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INTRODUCCIÓN
La teoría de la mente (ToM) es el proceso central del dominio de cognición social e implica la capacidad de reconocer emociones, atribuir estados mentales a los demás y a uno mismo, así como predecir patrones de comportamiento generados a su vez por estados mentales (1). Es bien sabido que existen diferentes niveles o grados de ToM, que se desarrollan desde la niñez hasta la edad adulta, siguiendo un proceso evolutivo en el que se alcanza una ToM más madura (2)(3)(4), estando su alteración vinculada a una serie de trastornos neuropsiquiátricos (5) tales como el trastorno del espectro autista(6)(7), la esquizofrenia(8)(9)(10), el trastorno bipolar(11)(12), el trastorno límite de la personalidad(13)(14)(15) la anorexia nerviosa (16)(17)(18), la depresión (19)(20), entre otros.
Diversos enfoques han intentado diseñar o validar instrumentos que permitan medir la cognición social, considerando en su construcción estímulos como rostros, videos de interacción social, frases grabadas, etc.(21), siendo uno de los más utilizados el Test de Lectura de la Mente a través de la Mirada (RMET) por sus siglas en inglés(22). El RMET es un instrumento que ha sido adaptado a diferentes idiomas y países para la valoración de la ToM avanzada en adultos jóvenes y adultos de mediana edad. Ha sido generalmente interpretado como una escala unifactorial (21)(23)(24)(25)(26), sin embargo algunos estudios han introducido sub-escalas relacionadas con la expresión emocional.
El RMET se ha utilizado ampliamente para medir los déficits de cognición social, los rasgos autistas y el reconocimiento de emociones (27). En esta tarea, los participantes observan imágenes de la región de los ojos de una fotografía y eligen una de las cuatro palabras que mejor describen lo que la persona en la imagen siente o piensa (6)(22). Las cuatro palabras de selección reducen respuestas aleatorias, y los participantes, de necesitarlo, pueden preguntar por su significado. Las imágenes de hombres y mujeres son igualmente proporcionales evitando sesgos de género. Además, en caso el evaluado tenga alguna duda sobre el significado de alguna de las palabras incluidos en la prueba, el RMET tiene un glosario para términos de descripción desconocidos (21)(26).
Teniendo en cuenta la importancia de desarrollar medidas estandarizadas y adecuadamente validadas para su aplicación en el área clínica y no clínica. Este estudio tiene como objetivo realizar una primera aproximación a las propiedades psicométricas del Test de Lectura de la Mente a través de la Mirada en población del sur del Perú, así como la confiabilidad test-retest después de un año de seguimiento.
MÉTODO
Participantes
Los participantes fueron reclutados entre jóvenes ingresantes a un instituto tecnológico, y entre población general de la ciudad de Arequipa - Perú. La muestra final estuvo conformada por 288 sujetos entre 17 y 55 años (edad promedio 21.82 ± 5.841; 55.6% eran mujeres), seleccionados de acuerdo con los siguientes criterios: 1) consentimiento de participación en el estudio, verbal o firmado; 2) coeficiente intelectual mayor a 85, evaluado con la versión computarizada del Test de matrices progresivas de Raven, escala general; 3) ausencia de antecedentes de enfermedad neurológica o psiquiátrica como esquizofrenia, trastorno bipolar, depresión, abuso / consumo perjudicial o trastornos por uso de sustancias psicoactivas. En la Figura 1 se muestra un cuadro de flujo sobre el recojo de datos. (Figura 1)
Procedimiento
Tras la aprobación del comité de ética institucional, se les explicó a los participantes las características del estudio. Los mismos tuvieron una semana para completar todas las pruebas psicológicas como una encuesta en línea usando formulario de Google, disponible en https://docs.google.com/forms/u/0/. En este estudio, presentamos un grupo específico que completó el Test de Lectura de la Mente a través de la Mirada. Se obtuvo información sociodemográfica general, como edad, sexo, situación económica y tipo de escuela secundaria a la que asistieron (religiosas, privadas o públicas). La versión aquí utilizada se basó en la versión argentina y española, descargada del sitio web del Autism Research Trust (https://www.autismresearchcentre.com). Primero, se realizó un análisis de verificación cualitativo comparativo de ambas versiones para adaptar y obtener los mejores términos lingüísticos para nuestra población. Luego, realizamos un estudio piloto con 6 jueces (todos psicólogos) para verificar las opciones verbales en las cuatro opciones de los 36 ítems. Una versión final fue administrada por una encuesta web.
Instrumento
La versión revisada del Test de lectura de la Mente a través de la Mirada es una medida sensible de la cognición social y la mentalización (22)(28). Se compone de 36 imágenes con cuatro palabras opcionales en cada elemento. Esas palabras representan lo que la persona en la imagen siente o piensa. Las fotos se presentan en escala de grises, y muestran solo la región de los ojos del rostro (Figura 2). Los participantes deben identificar el género de las personas en cada foto, como medida control. Por otro lado, seleccionan una opción de cuatro posibles del estado mental (haciendo clic en este adjetivo con el ratón de la computadora). Si alguna de las opciones no es entendible, tienen acceso a un glosario para cada opción en todos los elementos. Además, calculamos la valencia emocional (29)(30) como una suma de puntajes positivos (ítems 1, 6, 16, 20, 21, 25, 30, 31), negativos (ítems 2, 5, 11, 14, 17, 22, 23, 26, 27, 34, 35, 36) y neutrales (ítems 3, 4, 7, 8, 9, 10, 12, 13, 15, 18, 19, 24, 28, 29, 32, 33).
Figura 2 Diagrama de la presentación de estímulos del RMET. Se invitó a los participantes a responder cuál es el género de la persona en cada imagen y también qué siente o piensa él o ella (eligiendo una de las cuatro opciones posibles).
Análisis Estadístico
Se utilizaron pruebas de contraste paramétrico y no paramétrico (prueba t de Student para muestras independientes o prueba de U de Mann Whitney), considerando la prueba de normalidad de Kolmogorov-Smirnov y la prueba de homogeneidad de varianza (Levene), para comparar sexo, procedencia escolar y estado socioeconómico entre los participantes. Utilizamos ANOVA y la prueba post-hoc de Tukey para comparar las puntuaciones medias entre las versiones del RMET. La confiabilidad se midió con el coeficiente Kuder-Richardson 20 (KR-20), el Alpha de Cronbach y coeficiente Omega (ω). Para la consistencia interna utilizamos el coeficiente de correlación intraclase. La fiabilidad test-retest se midió con el método gráfico de Bland-Altman. También evaluamos la fiabilidad test-retest calculando el porcentaje de acuerdo. Se consideró aceptable un valor del 70% (25)(31). Se realizó un análisis factorial exploratorio, utilizando la rotación oblimin. Se utilizaron el software SPSS Statistics 24 (IBM), GraphPad Prism 6 (San Diego, EE. UU.), y el paquete estadístico R (Vienna, Austria) para los análisis estadísticos. Los resultados se muestran como media ± error estándar de la media (SEM) y valores de p se codifican de la siguiente manera: * p <0.05, ** p <0.01.
RESULTADOS
Datos sociodemográficos
La muestra final incluyó 288 participantes con un rango de edad entre 17 y 55 años. La edad media fue de 22.26 ± 6.85 y 21.27 ± 4.212 para mujeres y hombres, respectivamente. Los participantes provenían de diferentes niveles socioeconómicos (alto [31.3%], medio [36.5%] y bajo [32.3%]); así como de diferentes centros de enseñanza secundaria (privada [45.1%], pública [42%] y religiosa [12.8%]).
Confiabilidad y consistencia interna
Para valorar la confiabilidad del instrumento utilizamos la prueba Kuder-Richardson 20 (KR-20), una variante del Alpha de Cronbach como medida de consistencia interna, pero utilizada para ítems dicotómicos. El KR-20 evaluado para los hombres fue de 0.700 (con un IC del 95% de 0.618 a 0.773) y 0.570 para las mujeres (con un IC del 95% de 0.463 a 0.665). El KR-20 total obtenido para el RMET fue de 0.645 (con un IC del 95% de 0.581 a 0.704), similar a lo encontrado en la prueba Alpha de Cronbach, (0. 645) (Véase la Tabla 1) lo que indica que el test presenta una fiabilidad interna media (31). Finalmente, utilizamos el coeficiente omega (ω), como un estimador de consistencia interna basado en las cargas factoriales que indica la proporción de varianza atribuida a la totalidad de la varianza común (32). En el mismo encontramos un coeficiente de 0.666, considerado como bajo-medio. (Tabla 1)
Tabla 1 Correlación Intra-clase entre el pre y post-test después de un año de seguimiento
| Pre-test | Post-test | Correlación Intraclase | IC 95% | ||
| Media ± DS | Media ± DS | Límite inferior | Límite superior | ||
| Puntaje Sexo | 35.17 ± 1.105 | 34.87 ± 1.127 | 0.664 | 0.418 | 0.806 |
| Puntaje Mirada | 21.64 ± 3.503 | 21.94 ± 3.272 | 0.822 | 0.69 | 0.897 |
Comparación por sexo, procedencia escolar y nivel económico
La puntuación media para todos los participantes fue de 22 ± 4.484 (hombres 21.58 ± 4.93, mujeres 22.73 ± 4.025). Las respuestas correctas totales para el reconocimiento del sexo y el estado mental se compararon entre sexo, procedencia escolar y nivel económico (Figura 3). Se encontraron diferencias significativas en el reconocimiento del estado mental entre hombres y mujeres (prueba U de Mann Whitney: 8810.500, p <0.041*). No se encontraron diferencias en el reconocimiento del sexo (prueba t de Student: 1.212, p> 0.226). Además, la procedencia escolar no ha mostrado diferencias analizadas por ANOVA en el reconocimiento del sexo (F: 2.336, gl: 2, p> 0.099), o el reconocimiento de la mirada (F: 0.311, gl:2, p> 0.733). Así mismo, utilizando ANOVA, no se encontraron diferencias para el sexo o reconocimiento de la mirada, comparando por nivel socioeconómico (F: 1.102, gl: 2, p> 0.099, F: 1.102, gl: 2, p> 0.099, respectivamente). Cuando se hace un análisis detallado en los ítems denominados positivos y neutros, no encontramos diferencias significativas (F: 0.72, gl: 2, p=0.930; F: 0.715, gl: 2, p=0.490, respectivamente). Sin embargo, para los ítems negativos, se encontraron diferencias (F: 3.500, gl: 2; p=0.032*), la prueba post-hoc de Tukey nos muestra que aquellos sujetos de condición socioeconómica baja, tienen una media mayor al grupo socioeconómico medio (p=0.046*), mientras no existen diferencias con el grupo socioeconómico alto (p=0.087).
Figura 3 Comparación por género, precedencia escolar y nivel económico, considerando puntajes totales del reconocimiento del sexo y de la mirada, así como en la sub-división de puntajes positivos, negativos y neutros.
Distribución de respuestas en el RMET
El porcentaje de opciones correctas y sobre cada elemento refleja la dificultad de la tarea y permite un análisis del elemento (23)(25)(33). El análisis de ítems se expresa utilizando dos criterios [1]: una respuesta correcta se considera satisfactoria si al menos el 50% de la muestra elige la opción correcta. Del mismo modo, [2] las alternativas incorrectas no se pueden elegir en más del 25% (24). En nuestro estudio, siete ítems no cumplieron con el primer criterio (Q1, Q19, Q25, Q26, Q27, Q33 y Q34). Por otro lado, trece ítems no cumplían con el segundo criterio (Q1, Q9, Q10, Q12, Q16, Q17, Q19, Q25, Q27, Q32, Q33, Q34 y Q35). Estos resultados reflejan que algunos elementos fueron difíciles en nuestra población, pero esto fue similar a otras versiones del RMET (23)(24)(25).
Comparación entre versiones de RMET por país
Para evaluar la validez de la versión peruana del RMET, la comparamos con la versión de otros países. Además, buscamos estudios de validez recientes, y seleccionamos las puntuaciones medias de los participantes típicos para compararlos mediante pruebas ANOVA unidireccionales y la prueba post hoc HSD de Tukey (F = 58.754, p <0.0001**). Se encontraron muchas diferencias entre países europeos y no europeos (Figura 4). Por ejemplo, se encontraron diferencias significativas en el reconocimiento del estado mental entre la versión peruana de RMET y la argentina (Dif. = 1.1600, IC 95%: 0.0805 a 2.2395, p = 0.0249*), español (Dif. = 4.9800, IC 95% = 4.0384 a 5.9216, p = 0.00001**) o versiones italianas (Dif. = 2.6000, IC 95% = 1.5050 a 3.6950, p = 0.00001**). Por el contrario, no se encontraron diferencias entre las versiones peruana y persa (Dif = 0.5600, IC 95% = -0.3204 a 1.4404, p = 0.5309). Las versiones de los distintos países muestran resultados dispares, es posible que estas diferencias se deban a la interpretación cultural de la mirada, diferencias de vocabulario y muestras seleccionadas. (Figura 4)
Figura 4 Comparación de respuestas medias entre las versiones de RMET. A. Comparación entre países europeos, B. Países no europeos, C-D. Comparaciones entre otros países.
Validez Test-retest: seguimiento de un año
La validez test-retest se realizó con el modelo gráfico de Bland-Altman y la correlación intraclase. Se utilizó el periodo de un año ya que nos interesa conocer la fiabilidad a largo plazo. Se utilizaron estos métodos para medir la validez, utilizando la proporción de la variabilidad total entre los puntajes pre / post prueba, y cualquier diferencia entre ellos contra el promedio de las mediciones y el intervalo de acuerdo estimado.
En la gráfica de Bland-Altman, encontramos que la diferencia media obtenida fue de 0.3019 (DE = 1.11949), IC del 95%: -0.006680 a 0.6105, para el puntaje de reconocimiento de sexo, el límite superior de acuerdo fue 2.4961 y el límite inferior fue - 1.8923. Mientras tanto, para el puntaje de reconocimiento del estado mental, la diferencia media fue -0.3019 (DE = 2.64), IC 95%: -1.030 a 0.4265; el límite superior de acuerdo fue 4.8778 y el límite inferior fue -5.4816 (Figura 5).
Figura 5 Gráfico de Bland-Altman de la puntuación de reconocimiento de las características sexuales y de la mirada en la prueba Lectura de la mente en los ojos (n = 53).
Por otro lado, la estabilidad test-retest se evaluó utilizando el coeficiente de correlación intraclase (Tabla 1). La correlación intraclase muestra un acuerdo moderado y bueno para las puntuaciones de reconocimiento de sexo y estado mental, respectivamente (34). Ambas medidas muestran que RMET tiene una buena consistencia después de un año de seguimiento.
Análisis Factorial Exploratorio
Se aplicó el análisis factorial exploratorio (AFE) a 263 casos, usando los 36 ítems que constituyen la prueba ToM (reconocimiento de la mirada). Estos ítems fueron recodificados en formato 1-0 (acierto-error). El tratamiento de los valores perdidos fue el de eliminación por lista. En primer lugar, tras realizar el Análisis Paralelo sobre la matriz de correlaciones tetracóricas, por la condición dicotómica de los ítems, observamos como este sugiere la existencia de 3 componentes (véase Tabla 2, y Figura 3). Varios de los mismos coinciden con la diversificación de ítems negativos, positivos y neutrales. (Tabla 2)
Tabla 2 Tabla de auto-valores empíricos y simulados
| Valores propios del factor | Valores propios de factores simulados |
|---|---|
| 3.00 | 1.82 |
| 1.88 | 1.71 |
| 1.77 | 1.63 |
| 1.60 | 1.58 |
| 1.49 | 1.52 |
| 1.43 | 1.47 |
Tras comprobar la no-normalidad de las variables y la normalidad multivariada mediante el test de Mardia (Tabla 3), se utilizó como método de extracción “mínimos cuadrados no ponderados” (GLS). Este método permite hallar la totalidad de los índices de bondad de ajuste permitiendo, además, la realización de pruebas de significación estadística t de los parámetros estimados (35).
Tabla 3 Estudio Test de Mardia
| TEST | STATISTIC | P Valor |
|---|---|---|
| Mardia Skewness | 9098.7 | > 0.05 |
| Mardia Kurtosis | -2.6 | > 0.05 |
Estudiando la tabla de comparación de modelos (Tabla 4), decidimos quedarnos con la solución de 3 factores, el estadístico RMSEA tiene un valor menor a 0.05 (0.019<0.05), que es indicativo de un ajuste excelente; y, el porcentaje de varianza pese a ser reducido no resulta significativamente menor al del resto de modelos. Además, para el modelo de 3 factores los residuos son muy pequeños (no superando ninguno en valor absoluto 0.05).
Tabla 4 Especificación y comparación de los modelos propuestos
| Modelo | χ2 (p-valor) | χ2gl | RMSEA | ∆χ2 | ∆gl | p-∆χ2 | % varianza |
|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 5 factores | χ2 460 482.4 (0.23) | 1.048 | 0.013 | 13% | |||
| 4 factores | χ2492 522.11(0.16) | 1.061 | 0.015 | 39.71 | 32 | 0.16 | 15% |
| 3 factores | χ2525 577.43 (0.056) | 1.099 | 0.019 | 55.32 | 33 | 0.00 | 12% |
| 2 factores | χ2559 664.93(0.001) | 1.189 | 0.027 | 87.5 | 34 | 0.00 | 10% |
Rotación de los datos
Tras obtener la matriz de saturaciones, se procedió a rotar los datos mediante oblimin ya que los ítems están correlacionados.
DISCUSIÓN
Tanto la confiabilidad hallada con la prueba KR-20, Alpha de Cronbach y Omega, nos indican una fiabilidad interna media, sin embargo, es un una fiabilidad similar encontrada en otros trabajos y adaptaciones/versiones de la prueba.
La teoría de la mente implica una capacidad cognitiva innata caracterizada por una red neuronal compleja (5), y su disrupción puede estar involucrada en diferentes enfermedades mentales. En ese contexto, la evaluación de la teoría de la mente y la cognición social se ha convertido en una herramienta importante para evaluar una gran cantidad de trastornos neuropsiquiátricos, incluidas enfermedades neurodegenerativas y síndromes de desarrollo neurológico, especialmente en diagnósticos diferenciales (27), pero la correcta implementación de las propiedades normativas, los estudios de estandarización y validación son un factor clave a considerar, particularmente en los países en desarrollo.
El objetivo principal del presente estudio fue explorar las propiedades psicométricas del Test de Lectura de la Mente a través de la Mirada en población del sur del Perú, así como examinar la fiabilidad a largo plazo después de un período de seguimiento de un año en una muestra de población no clínica. La fiabilidad de este test se ha evaluado en más de 250 estudios que mostraron una buena consistencia interna (23). Hasta donde sabemos, esta es la primera medida validada que evalúa la teoría de la mente tomando población peruana. La prueba KR-20 y Alfa de Cronbach fueron de 0.645, similar a otros estudios en diferentes países como Canadá (34), Austria (35), Italia (21), Tailandia (36) o Alemania (24), etc. Lo que puede sugerir una variabilidad considerable en RMET entre versiones (37). La prueba Omgea fue de 0.666, muy similar a las anteriores. No obstante, consideramos esta versión tiene buena confiabilidad. Por otro lado, la validez test-retest después de un año de seguimiento mostró una buena consistencia en las puntuaciones de mirada y sexo, de manera similar a la versión persa y española (23)(38), que utilizan un seguimiento a largo plazo. La correlación intraclase y el análisis gráfico de Bland-Altman también muestra que el RMET tiene puntajes estables, incluso después de un año.
El análisis ítem-ítem mostró un patrón de funcionamiento equivalente a otros estudios internacionales, aunque no a todos. Esas diferencias pueden reflejar las particularidades culturales de cada país (39)(40), o diferencias en la ventaja intercultural de los estímulos faciales utilizados (41). Además, la traducción también puede implicar alteraciones sutiles en el significado y las láminas del objetivo (24); teniendo en cuenta que no se eligieron muchas respuestas correctas para muchas proporciones de participantes (es decir, ítems 1, 6, 9, 10, 12, 16, 19, 25, 27 o 34). Este efecto podría explicar la reducción de puntajes en la población peruana en comparación con otros países. No obstante, la variación en las respuestas a los diferentes ítems puede deberse a las características intrínsecas de la fotografía estímulo, etc. Investigación adicional debe analizar esta dificultad y considerar si esos ítems necesitan ser cambiados o eliminados.
Con respecto a las diferencias de sexo, nuestro estudio confirma una vez más que las mujeres obtienen puntajes más altos que los participantes masculinos (21)(33)(42); incluso en imágenes positivas o negativas. No encontramos diferencias en caras neutrales. Otros estudios que comparan el rendimiento entre hombres, mujeres y otros grupos clínicos señalan que, aunque el rendimiento masculino es peor que el de las mujeres, los hombres no responden igual a un grupo clínico (26). Más importante aún, no encontramos diferencias en el estado socioeconómico o en la educación, incluso comparando rostros negativos / positivos / neutrales, a pesar de los amplios rangos de edades evaluados y las diferencias sociodemográficas.
Finalmente, las limitaciones del estudio requieren ser consideradas. En primer lugar, a pesar de que la proporción de mujeres y hombres era similar en la muestra total, se necesita un análisis adicional teniendo en cuenta proporciones de género equivalentes entre diferentes rangos de edad, así como un tamaño de muestra más grande. Segundo, aunque en nuestro estudio tenemos una muestra de nivel educativo muy diferente, una cantidad mayor y una población diversa enriquecerían la consistencia, considerando las grandes diferencias étnico-culturales en Perú. Además, de manera similar al estudio de Fernández-Abascal et al. (38), se consideró un largo período para medir la confiabilidad. Pero es oportuno que períodos más cortos se tengan en cuenta para evaluar la estabilidad test-retest; esperando puntuaciones más altas durante largos períodos. Por otro lado, la investigación adicional sobre la evaluación y validación de RMET debe considerarse a mayores de 50 años, porque en países en desarrollo como Perú, la pirámide de población se está invirtiendo y la población de ancianos está creciendo.
En conclusión, la teoría de la mente es un dominio importante de la cognición social, y la versión adulta del RMET se ha utilizado ampliamente para medir la teoría de la mente en poblaciones clínicas y no clínicas (34). Es una prueba útil, fácil de administrar / puntuar. Nuestros resultados en la población peruana muestran una buena confiabilidad y validez del RMET, de manera similar a otros países. Estos resultados pueden mejorar la práctica clínica y otros estudios en Perú pueden discriminar mejor entre subgrupos poblaciones, por ejemplo, en estudiantes universitarios (43). En este grupo es de especial importancia establecer características particulares ya que suelen ser la fuente de estudios muestrales de estudios psicométricos por la facilidad de su acceso. Y aunque el RMET no se ha utilizado con tanta frecuencia en estos grupos para la evaluación de los componentes de cognición social e inteligencia emocional (44), esperamos que este estudio propicie nuevos trabajos en esta línea.
Es importante mencionar que la validación de instrumentos como este refleja un avance en los alcances de la psicométricos de los test neuropsicológicos en América Latina, un paso que otros países ya han adelantado en la región, proporcionando un claro alcance en la adaptación de estos instrumentos a poblaciones específicas, y que en este trabajo queda pendiente con la población infantil (45). Esperamos que en un futuro se pueda completar este grupo poblacional para así entender mejor las dinámicas de interacción y cognición social desde la infancia a la edad adulta. Consideramos que la generación de mayores contactos entre los grupos de investigación y la creación de consorcios es clave para aunar esfuerzos en esta área.
