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Algunos problemas con la utilizaciónde la adaptación española del

Inventario Clínico Multiaxial de Millon-II(MCMI-II) con fines diagnósticos

Some troubles with the use of theSpanish adaptation of Millon Clinical

Multiaxial Inventory-II (MCMI-II) fordiagnostic purposes

JESÚS SANZ*

RESUMEN

Uno de los objetivos del Inventario Clínico Multiaxial de Millon-II (MCMI-II)es identificar el diagnóstico específico que mejor se aplica a un paciente, paralo cual propone puntos de corte en puntuaciones tasa base (TB) que estánavalados por los resultados satisfactorios de un estudio de validación diagnós-tica. La adaptación española del MCMI-II presenta varias inconsistencias enlos baremos que sirven para transformar las puntuaciones directas a TB (erro-res tipográficos, altas discrepancias con los baremos americanos, cambios debaremos entre ediciones) y propone puntos de corte TB para el diagnósticocuya validez no viene avalada por ningún tipo de estudio empírico. El objetivodel presente artículo es analizar esos problemas y sus repercusiones, así comosugerir algunas recomendaciones al respecto, la más importante de las cualesimplica no utilizar la adaptación española del MCMI-II con fines diagnósticoshasta que se obtengan datos que sustenten su validez diagnóstica.

Clínica y Salud, 2007, vol. 18 n.º 3 287

Clínica y Salud, 2007, vol. 18 n.° 3 - Págs. 287-304. ISSN: 1135-0806

ARTÍCULOS

* Departamento de Persnalidad, Evaluación y Psicología Clínica. Universidad Complutense deMadrid.

ABSTRACT

One of the aims of Millon Clinical Multiaxial Inventory-II (MCMI-II) is to iden-tify the best diagnosis for patients. In order to achieve this goal, the MCMI-IIsuggests cutoff points in terms of base rate (BR) scores that are supported bysatisfactory results in a diagnostic validity study. The three editions of the Spa-nish adaptation of the MCMI-II show a number of inconsistencies concerningnorms to translate raw scores into BR –misprints, high discrepancies withAmerican norms, change of norms among editions. There is also a suggestionfor diagnostic BR cutoff points which validity is not supported by any empiricalresearch. This paper analyzes problems and implications stemming from thissituation. Some suggestions and recommendations are also made to overco-me those problems –the most important of which is not to use the Spanishadaptation of the MCMI-II for diagnostic purposes until data to support diag-nostic validity have been gathered.

PALABRAS CLAVE

Diagnóstico, Inventario Clínico Multiaxial de Millon-II, Validez, Adaptación.

KEY WORDS

Diagnosis, Millon Clinical Multiaxial Inventory-II, Validity, Adaptation.

Algunos problemas con la utilización de la adaptación española del Inventario Clínico Multiaxial de Millon-II (MCMI-II)...

288 Clínica y Salud, 2007, vol. 18 n.º 3

INTRODUCCIÓN

El Inventario Clínico Multiaxial deMillon (Millon Clinical MultiaxialInventory; MCMI), a lo largo de sustres versiones (MCMI-I, MCMI-II yMCMI-III; Millon, 1983, 1987; Millon,Millon y Davis, 1994), se ha conver-tido en uno de los instrumentos másprestigiosos y utilizados internacio-nalmente para la evaluación de lapsicopatología tanto en ámbitosprofesionales como de investigación(Butcher y Rouse, 1996; Piotrowski,1997). Así, una búsqueda en la basede datos PsycINFO mediante laspalabras “MCMI” o “Millon ClinicalMultiaxial Inventory” en los campostítulo y resumen para el períodocomprendido entre 1977, fecha deaparición de la primera versión delMCMI, y enero de 2007, dio lugar a1013 referencias, de las cuales 678se referían a artículos de revistas enlos cuales se había utilizado o anali-zado el MCMI.

En 1998 se publicó la adaptaciónespañola del MCMI-II. Desde enton-ces, este instrumento también haido ganando en popularidad entrelos investigadores y profesionalesespañoles, como lo demuestra elhecho de que en 1999 se publicarauna segunda edición de dichaadaptación y en 2002 una tercera.Asimismo, en los últimos años laadaptación española del MCMI-II hasido utilizada en más de una treinte-na de estudios realizados por inves-tigadores españoles y publicados

en revistas científicas1. En casi lamitad de estos estudios, el MCMI-IIfue empleado como instrumentodiagnóstico, de forma que se diag-nosticó la presencia de determina-dos trastornos psicológicos utilizan-do como único criterio puntuacio-nes superiores a los puntos de corteen alguna de sus escalas.

Desgraciadamente, la adaptaciónespañola del MCMI-II presenta algu-nos problemas con sus baremos ycon su validación diagnóstica queafectan a su utilización como instru-mento diagnóstico de los trastornosmentales, problemas que puedenconducir a los profesionales e inves-tigadores a realizar inferencias erró-neas sobre si sus pacientes presen-tan o no un trastorno clínico o untrastorno de personalidad. El objeti-vo del presente artículo es exponeresos problemas y sus repercusio-nes, así como sugerir algunas reco-mendaciones al respecto.

EL MCMI-II COMOINSTRUMENTO DIAGNÓSTICO

Para entender los problemas quepresenta la adaptación española delMCMI-II como herramienta diagnós-tica parece conveniente revisar losobjetivos para los cuales se diseñoel inventario y cuales son sus princi-pales características con relación aesos objetivos. En el manual del ins-trumento se nos dice que: “el princi-pal objetivo del MCMI-II es propor-

Jesús Sanz


1 Los lectores interesados pueden solicitar al autor una lista de los estudios españoles que han uti-lizado la adaptación española del MCMI-II.

cionar información a los clínicos (...)en tareas de evaluación y tratamien-to de personas con dificultadesemocionales e interpersonales. Elperfil de las puntuaciones de lasescalas del MCMI-II puede servirpara identificar qué grupo de perso-nas con dificultades emocionales ypersonales puede requerir una eva-luación más intensa o atención pro-fesional. [...] Más específicamente,los puntos de corte individualespara cada escala del MCMI-II pue-den usarse para tomar decisionessobre trastornos comportamentalesprimarios o síndromes clínicos. Deigual manera, los niveles de puntua-ción de los grupos de escalas pue-den ofrecer motivos para enjuiciar eldeterioro, la gravedad y cronicidadde la patología” (Millon, 1998, p. 16-17).

Para cumplir con estos objetivosclínicos, el MCMI-II no transformalas puntuaciones directas (PD) delas distintas escalas del cuestionarioen puntuaciones típicas, sino enpuntuaciones de tasa base (TB).Esta transformación relaciona lasPD de las escalas del MCMI-II conlas prevalencias de los trastornos encuestión en una muestra clínicarepresentativa, de forma que sepueda establecer un punto de cortediagnóstico para cada escala quereproduzca el mismo porcentaje decasos que se encontraría realmenteen la población de pacientes psico-patológicos. Así, por ejemplo, si laprevalencia de la depresión entrelos pacientes es de 25%, el puntode corte diagnóstico para la escalade depresión mayor sólo podría seralcanzado y superado por el 25%

de los pacientes de una muestrarepresentativa que completen elcuestionario y, por tanto, dicho pun-to de corte diagnóstico reproduciríaa la postre el 25% de pacientes condiagnóstico de depresión de lapoblación total de pacientes contrastornos mentales.

Por tanto, el uso de transforma-ciones de TB pretende perfeccionarla eficiencia diagnóstica del MCMI-IIya que, para Millon, “el propósitoprincipal de un instrumento clínicono es ubicar la posición relativa deun paciente en una distribución defrecuencias, sino calcular la proba-bilidad que el paciente tiene de for-mar parte de una entidad diagnósti-ca particular” (Millon, 1998, p. 73).En la misma dirección, Millon afir-ma: “los resultados del MCMI-IIpuden emplearse de distintas ma-neras con propósitos clínicos. Eluso principal es la interpretación deperfil mediante un proceso de infe-rencia de los aspectos más impor-tantes de la configuración de las 22escalas clínicas. Otro uso importan-te es la toma de decisiones paraidentificar el diagnóstico específicoque mejor se aplica al paciente”(Millon, 1998, p. 160).

En resumen, uno de los objetivosmás importante del MCMI-II es eldiagnóstico clínico y, para cumplirese objetivo, el MCMI-II utiliza pun-tuaciones TB que a priori permitenobtener mejores puntos de cortediagnóstico.

Para transformar las PD a TB,Millon y su grupo de investigaciónanalizaron los datos de 1.292



pacientes evaluados con el MCMI-IIpor más de 600 clínicos. Estos clíni-cos habían asignado a sus pacien-tes diagnósticos en el Eje I y en elEje II según los criterios del DSM-III-R. Los pacientes podían haber reci-bido más de un diagnóstico, pero sieste era el caso, los clínicos indica-ron cuál era el diagnóstico principal.A partir de estos datos, se estimó laprevalencia de cada uno de los tras-tornos que pretenden medir lasescalas del MCMI-II, se calcularonlas PD del MCMI-II y se selecciona-ron dos números arbitrarios paradesignar los puntos de corte de TBque correspondían a las PD de losgrupos diagnósticos. Así, en todaslas escalas se tomó la puntuaciónde TB 74 como la línea de cortesuperior que correspondería al por-centaje de pacientes que, segúnsus clínicos, presentaban un tras-torno clínico o un trastorno de per-sonalidad, y la puntuación de TBde 84 como la línea de corte supe-rior que correspondería al porcen-taje de pacientes en los cuales,según sus clínicos, dichos trastor-nos clínicos o trastornos de perso-nalidad eran los principales o mássobresalientes. Así, por ejemplo, siel 48% de las mujeres de la mues-tra clínica sufría un trastorno distí-mico y en el 29% el trastorno distí-mico era el diagnóstico principal,entonces la PD de la escala de Dis-timia (D) del MCMI-II que sólo esalcanzada o superada por el 48%de las mujeres de la muestra depacientes se transformaría en TB75 y la PD de dicha escala que sóloes alcanzada o superada por el29% de las mujeres de la muestrade pacientes se transformaría en

TB 85. De forma similar, se selec-cionó arbitrariamente una puntua-ción TB de 60 para representar lamediana de las PD de todos lospacientes de la muestra normativaclínica del MCMI-II (este valor seaplicó a todas las escalas excep-tuando la escala de Hipomanía, enla que la puntuación directa de lamediana de los pacientes eramenor que la puntuación directa dela mediana de una muestra no clíni-ca o “normal” de personas), y unapuntuación TB de 35 para repre-sentar la mediana o puntuación delcentil 50 de una muestra no clínicade personas en todas las escalasde personalidad patológica (“S”,“C”, “P”) y en las escalas de tras-tornos clínicos (desde “A” hasta“PP”) (Millon, 1998, pp. 77-78).

Como era lógico suponer, en laadaptación española se siguieronesas mismas directrices: “paradesignar las líneas de corte de lastasas base en cada subgrupo detrastornos de personalidad y síndro-mes clínicos, se tomaron dichosnúmeros [los utilizados por Millon] dela siguiente manera: TB 74 designala presencia de este tipo de persona-lidad o síndrome; TB 84 indica el tipode personalidad o síndrome más altoo sobresaliente; TB 60 representa lapuntuación de la mediana de todoslos pacientes; y TB 35 es la puntua-ción media que se corresponderíacon los sujetos no clínicos” (Millon,1998, pp. 174-175).

Aunque la transformación de PDa TB puede constituir a priori unabuena estrategia para obtener losmejores puntos de corte diagnósti-

Jesús Sanz


co, esta es una cuestión empíricaque debe confirmarse con los estu-dios de validación adecuados. Eneste sentido, las directrices de laComisión Internacional de Tests(ITC, 2000) afirman que se deberían“utilizar puntos de corte en la inter-pretación de las puntuaciones sólocuando se disponga de datos empí-ricos sobre su validez” (Directriz2.7.9.; ITC, 2000).

En consecuencia, la utilización dela TB 75 para indicar la presencia deun determinado tipo de trastorno depersonalidad o de trastorno clínico,y la utilización de la TB 85 para indi-car el tipo de trastorno de personali-dad o de trastorno clínico mássobresaliente, debería contar conlos datos apropiados que respalda-ran la validez de dichas indicacioneso interpretaciones. Precisamente,este es uno de los puntos fuertesdel MCMI-II. En el manual originaldel instrumento se justifica empíri-camente la utilización de dichospuntos de corte analizando (1) losperfiles en el MCMI-II de distintosgrupos diagnósticos, tanto en lamuestra clínica normativa como enuna muestra adicional de validacióncruzada compuesta por 703 pacien-tes (véanse las pp. 109-137 deMillon, 1998, 1999 y 2002) y (2) laeficacia diagnóstica de los puntosde corte de las escalas tomandocomo criterio los diagnósticos reali-zados por los clínicos en esa mues-tra de validación cruzada (véanse lap. 129 y las pp. 138-143 de Millon,1998, 1999 y 2002).

En general, los resultados de to-dos estos análisis apoyan de forma

satisfactoria la utilización del MCMI-II como instrumento diagnóstico apartir de las PD seleccionadascomo TB 75 y TB 85 y, en especial,los resultados de los análisis de laeficacia diagnóstica de los puntosde corte, ya que, sin duda, estosdatos de validez diagnóstica son losque mejor pueden justificar esa utili-zación del MCMI-II. Así, por ejem-plo, en términos del valor o poderpredictivo positivo (probabilidad deque un paciente identificado por elMCMI-II como padeciendo undeterminado trastorno tenga real-mente ese trastorno), el éxito diag-nóstico de las TB 75 oscila entre58% y 80% para las 13 escalas detrastornos de personalidad, con unpromedio de 69%, y entre 50% y92% para las 9 escalas de trastor-nos clínicos, con un promedio de70% (véanse las Tablas 3.14 y 3.16de Millon, 1998, 1999 y 2002). Deforma parecida, los índices de sen-sibilidad (capacidad del MCMI-IIpara identificar correctamente a lospacientes que tienen un trastornoen particular) y de especificidad(capacidad del MCMIII para identifi-car correctamente los pacientes queno tienen un trastorno en particular)son también satisfactorios. Para lasescalas de trastornos de personali-dad, la sensibilidad de las TB 75varía entre 50% y 78%, con unamedia de 69%, y su especificidadoscila entre 91% y 99%, con unamedia de 95%, mientras que paralas escalas de trastornos clínicos, lasensibilidad de las TB 75 fluctúaentre 34% y 87%, con una mediade 62%, y su especificidad varíaentre 83% y 99%, con una mediade 95% (véanse las Tablas 3.14 y



3.16 de Millon, 1998, 1999 y 2002).Es habitual considerar como bue-nos índices de sensibilidad y espe-cificidad valores de 70% o más,como aceptables índices entre 50%y 69% y como pobres índices me-nores de 50% (West y Finch, 1997),por lo que esos datos de eficaciadiagnóstica, que pueden conside-rarse entre buenos y aceptables, nosólo corroboran la util idad delMCMI-II para la evaluación psicopa-tológica, sino que son el apoyoempírico más necesario y sólidopara emplear el MCMI-II como ins-trumento diagnóstico en un contex-to clínico.

LOS PROBLEMAS DE LAADAPTACIÓN ESPAÑOLA DEL MCMI-II

Desgraciadamente, en su utiliza-ción como instrumento diagnóstico,la adaptación española del MCMI-IIpresenta varios problemas que tie-nen que ver, por un lado, con losbaremos para la transformación dePD a puntuaciones TB y, por otrolado, con los índices de validezsobre las bondades diagnósticas delos puntos de corte TB para el diag-nóstico.

Problemas con los baremos de laadaptación española del MCMI-II

Existen al menos cuatro proble-mas con los baremos de la adapta-ción española del MCMI-II que,tomados en conjunto, aconsejan sercautos en su utilización con propó-sitos diagnósticos.

Discrepancias entre baremos ytablas en la 1.ª y 2.ª edición delmanual: errores tipográficos?

Un primer problema con los bare-mos de la adaptación española delMCMI-II afecta a los usuarios de la1.ª y la 2.ª edición de dicha adapta-ción, y tiene que ver con una discre-pancia importante entre la informa-ción que aparece en una parte delmanual (los baremos de los Anexos)y la información que aparece en otraparte de dicho manual (las Tabla 5.3y 5.4). En concreto, en las dos pri-meras ediciones del manual españoldel MCMI-II, las PD que se corres-ponden con las TB de 35, 60, 75 y85 en los baremos españoles queaparecen recogidos en los Anexos 3y 4 (Millon, 1998, p. 185 y 186) nocoinciden, respectivamente, con: (a)la mediana en PD de la muestra deespañola de personas normales quese recoge en la Tabla 5.4 del manual(Millon, 1998, p. 174), (b) la medianaen PD de la muestra clínica españo-la de baremación que también serecoge en la Tabla 5.4, (c) la línea decorte en PD correspondiente a la TB75 que se recoge en la Tabla 5.3 delmanual (Millon, 1998, p. 173), y (c) lalínea de corte en PD correspondien-te a la TB 85 que también se recogeen la Tabla 5.3, cuando tales valoresdeberían coincidir según las directri-ces anteriormente mencionadas.

Como muestra de esta discre-pancia, en la Tabla 1 se presentanlas correspondencias para la escalade Depresión Mayor (CC) en lasmuestras normativas españolas demujeres, aunque el problema al quese hace alusión es general y afecta

Jesús Sanz


a todas las escalas del MCMI-II y atodas las muestras de baremación.Por ejemplo, y como puede obser-varse en la Tabla 1, en la versiónespañola la TB 60 para la escala CCse corresponde en los baremos depacientes mujeres de los Anexoscon una PD de 23-31, mientras quela mediana de la muestra normativade pacientes mujeres que se recogeen la Tabla 5.4 (y que debería ser laTB 60) es de 50. Por otro lado, la TB35 para la escala CC se correspon-de en los baremos de pacientes

mujeres de los Anexos con una PDde 11, mientras que la mediana dela muestra normal española demujeres que también se recoge enla Tabla 5.4 (y que debería ser la TB35) es de 8. Obviamente, tales valo-res deberían coincidir dada las defi-niciones de TB 50 y TB 35 queantes se han mencionado. De he-cho, en el propio manual español serecogen baremos y tablas de la ver-sión americana del manual, y entredichos baremos y dichas tablas nohay discrepancia. Así, la TB 60 para



Tabla 1. Correspondencia en cuanto a la definición de las puntuacionesde tasa base de la escala de Depresión Mayor (CC) en las muestras

normativas de mujeres entre la información que aparece en los baremosde los Anexos del manual de la adaptación española del MCM-II y la

información que aparece en las tablas de dicho manual

Nota.—TB = Puntuaciones tasa base. PD = Puntuaciones directas. n. e. = No se especifican estos valo-res en el manual de la adaptación española del MCMI-II (1.ª ed., 2.ª ed. o 3-ª ed.) aMedida de lospacientes (varones + mujeres) de la muestra de baremación estadounidense.

la escala CC en los baremos de lasmujeres americanas que se recogenen los Anexos se corresponde conuna PD de 17, justo el valor medio2

de la muestra normativa de pacien-tes que aparece en la Tabla 2.21también recogida en el manualespañol.

Curiosamente, en las dos prime-ras ediciones de la adaptaciónespañola, las TB 85 que aparecenen los baremos de los Anexos secorresponden con las medianascorrespondientes en PD de lamuestra normativa de pacientes dela Tabla 5.4, cuando dichas media-nas deberían ser las TB 60. Porejemplo, en los baremos de laspacientes mujeres de los Anexos, laTB 85 para la escala CC se corres-ponde con una PD de 50, justo elvalor que aparece en la Tabla 5.4como mediana (o TB 60) de lamuestra normativa de pacientesmujeres para esa escala (véase laTabla 1).

En definitiva, en las dos primerasediciones de la adaptación españoladel MCMI-II hay una discrepanciaentre los valores recogidos en losbaremos de los Anexos del manualy los valores que aparecen en lastablas que se presentan en las pági-nas interiores del manual. Posible-mente, estas discrepancias tienenque ver con errores de tipo tipográ-fico, pero no queda claro si los erro-res están en las tablas, en los bare-mos de los Anexos, o en ambos,

aunque dado los baremos estadou-nidenses y los nuevos baremosespañoles que se presentan en la3.ª edición de la adaptación espa-ñola, es muy probable que los erro-res estén en las tablas. Lógicamen-te, el mayor problema para los pro-fesionales e investigadores que hanutilizado o utilizan el MCMI-II seríaque los errores tipográficos estuvie-ran en los baremos de los Anexos,dado que entonces las transforma-ciones de PD a TB que se consi-guen utilizando dichos baremos, taly como dictan las normas decorrección del manual, serían total-mente incorrectas.

Diferencias de los baremosespañoles de la 1.ª y 2.ª edicióndel manual con los baremosestadounidenses

Un segundo problema con losbaremos españoles del MCMI-II esque, para algunas escalas, talesbaremos difieren de los baremosestadounidenses más de lo quecabría esperar, lo cual arrojaría nue-vas dudas sobre su validez. Porsupuesto, esas diferencias podríandeberse a las características dife-renciales de la población españolafrente a la estadounidense, caracte-rísticas que precisamente justificarí-an la necesidad de una adaptaciónespañola del MCMI-II en lugar deuna simple traducción. Sin embar-go, tales diferencias son a vecesmuy grandes en magnitud y no son

Jesús Sanz


2 Aunque en la directriz se habla de mediana, los datos de las medianas americanas no aparecenrecogidos en el manual, sino tan sólo las medias.

consistentes con las diferencias quese encuentran con otros instrumen-tos de evaluación psicopatológica.

Por ejemplo, en los baremosespañoles de pacientes mujeresque se encuentran en los Anexos dela 1.ª y 2.ª edición del MCMI-II, laPD correspondiente a una TB 75 enla escala de Distimia (D) es 47, 16puntos más que la PD que se co-rresponde a una TB 75 en los bare-mos estadounidenses de pacientesmujeres (PD = 31). Esta diferenciaes aún mayor si al final resulta quelos baremos españoles de los Ane-xos están equivocados y la PD querealmente corresponde a la TB 75en la muestra normativa de pacien-tes españolas es la que aparecerecogida en la Tabla 5.3 de las dosprimeras ediciones del manual.Efectivamente, en este caso, la PDcorrespondiente a una TB 75 en laescala D es 64, 33 puntos más quela correspondiente a la TB 75 de losbaremos estadounidenses. A partirde una muestra de 73 pacientes condiferentes trastornos mentales de laClínica Universitaria de Psicologíade la Universidad Complutense deMadrid, se ha obtenido una desvia-ción típica de 17,4 en PD para laescala D, por lo que la discrepanciaentre los baremos españoles y losestadounidenses en dicha escala

podría oscilar aproximadamenteentre una y dos desviacionestípicas3, magnitudes considerablesque no concuerdan con las diferen-cias que se encuentran con otrosinstrumentos que evalúan sintoma-tología depresiva. Por ejemplo, lamedia obtenida en la muestra nor-mativa de pacientes españoles conel Inventario para la Depresión deBeck-II (BDI-II) es prácticamenteigual a la media obtenida en mues-tras de pacientes estadounidenses(22,1 frente a 22,3; véase la Tabla 2),semejanza que es coherente con losresultados que se obtienen condicho instrumento al compararmuestras españoles y estadouni-denses seleccionadas de la pobla-ción general o de la población deestudiantes universitarios (véase laTabla 2).

Nuevos baremos en la 3.ª edicióndel manual respecto a las dosediciones anteriores

Un tercer problema tiene que vercon la aparición de nuevos baremospara la población de pacientesespañoles en los Anexos de la 3.ªedición de la adaptación española(Millon, 2002) y que sustituyen a losbaremos que aparecían en los Ane-xos de las dos ediciones anteriores.



3 Con este tamaño muestral, el error que se comete al estimar la desviación típica de la escala D enla población de pacientes españoles con trastornos mentales puede ser grande, pero dicha estima-ción parece conservadora a la hora de considerar la magnitud de la discrepancia entre los baremosespañoles y los estadounidenses. Por ejemplo, a partir de tres muestras que totalizaban 978 pacien-tes españoles con drogodependencias, Herrero (2004) obtuvo desviaciones típicas para la escala Dque oscilaban entre 12,4 y 13,6, lo cual indicaría que la discrepancia entre los baremos españoles ylos estadounidenses podría llegar a alcanzar más de 2,5 desviaciones típicas.

Estos nuevos baremos parten deuna muestra clínica mayor (710pacientes frente a los 377 de losbaremos antiguos)4 lo que, en prin-cipio, permitiría obtener mejorespuntuaciones de corte y, por ende,mejorar las características diagnós-ticas de la adaptación española delMCMI-II. Por tanto, su apariciónobviamente no constituye en símismo un problema, sino en todocaso un punto fuerte de la adapta-

ción española del MCMI-II. Es más,en esta tercera edición, al contrariode lo que ocurría en las dos anterio-res, no hay ninguna discrepanciaentre la información que aparece enuna parte del manual (los baremosde los Anexos) y la información queaparece en otra parte de dichomanual (la Tabla 5.3). Así, en estatercera edición las PD que secorresponden con las TB 60, 75 y85 en los baremos de los Anexos

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Tabla 2. Comparación entre las medias obtenidas con el Inventario parala Depresión de Beck-II (BDI-II) en muestras estadounidenses

y en muestras españolas

Nota.— aEE.UU. = Media ponderada por el número de participantes de las 8 muestras estadouniden-ses recogidas en Sanz et al. (2005); España = Sanz et al. (2005).bEE.UU. = Hunt et al. (2003); España = Sanz, Perdigón y Vázquez (2003).cEE.UU. = Media ponderada por el número de participantes de las 3 muestras estadounidenses recogi-das en Sanz, Navarro y Vázquez (2003); España = Sanz, Navarro y Vázquez (2003).

4 Sorprende, no obstante, que en la descripción de las características demográficas y clínicas de lanueva muestra normativa clínica (véase la Tabla 5.2 de la 3.ª edición), los porcentajes de pacientesque se corresponden con cada una de las categorías de esas características (edad, situación/estado,duración del episodio reciente y problemas importantes del estado de los pacientes) coincidan exac-tamente, incluso en dos decimales, con los respectivos porcentajes de pacientes de la muestra nor-mativa clínica de las ediciones anteriores (véase la Tabla 5.2 de la 1.ª-2.ª edición). Con la única excep-ción de los dos porcentajes del sexo, la coincidencia exacta abarca a 24 porcentajes, circunstanciamuy poco probable por azar y que, probablemente, sea debido de nuevo a algún tipo de error tipográ-fico.

coinciden con las PD correspon-dientes en la Tabla 5.3 del manual(véase la Tabla 1 para un ejemplo).

No obstante, las diferencias entreambos baremos son notables y portanto los resultados obtenidos conellos pueden diferir considerable-mente. Por ejemplo, para la escalade Depresión Mayor (CC), la PD quese corresponde con la TB 75 en lasdos primeras ediciones es 42, mien-tras que en la tercera edición es 11-10 puntos menor (31-32; véase laTabla 1). En la muestra de pacientesde la Clínica Universitaria de Psico-logía anteriormente mencionada, seobtuvo una desviación típica de13,1 en PD para la escala CC, por loque la discrepancia entre los bare-mos de la tercera edición y los bare-mos de las ediciones anteriorespodría alcanzar casi una desviacióntípica5, magnitud ciertamente consi-derable que podría suponer que conlos antiguos baremos el trastornodepresivo mayor no fuera diagnosti-cado en un buen número de pacien-tes, pero sí lo fuera en esos mismospacientes con los nuevos baremosde la 3.ª edición.

De nuevo, el hecho de que losbaremos difieran no es un problemaen sí (siempre y cuando se puedademostrar finalmente que los nue-vos baremos mejoran la eficaciadiagnóstica de la adaptación espa-

ñola del MCMI-II), pero se puedeconvertir en un problema si losinvestigadores o los profesionalesno informan sobre qué edición delMCMI-II han aplicado y, por tanto,no es posible saber qué baremoshan utilizado para convertir las PDen TB, o si los investigadores o losprofesionales no son conscientes dela existencia de estos nuevos bare-mos y, por ejemplo, comparan erró-neamente sus resultados con losobtenidos a partir de baremos dis-tintos. Me temo que, lamentable-mente, estas dos posibilidades pue-den ser más frecuentes de lo queuno quisiera, y así lo sugiere elhecho de que de los 8 estudiosespañoles localizados que han utili-zado el MCMI-II y que han sidopublicados al menos dos años des-pués de la publicación de la 3.ª edi-ción (entre 2004 y 2006), 3 de ellosno mencionaban la edición españo-la que en concreto habían utilizado(tan sólo citaban la referencia al tra-bajo original americano).

Diferencias de los baremosespañoles de la 3.ª edición delmanual con los baremosestadounidenses

Un cuarto problema con los bare-mos españoles del MCMI-II es quetambién los nuevos baremos de la3.ª edición difieren de los baremos



5 De nuevo, esta estimación de la desviación típica de la escala CC debe tomarse con las debidasprecauciones; sin embargo, dicha estimación posiblemente sea conservadora a la hora de considerarla magnitud de la discrepancia entre los baremos de la 3.ª edición y los baremos de la 1.ª-2.ª edición,ya que Herrero (2004) obtuvo desviaciones típicas para la escala CC que oscilaban entre 9,8 y 10,7, locual indicaría que dicha discrepancia podría sobrepasar una desviación típica.

estadounidenses. Es cierto quedicha diferencia es menor que laque presentan los baremos españo-les de las dos ediciones anteriores,pero, no obstante, en algunos casosla diferencia entre los nuevos bare-mos españoles y los estadouniden-ses parece mayor de lo que cabríaesperar. Por supuesto cabe la posi-bilidad, tal y como se comentabaantes, de que esas diferencias sedeban a las características diferen-ciales de la población españolafrente a la estadounidense y que,por tanto, dichas diferencias nosean un problema, sino una virtudde la adaptación. Pero, de nuevo,en algunas escalas las diferenciasson notables en magnitud y no sonconsistentes con las ausencias dediferencias que se encuentran conotros instrumentos de evaluaciónpsicopatológica. Por ejemplo, en losbaremos españoles de pacientesmujeres que se encuentran en losAnexos de la 3.ª edición del MCMI-II, la PD correspondiente a una TB75 en la escala de Distimia es 40-41, lo que supone 9-10 puntos másque la PD que se corresponde a unaTB 75 en los baremos estadouni-denses de pacientes mujeres (PD =31) y, por tanto, representaría unadiscrepancia de más de media des-viación típica entre ambos baremosque no es consistente con la ausen-cia de diferencias entre muestrasespañolas y estadounidenses quepresenta, por ejemplo, el BDI-II.

En cualquier caso, las diferenciasentre los baremos estadounidensesdel MCMI-II original y los baremosespañoles de cualquiera de las edi-ciones españolas del MCMI-II

cobran sobre todo relevancia en elcontexto de los problemas de vali-dación diagnóstica de la propiaadaptación española del MCMI-II ya los que me referiré a continuación.

Problemas con los índices devalidez diagnóstica de laadaptación española del MCMI-II

Como se comentaba líneas atrás,la utilización de puntos de corte enla interpretación de las puntuacio-nes de un test requiere la existenciade datos sobre la validez de dichospuntos de corte (ITC, 2000). Portanto, la utilización con propósitosdiagnósticos de las TB 75 y TB 85obtenidas a partir de los baremosespañoles de cualquiera de las edi-ciones de la adaptación españoladel MCMI-II requeriría la existenciade estudios de validez sobre la efi-cacia diagnóstica de dichos puntosde corte.

Lamentablemente, ninguna de lasediciones de la adaptación españoladel MCMI-II presenta estudios odatos de validez diagnóstica de lospuntos de corte obtenidos a partirde los baremos españoles. Dehecho, las dos primeras edicionesde la adaptación española delMCMI-II (Millon 1998, 1999) noincluyen ningún dato o estudio em-pírico sobre la validez de dichaadaptación en cualquiera de losaspectos en que la validez puedeexaminarse (p. ej., validez factorial,validez convergente, validez discri-minante, validez de contenido, vali-dez de criterio, validez diagnóstica),limitándose tan sólo a presentar los

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índices de fiabilidad de consistenciainterna de las escalas (los cuales, engeneral, son adecuados; véase laTabla 5.5 de Millon 1998, 1999).

La 3.ª edición de la adaptaciónespañola amplia la informaciónsobre las propiedades psicométri-cas de la misma incluyendo datossobre su validez factorial y sobre suvalidez convergente y discriminanterespecto a las escalas de la adapta-ción española del MMPI-2 (véanselas Tablas 5.8 y 5.9 de Millon, 2002),pero tales índices, aunque relevan-tes para otros propósitos del MCMI-II, no lo son para sustentar la utiliza-ción del MCMI-II como instrumentodiagnóstico. Para ello, la adaptaciónespañola debería incluir informaciónparecida a la que presenta el MCMI-II original, especialmente un análisis,en muestras de pacientes españo-les, de la eficacia diagnóstica (p. ej.,sensibilidad, especificidad, valorpredictivo positivo, valor predictivonegativo) de las TB 75 o de las TB85 obtenidas a partir de los bare-mos españoles. La ausencia de estetipo de información empírica no per-mite sustentar con un mínimo deseguridad la utilización del MCMI-IIcomo instrumento diagnóstico apartir de los puntos de corte defini-dos por las TB 75 y TB 85. Quizástales datos, de existir, apoyarían lasbondades psicométricas de laadaptación española del MCMI-II encuanto a su validez diagnóstica,pero este extremo es una cuestiónempírica que requiere precisamentela realización de tales estudios y, ensu ausencia, lo más prudente es norealizar ningún diagnóstico basadoúnicamente en una puntuación por

encima de la TB 75 o la TB 85 enalguna de las escalas de la adapta-ción española del MCMI-II.

Podría argumentarse, en apoyode la utilización diagnóstica de laadaptación española del MCMI-II,que los datos de validación diag-nóstica que presenta el MCMI-II ori-ginal en muestras de pacientesestadounidenses son generalizablesa las muestras españolas. Sinembargo, la generalización de losíndices de validación no se puedeasumir automáticamente, sino quedebería confirmarse empíricamente.De hecho, esta asunción es másproblemática dado que, como se havisto, los baremos y, por tanto, lospuntos de corte TB 75 y TB 85 de laversión original son diferentes de losde la adaptación española en cual-quiera de sus tres ediciones.

Es más, la estrategia de transfor-mar las PD en puntuaciones TB nosiempre tiene por qué lograr puntosde corte con índices adecuados devalidez diagnóstica, ya que el éxitode dicha estrategia depende de fac-tores tales como el tamaño y repre-sentatividad de la muestra de bare-mación y la forma y el cuidado conque los clínicos realizaron los diag-nósticos en dicha muestra (depen-diendo, por ejemplo, del tiempo decontacto del clínico con el paciente,de la util ización de entrevistaslibres, estructuradas o semiestruc-turadas, del uso de listados de sín-tomas o criterios diagnósticos decomprobación, de la verificaciónposterior de los diagnósticos, de larealización de análisis de fiabilidadinterjueces, etc.). A estos factores



también habría que añadir las dife-rencias culturales, ya que las tasasde prevalencia de los trastornossuelen ser diferentes en distintospaíses, aunque estos países esténtan cercanos culturalmente comolos europeos. Por ejemplo, estudiosrecientes indican que la prevalenciaa los 12 meses de los trastornosdepresivos y de los trastornos deansiedad difiere de forma significati-va en España, Holanda, Francia, Ita-lia, Alemania y Bélgica (ComisiónEuropea, 2004). Estos datos cues-tionarían el procedimiento utilizadoen la adaptación española delMCMI-II de asumir las tasas de pre-valencia estadounidenses para deli-mitar los puntos de corte TB 75 yTB 856. En conjunto, estos factores,pues, también apuntarían a la nece-sidad de realizar un estudio de vali-dación diagnóstica con muestrasespañolas de los puntos de corteTB 75 y TB 85 obtenidos a partir delos baremos, en lugar de asumir lageneralización de los índices devalidación estadounidenses. Dehecho, en Bélgica, la adaptación delMCMI-III ha tenido que prescindirde la estrategia de Millon de trans-formar las PD en puntuaciones TBpara obtener los puntos de corteóptimos para el diagnóstico, ya quedicha estrategia ofrecía índicesdiagnósticos muy pobres en lasmuestras de pacientes belgas y, ensu lugar, se ha utilizado el análisis

de las curvas ROC (Receiver Opera-ting Characteristic o curvas de ren-dimiento predictivo) que permitenrepresentar gráficamente la sensibi-lidad y la especificidad para cadauna de las PD de las escalas y, enconsecuencia, seleccionar comopunto de corte para cada escala laPD que mejor rendimiento diagnós-tico ofrece (Rossi y Sloore, 2005).

CONCLUSIONES

El MCMI-II fue diseñado, entreotros objetivos, para llegar a un diag-nóstico del trastorno o de los trastor-nos mentales que puede estarsufriendo un paciente. En su versiónoriginal, los puntos que corte quepropone el instrumento para realizaresos diagnósticos a partir de laestrategia de transformar las PD enTB están avalados por los resulta-dos satisfactorios de un estudio devalidación diagnóstica en unamuestra cruzada de pacientes esta-dounidenses.

La adaptación española delMCMI-II, en sus tres ediciones, hasido también utilizada por algunosprofesionales e investigadores espa-ñoles para la realización de diagnós-ticos. Sin embargo, la adaptaciónespañola muestra varias inconsisten-cias en los baremos para la transfor-mación de PD a puntuaciones TB

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6 El manual de las dos primeras ediciones de la adaptación española explícitamente afirma la asun-ción de las tasas de prevalencia estadounidenses para la obtención de los puntos de corte (p. 174,Millon, 1998, 1999). Tal afirmación ha desaparecido de la 3.ª edición de la adaptación, pero tampocohay ninguna información en dicha edición sobre el procedimiento finalmente utilizado para la obten-ción de los puntos de corte.

(errores tipográficos, altas discrepan-cias con los baremos americanos,cambios de baremos entre edicio-nes) que hacen dudar de la adecua-ción de tales baremos, pero, sobretodo, la adaptación española propo-ne puntos de corte TB para el diag-nóstico cuya validez no viene avala-da por ningún tipo de estudio empíri-co. Hasta que tales inconsistenciasen los baremos hayan sido aclaradasy hasta que se obtengan datos quesustenten la validez diagnóstica delos puntos de corte propuestos apartir de esos baremos, lo más pru-dente es que la adaptación españoladel MCMI-II no sea utilizada con finesdiagnósticos o, en todo caso, no seautilizada como criterio único para lle-gar a un diagnóstico y que, portanto, cualquier inferencia diagnósti-ca que se haga a partir de la presen-cia de una puntuación que supere elpunto de corte establecido sea pos-teriormente confirmada mediantealgún tipo de entrevista diagnósticarealizada por un clínico.

Por supuesto, los problemasseñalados en este artículo no afec-tan a la utilización del MCMI-II comoinstrumento para detectar síntomasy síndromes psicopatológicos ypara evaluar su gravedad. El mismoproceso de construcción del MCMI-II y el propio contenido de sus ítems,en conjunción con los datos de fia-bilidad, validez factorial y validezconvergente que presenta el manualespañol, avalan ese uso de la adap-tación española del MCMI-II, lo queobviamente es muy importante paraevaluar, por ejemplo, el estadogeneral de los pacientes o la efecti-vidad de un proceso terapéutico.

Sin embargo, no hay que confundirlos niveles de análisis síntoma/sín-drome/trastorno. El diagnóstico deun trastorno se efectúa teniendo encuenta no sólo el tipo y número desíntomas presentes, sino tambiénciertos criterios que difícilmentepuede evaluar el MCMI-II a partir delcontenido de sus ítems como, porejemplo, el grado de interferencia (p.ej., los síntomas deben provocardeterioro social, escolar, o laboral) yla ausencia de ciertas causas posi-bles o de ciertos diagnósticos con-currentes (p. ej., para el diagnósticode algunos trastornos, los síntomasno deben considerarse el efectofisiológico directo de una enferme-dad médica o de la ingestión demedicamentos o drogas, o no sedeben explicar mejor por la presen-cia de otro trastorno mental). Apesar de las limitaciones que elMCMI-II y, en general, la mayoría delos cuestionarios tienen para evaluaresos criterios diagnósticos, las pun-tuaciones que ofrece el MCMI-IIpodrían servir para estimar la pre-sencia de un trastorno, tal y comoMillon pretendía, siempre y cuandoel MCMI-II, como cualquier otrocuestionario, pueda demostrar suvalidez diagnóstica. Por tanto, futu-ras investigaciones con la adapta-ción española del MCMI-II deberíanconfirmar la validez diagnóstica delas puntuaciones de corte propues-tas mediante el correspondienteestudio empírico, lo cual fue preci-samente lo que el propio Millon rea-lizó con su versión original y lo quetambién demandan las directricesinternacionales sobre el diseño yuso de tests psicológicos (ITC,2000).



Finalmente, la novedosa utiliza-ción en todas las versiones delMCMI de la transformación de PDen puntuaciones TB y la constata-ción de un cambio en la 3.ª ediciónespañola del MCMI-II en cuanto alos baremos que sirven para obte-ner dichas TB, sugiere que tanto losprofesionales como los investigado-res que utilicen la adaptación espa-ñola del MCMI-II deberían especifi-car claramente en sus informes: (a)qué tipo de puntuaciones estáninformando o analizando, las PD o

las TB; (b) qué baremos en concretoestán utilizando para transformar lasPD a TB, los de la 1.ª-2.ª edición olos de la 3.ª edición, ya que losresultados pueden ser muy diferen-tes, y (c) qué punto de corte en con-creto están utilizando para realizarcualquier inferencia sobre la presen-cia de un trastorno, la TB 75 o la TB85, inferencia que, de hacerse,debería por ahora verse acompaña-da de la oportuna confirmaciónmediante algún tipo de entrevistadiagnóstica realizada por un clínico.

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Jesús Sanz


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