La Escala de Ansia por el Alcohol de Penn (PACS; Flannery et al., 1999) es un cuestionario de autoevaluación de cinco ítems diseñado para medir la ansia por el alcohol durante la semana anterior. A diferencia de otras herramientas de medición que desglosan la ansia en componentes distintos (por ejemplo, obsesiones y compulsiones), la PACS considera la ansia como un constructo coherente y unificado.
Cada ítem se puntúa en una escala de 7 puntos, en la que 0 representa la ausencia total de ansia (por ejemplo, «nunca he pensado en beber», «no siento ninguna necesidad») y 6 representa el nivel más grave (por ejemplo, «pienso en beber casi todo el tiempo», «no sería capaz de resistirme»). Los valores de referencia de las respuestas varían según el ítem, pero siguen la misma progresión de gravedad. La puntuación total del PACS es la suma de los cinco ítems, lo que da un rango posible de 0 a 30. Las puntuaciones más altas indican un mayor deseo de consumir alcohol.
Las etiquetas descriptivas de gravedad se basan en el significado de los puntos de referencia de las respuestas en cada nivel de puntuación (es decir, lo que un encuestado típico con esa puntuación respondería en todos los ítems). Según la puntuación total del PACS, las etiquetas descriptivas de gravedad son las siguientes (con los descriptores originales de Murphy et al. (2014) entre paréntesis):
Estas categorías son pautas interpretativas basadas en el contenido y derivadas de la semántica de la escala de respuesta, no umbrales diagnósticos validados empíricamente. Deben interpretarse como una descripción del nivel general de intensidad del deseo, y no como clasificaciones clínicas. En la práctica clínica, una puntuación de 15 o más puede justificar una mayor atención al control del deseo, mientras que las puntuaciones de 21 o más indican un nivel de deseo en el que el encuestado refiere impulsos intensos y una dificultad significativa para resistirse.
Para ofrecer un contexto interpretativo adicional, las clasificaciones por percentiles se han obtenido a partir de una muestra de referencia de bebedores empedernidos que solicitan tratamiento (Murphy et al., 2014). Estos percentiles indican la posición de un encuestado en relación con otros bebedores empedernidos que solicitan tratamiento. Por ejemplo, una puntuación total de 15 corresponde aproximadamente al percentil 26 de la muestra de personas que buscan tratamiento, lo que indica que aproximadamente una cuarta parte de los bebedores empedernidos que buscan tratamiento obtuvieron una puntuación igual o inferior a este nivel. Una puntuación de 21 corresponde aproximadamente al percentil 63.
El PACS está destinado principalmente al seguimiento del progreso, y las variaciones en las puntuaciones entre evaluaciones proporcionan datos clínicamente relevantes sobre la respuesta al tratamiento. Se utiliza una diferencia mínimamente importante (MID) de 3 puntos para evaluar si un cambio en la puntuación total es clínicamente significativo. Este umbral se deriva de la aplicación de la convención ampliamente utilizada de que un cambio significativo equivale aproximadamente a media desviación estándar (Norman et al., 2003; Turner et al., 2010), aplicada a la desviación estándar de la muestra que busca tratamiento, que es de 5,99 (Murphy et al., 2014).
En la primera administración, se muestra un gráfico de barras que presenta la puntuación total del PACS con un fondo sombreado que indica la intensidad del deseo compulsivo. Los percentiles clínicos (una muestra de bebedores empedernidos que buscan tratamiento) se muestran en la parte derecha del gráfico. Un gráfico de barras horizontales muestra la puntuación total del PACS en comparación con una muestra de bebedores empedernidos que no buscan tratamiento y una muestra de bebedores empedernidos que buscan tratamiento. Las administraciones múltiples del PACS generarán un gráfico de líneas que representa la puntuación total bruta a lo largo del tiempo, con un sombreado de fondo que indica las categorías de intensidad del deseo compulsivo.
El PACS se desarrolló y validó inicialmente en una muestra de 147 pacientes ambulatorios con dependencia del alcohol que participaban en un ensayo combinado de naltrexona y psicoterapia (Flannery et al., 1999). El PACS se desarrolló para responder a la necesidad de una medida breve y psicométricamente sólida del deseo de consumir alcohol. Los ítems se diseñaron para captar las dimensiones fenomenológicas clave del deseo (frecuencia, intensidad, duración, resistencia y nivel general), manteniéndose al mismo tiempo teóricamente neutros con respecto a la naturaleza subyacente del deseo.
La consistencia interna del PACS es excelente. El estudio de desarrollo original informó de un α de Cronbach de 0,92, con correlaciones entre los ítems y el total que oscilaban entre 0,80 y 0,92 (N = 147; Flannery et al., 1999). Estudios de validación posteriores han replicado sistemáticamente este hallazgo: α = 0,89 en una muestra clínica polaca (N = 510; Chodkiewicz et al., 2016), α = 0,95 en una muestra clínica taiwanesa (N = 160; Ko et al., 2024) y α = 0,80–0,91 en tres centros clínicos alemanes (Ns = 107–440; Nakovics et al., 2023).
Aún no se han publicado en la literatura datos sobre la fiabilidad test-retest de la versión original en inglés de la PACS, aunque las versiones traducidas han aportado cierta evidencia relevante. La versión china (PACS-C) mostró una correlación test-retest de r = 0,97 en un intervalo de un día (N = 40; Ko et al., 2024), aunque este intervalo de retest tan breve limita su valor interpretativo a la hora de estimar la estabilidad en periodos clínicamente significativos. Una versión adaptada del PACS para el consumo de múltiples sustancias (la Escala Agregada de Ansia por las Drogas; Costello et al., 2020) mostró un ICC de prueba-reprueba de 0,82, lo que proporciona un respaldo indirecto a la estabilidad temporal del marco de medición del PACS.
Estructura factorial. El estudio original respaldaba una estructura unidimensional (Flannery et al., 1999), lo cual se ha confirmado en múltiples análisis posteriores (Murphy et al., 2014; Costello et al., 2020). Una excepción es Nakovics et al. (2023), quienes informaron de que una solución de dos factores («dificultad para resistirse» y «pensamientos sobre el alcohol») era más estable que el modelo de un solo factor en muestras clínicas alemanas. Este hallazgo de dos factores no se ha replicado en otras versiones lingüísticas y puede reflejar características de la traducción al alemán.
Validez convergente. El PACS muestra una sólida validez convergente con otras medidas del deseo compulsivo. Flannery et al. (1999) describieron correlaciones con la Escala de Consumo Obsesivo-Compulsivo de Alcohol (OCDS; valores de r no especificados, pero descritos como indicativos de validez convergente) y el Cuestionario de Deseo de Alcohol. En un estudio de validación taiwanés (Ko et al., 2024; N = 160), el PACS-C demostró una fuerte validez convergente, correlacionándose en gran medida tanto con la Escala Analógica Visual para el deseo compulsivo (r = 0,81) como con la Escala Obsesivo-Compulsiva de Yale-Brown para el consumo excesivo de alcohol (obsesión r = 0,81, compulsión r = 0,79). La validez discriminante se vio respaldada por la ausencia de correlación entre las puntuaciones del PACS y las medidas de autoinforme no relacionadas con el deseo en el estudio original (Flannery et al., 1999).
Validez predictiva. La escala PACS demuestra validez predictiva para la recaída. Flannery et al. (1999) demostraron que las puntuaciones de la escala PACS en la segunda semana de tratamiento predecían de forma significativa la recaída en el consumo de alcohol durante las semanas 3 a 12 mediante regresión logística. Kharb et al. (2018), en una pequeña muestra india (N = 30), observaron que las puntuaciones del PACS al alta diferenciaban significativamente a las personas que recayeron en el plazo de un mes (M = 15,9, DE = 2,51) de las que no lo hicieron (M = 7,78, DE = 1,56).
Validez de criterio. Hartwell et al. (2019) analizaron la correspondencia entre las puntuaciones del PACS y una entrevista diagnóstica estructurada sobre el deseo imperioso de consumir alcohol (N = 338 bebedores empedernidos que no buscaban tratamiento), un aspecto importante dado que el deseo imperioso de consumir alcohol es un criterio formal del trastorno por consumo de alcohol (AUD) según el DSM-5. Un umbral de la PACS ≥15 arrojó una sensibilidad del 67 %, una especificidad del 81 %, un valor predictivo positivo del 49 % y un valor predictivo negativo del 90 %. El umbral más alto, >20, arrojó una sensibilidad de solo el 41 % con una especificidad del 95 %. Este sigue siendo el único estudio conocido hasta la fecha que evalúa la PACS frente a un criterio diagnóstico estructurado.
Las pruebas directas de la sensibilidad del PACS al cambio en un contexto terapéutico provienen de la versión adaptada (ADCS). Costello et al. (2020) informaron de un efecto del tratamiento considerable (d de Cohen = −1,54) desde el inicio (M = 19,6, DE = 8,7) hasta el seguimiento a los 12 meses (M = 7,5, DE = 6,9) en un programa hospitalario para trastornos por consumo de sustancias (N = 191). Aunque se trataba de la versión adaptada para el consumo de múltiples sustancias, la equivalencia estructural de la ADCS con la PACS (confirmada por el AFC) sugiere que el marco de medición de la PACS puede ser sensible al cambio relacionado con el tratamiento en el deseo compulsivo, aunque se necesitan pruebas directas en muestras específicas de alcohol.
Se dispone de dos muestras de referencia para la puntuación total del PACS. La muestra de personas que no buscaban tratamiento (N = 338) estaba compuesta por bebedores empedernidos que no buscaban tratamiento (68 % hombres), con una puntuación media de 11,1 y una desviación estándar de 7,2 (Hartwell et al., 2019). La muestra que buscaba tratamiento (N = 104) estaba compuesta por bebedores empedernidos que buscaban tratamiento (62 % hombres) que tenían una puntuación media de 18,94 con una desviación estándar de 5,99 (Murphy et al., 2014). La diferencia sustancial entre estas muestras (aproximadamente 1,2 desviaciones estándar) refleja el aumento esperado de la ansia entre las personas que buscan activamente tratamiento en comparación con los bebedores empedernidos de la comunidad.
Murphy et al. (2014) propusieron un marco basado en el contenido para interpretar las puntuaciones totales del PACS, derivado de la semántica de las opciones de respuesta. Cuando la puntuación media por ítem de un encuestado (puntuación total ÷ 5) se asigna a los puntos de referencia de las respuestas, surgen tres categorías interpretativas: Ausente, Subclínica y Presente. NovoPsych utiliza etiquetas que son funcionalmente equivalentes (No/Mínimo, Moderado, Elevado) a las etiquetas originales de Murphy, pero proporcionan un lenguaje de gravedad más descriptivamente transparente para los informes clínicos. Cabe destacar que el límite inferior de la categoría Moderado (puntuación de 15 o más) recibe apoyo empírico independiente de Hartwell et al. (2019), quienes identificaron este umbral como óptimo para distinguir el deseo intensificado respaldado por la entrevista diagnóstica del no deseo (sensibilidad = 0,67, especificidad = 0,81, VPN = 0,90), lo que proporciona un respaldo convergente de la validez de criterio para este límite.
Sí, hasta cierto punto. Dado que el deseo imperioso es un criterio formal del DSM-5 para el trastorno por consumo de alcohol (AUD), una medida que cuantifica la gravedad de dicho deseo tiene relevancia diagnóstica más allá de su función de seguimiento. La investigación de Hartwell et al. (2019) reveló que una puntuación PACS de 15 o más se correspondía bien con el deseo intenso validado por el médico en una entrevista diagnóstica estructurada, con buena especificidad y un alto valor predictivo negativo. Esto significa que una puntuación inferior a 15 ofrece una confianza razonable de que el deseo intenso no es un síntoma destacado en el momento de la evaluación. Sin embargo, el PACS evalúa un solo criterio y no puede sustituir a una evaluación diagnóstica completa. Los médicos que busquen un índice más amplio de los daños relacionados con el alcohol y la gravedad de los síntomas del TCA deberían considerar combinar el PACS con el AUDIT, que evalúa múltiples ámbitos diagnósticos, incluyendo los patrones de consumo, los rasgos de dependencia y el consumo nocivo. Juntos, ofrecen una visión más completa del cuadro diagnóstico del TCA que cualquiera de las dos medidas por separado.
Flannery, B. A., Volpicelli, J. R., & Pettinati, H. M. (1999). Psychometric properties of the Penn Alcohol Craving Scale. Alcoholism: Clinical and Experimental Research, 23(8), 1289–1295. https://doi.org/10.1111/j.15300277.1999.tb04349.x
Chodkiewicz, J., Ziółkowski, M., Czarnecki, D., Gąsior, K., Juczyński, A., Biedrzycka, B., & Nowakowska-Domagała, K. (2016). Validation of the Polish version of the Penn Alcohol Craving Scale (PACS). Psychiatria Polska, 52(2), 399–410. https://doi.org/10.12740/PP/OnlineFirst/40548
Costello, M. J., Viel, C., Li, Y., Oshri, A., & MacKillop, J. (2020). Psychometric validation of an adaptation of the Penn Alcohol Craving Scale to assess aggregated drug craving. Journal of Substance Abuse Treatment, 119, 108127. https://doi.org/10.1016/j.jsat.2020.108127
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Hartwell, E. E., Bujarski, S., Green, R., & Ray, L. A. (2019). Convergence between the Penn Alcohol Craving Scale and diagnostic interview for the assessment of alcohol craving. Addictive Behaviors Reports, 10, 100198. https://doi.org/10.1016/j.abrep.2019.100198
Kharb, R., Shekhawat, L. S., Beniwal, R. P., Bhatia, T., & Deshpande, S. N. (2018). Relationship between craving and early relapse in alcohol dependence: A short-term follow-up study. Indian Journal of Psychological Medicine, 40(4), 315–321. https://doi.org/10.4103/IJPSYM.IJPSYM_558_17
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Murphy, C. M., Stojek, M. K., Few, L. R., Rothbaum, A. O., & MacKillop, J. (2014). Craving as an alcohol use disorder symptom in DSM-5: An empirical examination in a treatment-seeking sample. Experimental and Clinical Psychopharmacology, 22(1), 43–49. https://doi.org/10.1037/a0034535
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Norman, G. R., Sloan, J. A., & Wyrwich, K. W. (2003). Interpretation of changes in health-related quality of life: The remarkable universality of half a standard deviation. Medical Care, 41(5), 582–592. https://doi.org/10.1097/01.MLR.0000062554.74615.4C
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