Caso resuelto: conciencia, informe y respuesta discordantes

420.1. Delimitar el caso antes de explicarlo

Cuando la conducta, la fisiología y el informe posterior no coinciden, el primer trabajo consiste en reconstruir qué mide cada observación y a qué intervalo pertenece. No responder durante una prueba, mostrar una respuesta cerebral compleja y comunicar después una experiencia son resultados que pueden coexistir sin contradicción. La dificultad está en determinar qué explicaciones siguen abiertas y qué observación adicional permitiría distinguirlas.

El caso de este capítulo es completamente simulado. Transcurre en una sesión experimental ficticia con una perturbación farmacológica y registros sincronizados en el tiempo. No representa a un paciente ni reproduce un conjunto de datos clínicos, de modo que sus probabilidades no tienen valor diagnóstico para personas reales. Los números sirven para resolver un problema de inferencia con todos los supuestos a la vista.

El intervalo principal abarca los minutos diez a veinte de la sesión. Durante ese lapso no aparece la respuesta manual solicitada. Un registro perturbacional obtenido entre los minutos doce y dieciséis se clasifica como respuesta extensa y diferenciada según un procedimiento también ficticio. A los cuarenta minutos, cuando la persona ya conversa con fluidez, refiere haber experimentado escenas y sonidos, aunque no consigue situarlos con precisión dentro de la sesión.

La tabla ordena las observaciones antes de proponer cualquier explicación.

Lo que se busca es una conclusión proporcionada a estos datos, algo que puede lograrse sin resolver la naturaleza de la conciencia.

420.2. Separar preguntas que parecen iguales

Bajo la etiqueta de «estaba consciente» se esconden al menos cuatro preguntas. Hay que saber si existió experiencia durante el intervalo principal, si esa experiencia incorporaba información del entorno experimental, si la información estaba disponible para guiar la conducta según instrucciones y si pudo conservarse para comunicarla después. Las cuatro se relacionan entre sí, aunque la respuesta a una de ellas no fija las demás.

Una experiencia desconectada del entorno es compatible con la ausencia de respuesta a instrucciones. Una experiencia conectada puede coexistir con un fallo motor. Hay personas que procesan estímulos sin conservar un recuerdo comunicable. Otras recuerdan escenas cuya relación temporal con el intervalo estudiado es incierta. El análisis requiere modelos capaces de representar estas posibilidades sin fundirlas en una sola etiqueta.

Sanders y colaboradores (2012) formularon esta separación al distinguir conciencia, entendida como experiencia subjetiva, conexión con el entorno y capacidad de respuesta. En su revisión de estudios con la técnica del antebrazo aislado, en la que un brazo protegido del bloqueo neuromuscular permite responder a órdenes verbales durante la anestesia, la mediana de pacientes que respondían ante estímulos nocivos fue de 37 %, con un rango muy amplio entre estudios. Un estudio multicéntrico posterior, con un protocolo pragmático aplicado tras la intubación traqueal, encontró respuesta en 12 de 260 pacientes. Ninguno de los interrogados después de la cirugía tuvo recuerdo explícito de la intervención (Sanders et al., 2017). Con diseños distintos, ambos trabajos muestran que la respuesta a una orden puede existir sin dejar memoria comunicable.

Sarasso y colaboradores (2015) aportan el contraste complementario. En 18 voluntarios sanos midieron la complejidad de la respuesta cortical a la estimulación magnética transcraneal durante la falta de respuesta inducida por propofol, xenón y ketamina. Con propofol y xenón la respuesta fue de baja complejidad y los participantes no refirieron experiencias al emerger. Con ketamina el patrón se asemejó al de la vigilia y los participantes describieron sueños prolongados y vívidos sin relación con el entorno. Estos trabajos justifican mantener varias alternativas abiertas, aunque no asignan probabilidades a un caso ficticio. Los informes de Sarasso se recogieron al emerger de la anestesia, de modo que en ese estudio queda abierta la misma pregunta temporal que aquí se examina.

Conviene precisar también el alcance del marcador. El índice de complejidad perturbacional (PCI) se define operativamente como la complejidad de Lempel-Ziv normalizada del patrón espaciotemporal de fuentes corticales activadas significativamente por un pulso de estimulación magnética (Casali et al., 2013). Casarotto y colaboradores (2016) fijaron un umbral empírico de 0,31 en una población de referencia de 150 personas cuyo estado consciente o inconsciente se estableció mediante informe inmediato o diferido. En esa muestra el umbral separó ambas condiciones sin errores. Los propios autores advierten que el informe usado como referencia puede fallar por olvido o confabulación, que el umbral debe tratarse como operativo y que los valores absolutos dependen del protocolo de adquisición y análisis. Un resultado alto aporta evidencia sobre la capacidad cerebral para sostener experiencia según ese procedimiento validado. No identifica el contenido de la experiencia ni demuestra que una instrucción concreta haya sido comprendida.

El informe posterior tiene otro alcance. Comunica un contenido recordado que la persona atribuye a una fase de la sesión, cuya localización temporal requiere evaluación propia. Si la experiencia ocurrió durante la recuperación y se atribuye después al intervalo sin respuesta, el informe no contesta la pregunta temporal original. Esa posibilidad debe estudiarse sin descartar de antemano el testimonio.

420.3. Tres hipótesis operativas

Definimos tres hipótesis mutuamente excluyentes sobre el intervalo principal. En la primera no hay experiencia. En la segunda hay experiencia desconectada de la tarea externa. En la tercera hay experiencia conectada, con información externa disponible, junto con una limitación del canal motor y una posible dificultad de memoria. Son categorías simplificadas que no agotan las posibilidades biológicas.

La exclusión mutua obliga a fijar una escala temporal, porque si el estado cambia dentro del intervalo ninguna categoría uniforme describe bien la trayectoria (véase 420.7). Por ahora se supone que una sola categoría resume el intervalo completo y que el marcador, la respuesta y el informe pueden referirse a ella.

Asignamos probabilidades previas de 0,40, 0,35 y 0,25. Son elecciones didácticas sin pretensión de prevalencia. Una aplicación empírica tendría que justificarlas con datos pertinentes y estudiar si son transportables a la población de interés.

Se consideran tres resultados, la ausencia de respuesta manual, un marcador positivo y un informe positivo. La tabla presenta las probabilidades condicionales elegidas para el ejemplo.

La baja probabilidad de informe bajo la tercera hipótesis traduce la dificultad de memoria que se incluyó deliberadamente en ella. Tiene cierta plausibilidad, ya que los datos con la técnica del antebrazo aislado muestran respuestas a órdenes sin recuerdo posterior, pero el valor de 0,20 sigue siendo una elección del ejemplo y en ningún caso una ley sobre la experiencia conectada. Cambiarlo modifica la comparación, por lo que debe quedar a la vista. Para calcular evidencia no basta con describir las hipótesis en palabras. Hay que declarar qué observaciones anticipa cada una.

420.4. Actualización del caso simulado

Si se añade el supuesto de independencia condicional entre los tres resultados dada la hipótesis, la probabilidad posterior es proporcional al producto de la probabilidad previa por las tres verosimilitudes. La independencia no se deduce del nombre de las variables. Se introduce para que el ejemplo sea calculable y más adelante se somete a crítica.

Los pesos sin normalizar son 0,00297, 0,1672125 y 0,032, cuya suma es 0,2021825. Una vez normalizados dan probabilidades aproximadas de 0,01469, 0,82704 y 0,15827. Dentro de este modelo, la explicación más favorecida es la experiencia desconectada.

Ese resultado depende de dos rasgos declarados. El marcador positivo es casi igual de probable bajo ambas hipótesis de experiencia. El informe positivo, en cambio, es mucho más probable bajo la hipótesis desconectada que bajo la conectada con dificultad de memoria. La preferencia final procede de estas predicciones concretas y desaparecería si se modificaran. El razonamiento bayesiano solo ordena la contribución de cada una.

Las razones de verosimilitud permiten ver qué dato sostiene la conclusión. Entre experiencia desconectada y ausencia de experiencia, la falta de respuesta manual aporta una razón cercana a 1 (0,98 frente a 0,99), es decir, prácticamente ninguna separación. El marcador aporta una razón de 5 y el informe una de 13. En esa comparación, el informe es el dato que más pesa. Sobre él conviene concentrar la revisión de supuestos.

El valor posterior tampoco demuestra que la experiencia ocurriera exactamente entre los minutos diez y veinte. Esa atribución entró de forma implícita al usar la probabilidad de informe como evidencia sobre ese intervalo. El paso siguiente consiste en hacer explícita esa dependencia antes de tratar la cifra como conclusión.

420.5. Incertidumbre sobre cuándo ocurrió la experiencia

Sea $\alpha$ la probabilidad de que el informe corresponda al intervalo principal y sea $q_j=P(Q=1\mid H_j)$ la probabilidad de informe de la tabla anterior. Con probabilidad $1-\alpha$, el informe procede de otra fase. En el ejemplo, la probabilidad de un informe positivo originado en otra fase se fija en 0,40 para las tres hipótesis, lo que vuelve ese componente no informativo respecto del intervalo estudiado.

La expresión supone además que $\alpha$ no depende de la hipótesis. Si la recuperación de la memoria fuera más fácil para experiencias conectadas o desconectadas, ese supuesto dejaría de valer y habría que modelar $\alpha$ por separado para cada hipótesis.

El parámetro de atribución temporal no mide sinceridad. Representa la incertidumbre sobre la relación entre el contenido recordado y la ventana investigada. Una persona puede describir con fidelidad una experiencia sin saber cuándo la tuvo. Confundir ambos problemas llevaría a desestimar el testimonio sin fundamento.

Con atribución completa se recupera el cálculo anterior. Con $\alpha=0{,}30$, las probabilidades posteriores pasan aproximadamente a 0,09027, 0,62949 y 0,28024. Si el informe se considera del todo ajeno al intervalo, quedan cerca de 0,12462, 0,53970 y 0,33568. El marcador y la falta de respuesta conservan información, aunque la ventaja de la segunda hipótesis se reduce.

Esta sensibilidad indica qué observación adicional sería útil, la que mejore la localización temporal del contenido. Una opción consiste en presentar acontecimientos distintivos en ventanas conocidas, siempre que se estudien el reconocimiento, el azar y las posibles vías de aprendizaje sin experiencia comunicable. Otra consiste en interrumpir el estado para preguntar. Radek y colaboradores (2018) despertaron a voluntarios durante una infusión mantenida de dexmedetomidina o propofol, después de comprobar la pérdida de respuesta con una tarea de frases que exigía presionar un mando. Las entrevistas se hicieron de inmediato. La mayoría de las entrevistas recogió experiencias atribuibles al periodo sin respuesta, casi siempre de tipo onírico. Aun así, los autores reconocen que las primeras entrevistas podían incluir experiencias del periodo de ajuste de dosis y que, tras suspender la infusión, no era posible separar lo vivido durante la pérdida de conciencia presunta de lo vivido durante la recuperación. Interrumpir reduce la incertidumbre temporal, pero no la elimina.

La entrevista también debe distinguir la memoria del contenido de la memoria de haber tenido alguna experiencia. En el trabajo de Siclari y colaboradores (2017) con despertares seriados durante el sueño, las respuestas se clasificaron como experiencia con contenido recordado, experiencia sin recuerdo del contenido y ausencia de experiencia. La segunda categoría mostró una actividad cortical posterior parecida a la de los sueños con contenido y distinta de la ausencia de experiencia. Agrupar esas respuestas bajo un único informe negativo borra una estructura que el modelo de memoria necesita.

Como ninguna medición es neutral en este terreno, el diseño debe declarar qué ventana pretende caracterizar y cómo el acto de preguntar afecta la interpretación.

420.6. Código reproducible del razonamiento

El código calcula las actualizaciones y las probabilidades binomiales que se usan en 420.8 y 420.13. Todas las probabilidades del modelo son sintéticas. Las aserciones comprueban la aritmética y nada dicen sobre la validez empírica de los supuestos.

import numpy as np
from scipy.stats import binom

previas = np.array([0.40, 0.35, 0.25])
sin_respuesta = np.array([0.99, 0.98, 0.80])
marcador = np.array([0.15, 0.75, 0.80])
informe = np.array([0.05, 0.65, 0.20])

def actualizar(atribucion):
    prob_informe = atribucion*informe + (1-atribucion)*0.40
    pesos = previas*sin_respuesta*marcador*prob_informe
    return pesos/pesos.sum()

for atribucion in (1.0, 0.3, 0.0):
    posterior = actualizar(atribucion)
    print("Atribución temporal:", atribucion,
          "posterior:", np.round(posterior, 6))
    assert np.isclose(posterior.sum(), 1)

assert np.allclose(actualizar(1),
                   [0.01468970, 0.82703745, 0.15827285],
                   atol=1e-8)

for aciertos in (8, 9):
    p = binom.sf(aciertos-1, 10, 0.5)
    print("Aciertos:", aciertos, "probabilidad unilateral:", p)

assert np.isclose(binom.sf(7, 10, 0.5), 56/1024)
assert np.isclose(binom.sf(8, 10, 0.5), 11/1024)
assert binom.sf(8, 10, 0.5) < 0.025

for p_real in (0.70, 0.90):
    potencia = binom.sf(8, 10, p_real)
    print("Acierto real:", p_real, "P(9 o 10 aciertos):", potencia)

assert np.isclose(binom.sf(8, 10, 0.70), 0.1493083459)
assert np.isclose(binom.sf(8, 10, 0.90), 0.7360989291)

Los tres posteriores muestran que una cifra de apariencia precisa puede depender de una incertidumbre que el primer cálculo no incluía. La respuesta adecuada es representar esa incertidumbre y averiguar qué conclusiones resisten, lo que exige seguir cuantificando. Con los parámetros elegidos se mantiene mayor apoyo a alguna forma de experiencia que a su ausencia, mientras cambia el reparto entre las dos explicaciones con experiencia.

Una revisión más completa haría variar también las probabilidades previas y las características del marcador. Una conclusión que solo aparece con una combinación estrecha de valores es poco estable. El análisis de sensibilidad no convierte supuestos arbitrarios en evidencia, aunque impide ocultar su influencia.

420.7. La independencia condicional puede fallar

El producto de verosimilitudes supone que, dada una hipótesis, conocer el resultado de una variable no informa sobre las otras. En este caso el supuesto es frágil. Una misma fluctuación del nivel de activación puede afectar el marcador, la respuesta y la memoria. La calidad del registro puede correlacionarse con el movimiento. La posibilidad de informar, a su vez, puede depender de cómo terminó la sesión.

Existe además una dependencia de origen metodológico. El umbral del índice perturbacional se calibró en una población de referencia en la que varios estados conscientes sin respuesta, como el sueño REM con relato onírico y la anestesia con ketamina, se identificaron mediante informes diferidos (Casarotto et al., 2016). Cuando el marcador y el informe se combinan como si fueran evidencias independientes, una parte de la información del informe ya está contenida en la validación del marcador. El efecto probablemente es pequeño en un caso individual, pero conviene conocerlo al interpretar la concordancia entre ambos.

Si dos resultados comparten una causa que el modelo no representa, multiplicar sus probabilidades marginales cuenta dos veces una parte de la misma evidencia. La corrección requiere un modelo conjunto o una variable latente adicional, cuyos parámetros exigen más datos. Una estructura más detallada no mejora la inferencia si sus relaciones se fijan sin fundamento.

Cabe también una alternativa con estados que varían en el tiempo. El marcador podría medir una fase con capacidad para la experiencia mientras la tarea manual coincide con otra. El informe podría proceder de cualquiera de las dos. La discordancia ya no exigiría un estado uniforme compatible con todos los resultados, porque una secuencia de estados podría explicarla mejor.

Comparar el modelo uniforme con el temporal requiere observaciones sincronizadas, porque con promedios de bloques separados ambos pueden resultar indistinguibles. Conservar los eventos individuales con un reloj preciso puede aportar más que añadir otra medida global, siempre que la resolución se ajuste a la duración plausible de las transiciones.

La selección de casos también puede inducir dependencia. Si se analizan solo las sesiones sin respuesta manual, se condiciona sobre una variable que depende de varios procesos. Dentro de esa selección pueden surgir asociaciones entre marcador y memoria ausentes en el conjunto completo. El análisis debe documentar cómo se eligieron los casos y abstenerse de interpretar cada correlación interna como un mecanismo causal.

420.8. Una prueba de conexión con el entorno

Para separar la experiencia desconectada del acceso a instrucciones externas conviene una prueba que obligue a usar información nueva. Una respuesta automática a un sonido revela una capacidad distinta de la que se necesita para elegir entre dos acciones según una instrucción que cambia. La novedad de la consigna y la relación contingente entre señal y respuesta reducen las explicaciones basadas en hábitos o reflejos.

Supongamos una tarea ocular ficticia con dos respuestas posibles, calibrada antes de la perturbación y con asignación equilibrada. Se presentan diez instrucciones independientes. El criterio para identificar una respuesta válida se fija antes del bloque. Bajo la hipótesis nula de elección al azar, con probabilidad de acierto de un medio en cada ensayo, obtener ocho o más aciertos tiene probabilidad 0,0546875 y obtener nueve o más, 0,0107422.

Ocho aciertos de diez pueden parecer convincentes y aun así no alcanzan un criterio unilateral de 0,05 en esta prueba. Nueve aciertos sí lo alcanzan bajo los supuestos indicados. La decisión exige respetar el tamaño del bloque y el criterio fijado de antemano, porque prolongar la prueba hasta obtener un resultado favorable altera su distribución.

Si se planifican dos canales y basta con que uno resulte positivo, puede asignarse un nivel de 0,025 a cada contraste mediante la corrección de Bonferroni. Esa regla controla la tasa de error de la familia de contrastes con cualquier estructura de dependencia entre ellos, aunque existen alternativas menos conservadoras. Un resultado positivo en uno de los canales debe informarse junto con todos los intentos realizados y con la calidad de las respuestas.

La independencia entre ensayos también requiere examen. Una preferencia persistente por mirar hacia un lado, una secuencia predecible o una clasificación contaminada por el conocimiento del estímulo pueden producir aciertos sin seguimiento de instrucciones. Por eso conviene equilibrar las señales y ocultar la asignación a quien clasifica las respuestas.

Un desempeño válido por encima del azar sería evidencia de uso de información externa en esa ventana. No probaría acceso a todos los contenidos ni continuidad de la experiencia durante la sesión entera. El resultado se atribuye al intervalo en que se obtuvo y a la capacidad que efectivamente demostró.

420.9. Un informe de reconocimiento necesita su propio modelo

El reconocimiento posterior del material presentado puede informar sobre la memoria siempre que se distingan aciertos y falsas alarmas. Si solo se pregunta por elementos que estuvieron presentes, una tendencia a responder afirmativamente basta para producir un rendimiento aparentemente alto. Los distractores permiten estimar esa tendencia y calcular una medida de discriminación separada del sesgo de respuesta, como las que proporciona la teoría de detección de señales (Stanislaw y Todorov, 1999).

El estudio de Radek y colaboradores (2018) ilustra el problema. Durante la falta de respuesta presentaron sonidos desagradables no anunciados y, al final, pidieron reconocerlos entre sonidos nuevos de la misma categoría. Con dexmedetomidina, los sonidos presentados se juzgaron familiares con más frecuencia que los nuevos, pese a una tasa de falsas alarmas no despreciable. Con propofol no se observó esa diferencia. Ningún participante mencionó los sonidos de forma espontánea en las entrevistas. Los autores interpretaron las respuestas más rápidas ante los sonidos presentados como compatibles con aprendizaje implícito, sin que ello demostrara conexión consciente con el entorno.

El caso inicial menciona un reconocimiento parcial sin detallar los controles, de modo que todavía no puede usarse como evidencia cuantitativa independiente. Primero hay que reconstruir qué elementos se presentaron, cuáles se ofrecieron en la prueba, cómo se eligieron y si el entrevistador facilitó la respuesta. Aun con esos controles, recordar un estímulo no demuestra que haya sido experimentado de la manera investigada, porque puede haber aprendizaje parcial o procesamiento que nunca llegue al informe consciente.

Una prueba más específica podría pedir información contextual que varió entre ventanas, por ejemplo una combinación de atributos difícil de inferir después. Eso mejoraría la localización temporal, aunque aumentaría la dificultad y reduciría la sensibilidad. Un fracaso podría reflejar solo una demanda de memoria excesiva. La elección debe equilibrar la capacidad de discriminar momentos con la posibilidad realista de conservar la información.

Las preguntas abiertas reducen algunas formas de sugestión, aunque dependen de la producción verbal y de la organización del recuerdo. Las pruebas cerradas permiten cuantificar el azar a costa de introducir opciones que pueden orientar la reconstrucción. Por eso los informes positivos obtenidos de una y otra forma no son observaciones equivalentes.

420.10. Elegir la siguiente observación

La mejor prueba siguiente depende de la incertidumbre que se quiera reducir. Si lo dudoso es el marcador, corresponde revisar procesamiento, artefactos y calibración. Si la duda es la capacidad de seguir instrucciones, hace falta un canal de salida accesible y una tarea contingente. Si se trata de la localización del informe, resultan pertinentes los acontecimientos temporales distintivos y una evaluación cuidadosa de la memoria.

Una prueba puede ser muy precisa y discriminar poco. Repetir el mismo marcador con menos ruido confirma su valor, pero quizá no separe la experiencia desconectada de la conectada si ambas hipótesis predicen resultados parecidos. Una tarea imperfecta cuyas probabilidades de éxito difieran mucho entre esas hipótesis puede aportar bastante más información sobre la pregunta específica.

La planificación puede formalizarse comparando las distribuciones predictivas de los resultados bajo cada hipótesis. Una observación es informativa cuando sus posibles resultados cambian de manera importante las probabilidades relativas. Esa utilidad debe ponderarse con la carga del procedimiento, su capacidad de alterar el estado y la probabilidad de obtener un dato válido.

También conviene anticipar el significado de un resultado negativo. Si el canal ocular falla por fatiga o por un problema visual, la falta de éxito no excluye la conexión. Hacen falta controles de accesibilidad y criterios que distingan una prueba válida negativa de una no interpretable. Codificar ambas como cero borra esa diferencia. La secuencia experimental debe fijar de antemano un número máximo de bloques, criterios de interrupción y una regla de análisis secuencial, de modo que no se acumulen intentos sin registro hasta obtener una señal favorable.

420.11. Ganancia de información de dos pruebas posibles

La elección de la siguiente prueba puede resolverse numéricamente dentro del modelo, siempre que no se confunda su utilidad teórica con una autorización para aplicarla. Supongamos que la pregunta se limita ahora a distinguir las dos hipótesis con experiencia. Al condicionar el posterior inicial a esas dos alternativas, sus probabilidades son aproximadamente 0,83937 para la experiencia desconectada y 0,16063 para la conectada con limitación de salida. La restricción excluye deliberadamente la hipótesis de ausencia porque responde a una pregunta más estrecha.

Comparemos una nueva lectura del marcador con una prueba contingente de instrucciones. Para el marcador se conservan las probabilidades de resultado positivo de 0,75 y 0,80. Para la prueba de instrucciones se eligen probabilidades ficticias de 0,03 y 0,80. La primera apenas separa las hipótesis, mientras la segunda anticipa resultados muy distintos. Ninguno de esos valores es una sensibilidad o especificidad clínica validada.

La información esperada se expresa como la entropía del resultado marginal menos la entropía del resultado condicionada a la hipótesis, promediada sobre ambas. Se usa la entropía binaria porque cada prueba tiene dos resultados posibles. La cantidad obtenida es la información mutua entre hipótesis y resultado bajo el modelo, medida en bits.

Aquí $\pi_j$ es la probabilidad de cada hipótesis y $p_j$ la probabilidad de resultado positivo de la prueba bajo esa hipótesis. La lectura del marcador aporta alrededor de 0,00137 bits y la prueba contingente alrededor de 0,33986 bits. El código siguiente imprime los valores exactos. La diferencia expresa que un marcador casi igual de probable bajo ambas hipótesis apenas cambia sus probabilidades relativas, aunque su resultado sea relevante para otra pregunta, como la capacidad general de respuesta cerebral.

import numpy as np

prob_hipotesis = np.array([0.1672125, 0.032])
prob_hipotesis /= prob_hipotesis.sum()

def entropia_binaria(p):
    p = np.asarray(p, dtype=float)
    resultado = np.zeros_like(p)
    interiores = (p > 0) & (p < 1)
    q = p[interiores]
    resultado[interiores] = -q*np.log2(q)-(1-q)*np.log2(1-q)
    return resultado

def informacion_esperada(prob_positivo):
    marginal = prob_hipotesis @ prob_positivo
    return float(entropia_binaria(marginal)
                 - prob_hipotesis @ entropia_binaria(prob_positivo))

i_marcador = informacion_esperada(np.array([0.75, 0.80]))
i_instruccion = informacion_esperada(np.array([0.03, 0.80]))
print('Información del marcador:', i_marcador)
print('Información de instrucciones:', i_instruccion)
assert 0 < i_marcador < 0.002
assert i_instruccion > 100*i_marcador

La comparación supone que la prueba puede administrarse, que sus probabilidades son pertinentes para el estado actual y que preguntar no modifica sustancialmente ese estado. Si el canal ocular no es accesible, la ganancia prevista está sobrestimada. Un diseño más realista incorporaría la probabilidad de un resultado no interpretable y las posibles transiciones de estado.

La información esperada tampoco equivale a utilidad clínica. En investigación puede interesar distinguir mecanismos, mientras que en la evaluación funcional de una persona importa más establecer un canal de comunicación fiable. El criterio de selección debe subordinarse a ese objetivo.

420.12. Comprobar si las alternativas son suficientes

Un posterior normalizado reparte siempre toda la probabilidad entre las alternativas incluidas. Esa propiedad puede generar una confianza engañosa cuando ninguna de ellas explica bien los datos. En el caso, una combinación de fluctuación rápida, procesamiento parcial y reconstrucción de la memoria quedaría mal representada por las tres categorías uniformes. La hipótesis con mayor posterior sería entonces la menos inadecuada entre las disponibles, lo que dista de ser una buena explicación.

Una forma de comprobarlo consiste en predecir observaciones que no intervinieron en la actualización. Si el modelo favorece una experiencia desconectada con memoria conservada, debería anticipar ciertos patrones de informe y poca capacidad para seguir instrucciones nuevas en la misma ventana. Si los datos reservados contradicen sistemáticamente esa combinación, hay que revisar la estructura del modelo además de actualizar las probabilidades dentro de ella.

La revisión puede introducir transiciones temporales, separar la disponibilidad sensorial de la ejecución o admitir distintos mecanismos de memoria. Cada ampliación añade parámetros que necesitan observaciones para quedar restringidos. Un modelo capaz de acomodar cualquier combinación mediante variables libres describe con comodidad y predice poco, por lo que conviene compararlo con versiones más simples y evaluarlo de forma prospectiva.

Antes de ampliar la teoría conviene revisar la calidad de cada dato. Un error de sincronización, una etiqueta de canal equivocada o una entrevista sugestiva pueden fabricar una discordancia artificial. Estas comprobaciones aseguran que la explicación se refiera al fenómeno registrado. No autorizan a eliminar resultados incómodos. Una vez establecida la calidad de los datos, la discordancia que persiste debe conservarse como evidencia que el modelo tiene que explicar.

420.13. Resolución con una observación adicional

Supongamos que, en un bloque posterior del caso simulado, la persona da nueve respuestas oculares correctas de diez en las condiciones definidas previamente. Se verifican la clasificación de los movimientos, el equilibrio de las instrucciones y la ausencia de una pauta trivial. La respuesta manual sigue ausente. El resultado aporta evidencia de seguimiento de instrucciones por el canal ocular durante ese bloque. Supera el criterio de 0,05 y también el de 0,025 si se habían planificado dos canales.

La discordancia entre canales muestra que, en ese momento, la ausencia de respuesta manual no equivalía a ausencia de capacidad de respuesta. La explicación debe incluir alguna limitación específica de la salida motora, de la selección de la respuesta o de su ejecución. Identificar cuál requiere pruebas adicionales, porque el rendimiento ocular no localiza por sí solo la causa del fallo manual.

La observación reduce la plausibilidad de una explicación completamente desconectada para el nuevo bloque. No permite trasladar la conclusión al intervalo principal de los minutos diez a veinte, ya que las condiciones pueden haber cambiado. El informe sobre la fase anterior conserva su incertidumbre temporal aunque después se demuestre conexión.

Para cuantificar la nueva evidencia habría que definir sus probabilidades bajo cada hipótesis y modelar la transición entre ventanas. Aplicar el posterior anterior como si el estado fuera constante introduciría un supuesto fuerte.

La resolución distingue, por tanto, una capacidad demostrada de una cuestión pendiente. En el bloque adicional, bajo los controles del ejemplo, queda demostrado el seguimiento de instrucciones por un canal alternativo. Para el intervalo inicial, el marcador y el informe favorecen ciertas explicaciones dentro de modelos declarados, sin establecer de manera definitiva la conexión con el entorno ni la continuidad de la experiencia. Mantener separadas las ventanas temporales impide que un hallazgo positivo responda retrospectivamente preguntas que no midió.

La asimetría entre un resultado positivo y uno negativo puede cuantificarse en la tarea ocular. Si una persona conectada tuviera una probabilidad real de acierto de 0,70 por ensayo, la probabilidad de obtener nueve o diez aciertos en un bloque de diez sería de aproximadamente 0,14931. La mayoría de sus bloques no alcanzaría el criterio pese a un desempeño superior al azar. Con una probabilidad real de acierto de 0,90, la probabilidad de alcanzarlo subiría a 0,73610. Ambos cálculos vuelven a suponer ensayos binomiales independientes.

Una regla exigente produce, entonces, evidencia positiva específica con sensibilidad limitada. Un bloque que no alcanza el umbral no identifica la causa del fracaso, que puede ser la ausencia de seguimiento, un rendimiento intermedio o la simple variación muestral. La conclusión debe acompañarse de una estimación del desempeño y de los controles de accesibilidad, sin convertir el umbral estadístico en una frontera entre estados conscientes. La literatura clínica muestra el mismo problema a mayor escala. En el estudio multicéntrico de Bodien y colaboradores (2024), cuyos análisis se diseñaron para minimizar falsos positivos, solo 43 de 112 participantes que seguían órdenes en la evaluación conductual mostraron respuesta en las tareas de resonancia funcional o electroencefalografía. Los autores lo atribuyen en parte a las exigencias cognitivas de las tareas y al carácter conservador del análisis. Aquella población, con lesión cerebral grave, no es comparable con la del ejemplo, aunque la lección sobre los resultados negativos es la misma.

Aumentar el número de ensayos puede mejorar la sensibilidad, aunque también modifica la fatiga, la duración y la posibilidad de fluctuación. Si la capacidad cambia durante el bloque, el supuesto de una probabilidad fija deja de ser adecuado. Una alternativa consiste en distribuir bloques breves y modelar su variación con una regla previa para combinar la evidencia. Esa decisión preserva la pregunta temporal, que consiste en saber cuándo se demostró una capacidad y con qué incertidumbre, sin promediar estados distintos hasta borrar la discordancia que motivó el estudio.

420.14. Confrontar teorías sin exceder el caso

Desde la teoría del espacio de trabajo global neuronal, el uso flexible de una instrucción puede leerse como evidencia de disponibilidad funcional de la información. Una respuesta correcta aislada no verifica, sin embargo, las predicciones de esa teoría sobre difusión neuronal, curso temporal y anatomía, que exigirían registrar las variables propuestas y compararlas con alternativas.

La teoría de la información integrada (IIT) asume compromisos sobre estructura causal e irreducibilidad que no pueden calcularse a partir de la tabla conductual del caso. Un marcador perturbacional complejo puede motivar hipótesis sobre interacciones y diferenciación, pero no equivale a obtener la estructura formal que IIT postula. El índice perturbacional se inspiró en principios teóricos afines, lo que no convierte cada resultado positivo en una confirmación de la teoría. Que el caso sea compatible con una teoría no constituye una prueba exclusiva a su favor.

El experimento adversarial COGITATE, examinado en C417, comparó predicciones divergentes registradas de antemano por los proponentes de ambas teorías en 256 participantes estudiados con resonancia funcional, magnetoencefalografía y electroencefalografía intracraneal. Sus resultados concordaron con algunas predicciones de cada teoría y cuestionaron supuestos centrales de las dos (Cogitate Consortium et al., 2025). El caso actual tiene otra finalidad, la de resolver inferencias sobre experiencia, informe y respuesta a partir de observaciones parciales. Puede orientar contrastes teóricos futuros, pero no reemplaza un experimento diseñado para discriminar los compromisos específicos de cada propuesta.

Los datos de Bodien y colaboradores (2024) sobre disociación cognitivo-motora refuerzan la pertinencia de explorar canales de respuesta y tareas que vayan más allá de la conducta habitual. Entre 241 participantes con trastornos de conciencia sin respuesta observable a órdenes, una cuarta parte mostró respuestas a tareas cognitivas en resonancia funcional o electroencefalografía. Se trató de una muestra de conveniencia con procedimientos heterogéneos. La proporción detectada varió mucho de un centro a otro. Su población y sus métodos no son intercambiables con los del ejemplo farmacológico. Lo que puede trasladarse es el problema de medición, mientras que las tasas y probabilidades de ese estudio quedan ligadas a su diseño.

El caso queda resuelto en un sentido preciso, porque se identificó qué observaciones sostienen cada inferencia, qué supuestos producen los cálculos y qué conclusiones deben permanecer abiertas. La ausencia de respuesta manual dejó de funcionar como criterio suficiente de ausencia de experiencia. El marcador conserva el alcance que le da su validación, el informe mantiene su incertidumbre temporal y la prueba ocular demuestra una capacidad delimitada a su propio bloque. Con esa estructura la investigación puede continuar sin que la discordancia se convierta en una conclusión prematura.

Referencias

• Bodien, Y. G. et al. (2024). Cognitive motor dissociation in disorders of consciousness. New England Journal of Medicine, 391, 598–608. DOI.
• Casali, A. G., Gosseries, O., Rosanova, M. et al. (2013). A theoretically based index of consciousness independent of sensory processing and behavior. Science Translational Medicine, 5(198), 198ra105. DOI.
• Casarotto, S., Comanducci, A., Rosanova, M. et al. (2016). Stratification of unresponsive patients by an independently validated index of brain complexity. Annals of Neurology, 80, 718–729. DOI.
• Cogitate Consortium, Ferrante, O., Gorska-Klimowska, U. et al. (2025). Adversarial testing of global neuronal workspace and integrated information theories of consciousness. Nature, 642, 133–142. DOI.
• Radek, L., Kallionpää, R., Karvonen, M. et al. (2018). Dreaming and awareness during dexmedetomidine- and propofol-induced unresponsiveness. British Journal of Anaesthesia, 121, 260–269. DOI.
• Sanders, R. D., Tononi, G., Laureys, S. y Sleigh, J. W. (2012). Unresponsiveness ≠ unconsciousness. Anesthesiology, 116, 946–959. DOI.
• Sanders, R. D., Gaskell, A. L., Raz, A. et al. (2017). Incidence of connected consciousness after tracheal intubation: A prospective, international, multicenter cohort study of the isolated forearm technique. Anesthesiology, 126, 214–222. DOI.
• Sarasso, S. et al. (2015). Consciousness and complexity during unresponsiveness induced by propofol, xenon, and ketamine. Current Biology, 25, 3099–3105. DOI.
• Siclari, F., Baird, B., Perogamvros, L. et al. (2017). The neural correlates of dreaming. Nature Neuroscience, 20, 872–878. DOI.
• Stanislaw, H. y Todorov, N. (1999). Calculation of signal detection theory measures. Behavior Research Methods, Instruments, & Computers, 31, 137–149. DOI.