escala de ansiedad infantil spence

Behavioral Psychology / Psicología Conductual, Vol. 20, Nº 3, 2012, pp. 529-545

“ESCALA DE ANSIEDAD INFANTIL DE SPENCE” (SPENCE CHILDREN’S ANXIETY SCALE, SCAS): FIABILIDAD Y VALIDEZ DE

LA VERSIÓN ESPAÑOLA

Francisco Carrillo, Antonio Godoy, Aurora Gavino, Raquel Nogueira, Carolina Quintero y Yolanda Casado

Universidad de Málaga (España)

ResumenEste estudio ha sometido a examen la fiabilidad y la validez de la “Escala

de ansiedad infantil de Spence” (Spence Children’s Anxiety Scale, SCAS) en una muestra de 1636 estudiantes españoles de 9 a 17 años. La consistencia interna (alfa de Cronbach) de la puntuación total ha sido de 0,92 y las de las subescalas han fluctuado entre 0,81 (pánico-agorafobia) a 0,61 (ansiedad de separación y miedo al daño físico). La fiabilidad test-restest (correlación intra-clase) de la pun-tuación total ha sido 0,61 y las de las subescalas han fluctuado entre 0,62 (Miedo al daño físico) y 0,51 (pánico-agorafobia). Todas las puntuaciones de la SCAS disminuyeron ligeramente del test al retest. Las puntuaciones de la SCAS han mostrado validez convergente al correlacionar alto con otras medidas de ansiedad, tanto generales como específicas de problemas concretos, y validez divergente al correlacionar bajo con medidas de trastornos distintos de la ansiedad, inclu-yendo la depresión. Se concluye que la SCAS es una prueba adecuada para evaluar en España los trastornos de ansiedad infanto-juveniles tal como aparecen en el DSM-IV.Palabras clave: SCAS, trastornos de ansiedad, niños, adolescentes.

AbstractThis study examined the reliability and validity of the Spence Children’s Anxiety

Scale (SCAS) in a sample of 1,636 Spanish students 9-17 years old. The total-score internal consistency (Cronbach’s alpha) was 0.92 and indices of subscales ranged from 0.81 (Panic-Agoraphobia) to 0.61 (Separation Anxiety and Physical Injury Fear). The test-retest reliability (intra-class correlation) was 0.61 and subscales ran-

La presente investigación se ha realizado gracias a la ayuda económica de la Junta de Andalucía al proyecto de excelencia P06-HUM-1548.

Correspondencia: Antonio Godoy, Facultad de Psicología, Universidad de Málaga, 29071 Málaga (España). E-mail: [email protected]

530 carrillo, Godoy, Gavino, noGueira, Quintero y casado

ged from 0.62 (Specific Phobias) to 0.51 (Panic-Agoraphobia). All scores decreased slightly from test to retest. SCAS scores showed convergent validity in their high correlation with general and specific anxiety measures. SCAS scores also showed divergent validity in their low correlation with several measures of non-anxiety disorders, including depression. It is concluded that the SCAS is a suitable tool to assess in Spanish children anxiety disorders as they are depicted in DSM-IV.Key words: SCAS, anxiety disorders, children, adolescents.

Introducción

Los síntomas y trastornos de ansiedad son de los problemas psicológicos más comunes en niños y adolescentes (Orgilés, Espada y Méndez, 2008; Suárez, Polo, Chen y Alegría, 2009). Diversos estudios indican que su prevalencia en edad infantil y juvenil supera el 10% de la población (Costello, Mustillo, Erkanli, Keeler y Angold, 2003; Cox, Clara, Hills y Sareen, 2010). La falta de diagnóstico y tratamiento puede llevar a que la sintomatología se prolongue hasta la edad adulta (Weems, 2008), siendo un factor de riesgo para el desarrollo de otros tipos de patologías como depresión, problemas escolares y familiares y abuso de sustancias (Bados, Reinosa y Benedito, 2008; Esbjørn, Hoeyer, Dyrborg, Leth y Kendall, 2010; Irurtia, Caballo y Ovejero, 2009; Markarian et al., 2010). Para poder intervenir y prevenir problemas adicionales en la edad adulta, los investigadores y terapeutas han tomado concien-cia de la importancia de diagnosticar a edad temprana los trastornos de ansiedad (Donovan y Spence, 2000; Keeley y Storch, 2008). Por ello, es necesario desarrollar métodos fiables y válidos para la evaluación de la ansiedad infanto-juvenil (véase la revisión en Schniering, Hudson y Rapee, 2000). Aunque las entrevistas diagnósticas estructuradas suelen considerarse el mejor instrumento diagnóstico, su utilización en la práctica clínica presenta serios inconvenientes, ya que requieren entrevistado-res bien formados y mucho tiempo para su administración. En comparación con las entrevistas, los cuestionarios e inventarios permiten evaluar experiencias emocio-nales y pensamientos subjetivos no observables directamente y son más fáciles de estandarizar y de aplicar.

Debido a estas ventajas, se han creado numerosos cuestionarios para evaluar síntomas de ansiedad en niños y adolescentes, que de acuerdo con la clasifica-ción realizada por Muris, Merckelbach, Ollendick, King y Bogie (2002) pueden divi-dirse en dos grupos: 1) el de las pruebas tradicionales que conciben la ansiedad desde un punto de vista dimensional, como por ejemplo, el “Cuestionario de ansiedad estado/rasgo en niños” (State-Trait Anxiety Inventory for Children, STAIC; Spielberger, Edwards, Luchene, Montuori y Platzek, 2001) y que suelen ser répli-cas adaptadas de escalas para adultos, incluyendo preguntas sobre ansiedad poco relevantes para poblaciones jóvenes (Spence, Barrett y Turner, 2003) y 2) el de las pruebas más recientes que se han creado ex profeso para este tipo de población y que pretenden ser de utilidad como instrumentos de cribado en el diagnóstico de los trastornos de ansiedad infanto-juveniles, tal como se definen en el DSM-IV (American Psychiatric Association, 2002). De acuerdo con el DSM-IV, los problemas

531Fiabilidad y validez de la SCAS

de ansiedad que pueden diferenciarse en niños y adolescentes son los siguientes: trastorno de ansiedad de separación, trastorno de ansiedad generalizada, fobia social, trastorno de pánico, que puede acompañarse de agorafobia, trastorno obse-sivo compulsivo, fobia específica, trastorno de estrés agudo y trastorno de estrés postraumático.

Entre estas escalas más recientes, que se ajustan a lo establecido en el DSM-IV sobre los trastornos de ansiedad en niños y adolescentes, destacan dos: el “Cribado de trastornos emocionales relacionados con la ansiedad infantil” (Screen for Child Anxiety Related Emotional Disorders (SCARED; Birmaher et al., 1997) y la “Escala de ansiedad infantil de Spence” (Spence Children’s Anxiety Scale, SCAS; Spence, 1997).

El SCARED es una medida de autoinforme que cuenta con varias versiones. La prueba original, de 38 ítems, evalúa trastorno de ansiedad generalizada, trastorno de ansiedad de separación, fobia social, trastorno de pánico y fobia escolar. Debido a que la escala de fobia social discriminaba poco en comparación con el resto de las escalas, Birmaher et al. (1999) le añaden tres ítems más. Muris, Merckelbach, van Brakel y Mayer (1999) le añaden 15 ítems para mejorar la escala de fobias específi-cas y 13 más para evaluar el trastorno obsesivo compulsivo y el trastorno por estrés postraumático. Recientemente, Bodden, Bögels y Muris (2009) han añadido cinco ítems más a la escala de fobia social. La versión de 41 ítems ha sido adaptada a nuestro medio. Varios estudios muestran que el SCARED posee buenos índices de fiabilidad y que correlaciona de forma sustancial con otras escalas de ansiedad. Sin embargo, los análisis factoriales, tanto exploratorios como confirmatorios, de las distintas versiones han arrojado, bien un único factor que explica la mayor parte de la varianza (p. ej., Muris et al., 1999), bien tres (p. ej., Wren et al., 2007), cuatro o cinco factores (p. ej., Birmaher et al., 1997, 1999). Dada esta diversidad de resul-tados en la estructura interna del SCARED, resulta problemático establecer qué es exactamente lo que se evalúa, sobre todo si tenemos en cuenta que, como han señalado Muris et al. (2002), la prueba posee ítems relacionados con el estado de ánimo y con problemas de atención, impulsividad y relación con los compañeros, que nada tienen que ver con la ansiedad.

Existen otras muchas pruebas destinadas a evaluar la ansiedad en niños y ado-lescentes, algunas de ellas adaptadas a nuestro medio. Sin embargo, estas otras pruebas o bien poseen un objetivo concreto distinto de la prueba que estudia-mos aquí, la SCAS (como ocurre, por ejemplo, con el STAIC, que evalúa ansiedad estado y ansiedad rasgo) o bien evalúan sólo alguna categoría diagnóstica (como por ejemplo, miedos o ansiedad social) o bien parecen encontrarse bastante menos difundidas y empleadas en la investigación que la SCAS (como ocurre, por ejemplo, con la “Escala revisada de depresión y ansiedad infantil” [Revised Child Anxiety and Depression Scale, RCADS] que, además de categorías diagnósticas de ansiedad, evalúa depresión; véase Sandín, Valiente y Chorot, 2009).

La SCAS, sobre la que versa el presente trabajo, posee versiones, además de la original en inglés, en alemán (Essau, Muris y Ederer, 2002), catalán (Tortella, Balle, Servera y García, 2005), español de Méjico (Hernández et al., 2010) y de España (Godoy, Gavino, Carrillo, Cobos y Quintero, 2011), holandés (Muris,


Schmidt y Merckelbach, 2000), japonés (Ishikawa, Ota y Sakano, 2001), entre otros (véase www.scaswebsite.com). Este autoinforme de 38 ítems y cuatro opciones de respuesta, desde 0 (nunca) a 3 (siempre), evalúa los seis trastornos de ansiedad infanto-juveniles más frecuentes: trastorno de pánico y agorafobia, trastorno de ansiedad de separación, fobia social, miedo al daño físico como representante de las fobias específicas, trastorno obsesivo compulsivo y tras-torno de ansiedad generalizada. Se han aportado pruebas sobre su validez e invarianza factorial en chicos y chicas, así como en niños de distintas edades (p. ej., Godoy, Gavino, Carrillo et al., 2011; Spence, 1997, 1998), encontrándose en la mayoría de los casos los seis factores esperados (Essau et al., 2011) (véase Tortella et al., 2005).

También existe apoyo empírico de la fiabilidad de la SCAS. La consistencia interna (alfa de Cronbach) de la escala fluctúa entre 0,92-0,94, tanto en pobla-ciones de escolares (Essau et al., 2002, 2011; Ishikawa, Sato y Sasagawa, 2009; Muris et al., 2000, 2002; Spence, 1998; Spence et al., 2003), como en poblacio-nes clínicas (Whiteside y Brown, 2008). En estos mismos estudios, la consistencia interna de las subescalas suele arrojar índices en torno a 0,80 para la escala de pánico-agorafobia; entre 0,70 y 0,80 para las escalas de obsesiones-compulsiones, ansiedad generalizada, ansiedad de separación y fobia social y entre 0,53 y 0,61 para la escala de miedo al daño físico, que posee solo cinco ítems.

La estabilidad temporal de las puntuaciones de la SCAS varía según la escala y el periodo transcurrido entre el test y el retest, habiéndose encontrado correlaciones entre las puntuaciones totales de ambos momentos temporales entre 0,60 y 0,63. Las subescalas muestran correlaciones entre 0,45 (para la escala de pánico-ago-rafobia y seis meses entre test y retest, en el estudio de Spence, 1998) y 0,75 (en fobia social y 12 semanas entre test y retest, en el estudio de Spence et al., 2003). La mayoría de las subescalas presentan índices de fiabilidad test-retest entre 0,50 y 0,60 (Chorpita, Yim, Moffitt, Umemoto y Francis, 2000; Spence, 1998; Spence et al., 2003). En el estudio de Ishikawa et al. (2009), no obstante, se obtuvieron en todos los casos correlaciones test-retest superiores a las de los estudios anterior-mente citados (entre 0,64, para obsesiones-compulsiones y 0,86, para la puntua-ción total).

La SCAS ha mostrado poseer buena validez convergente, presentando su pun-tuación total correlaciones entre 0,70 y 0,80 con varias pruebas de ansiedad gene-ral, como el STAIC (Hernández et al., 2010; Muris et al., 2002; Spence, 1998; Spence et al., 2003). Además, las correlaciones de las escalas de la SCAS con las escalas equivalentes del SCARED suelen ser de 0,70 o superior, excepto para la escala de fobia social, donde fluctúa en torno a 0,40 (Muris et al., 1999, 2000, 2002). Por último, tal como han encontrado Essau et al. (2002), las escalas de la SCAS presentan también una correlación alta (r= 0,67) con la puntuación total del “Autoinforme juvenil” (Youth Self-Report; Achenbach, 1991) y, especialmente, con la puntuación en comportamientos interiorizados (r= 0,92) y con la escala de ansie-dad/ depresión (r= 0,71).

La validez discriminante de las puntuaciones de la SCAS con respecto a la depresión parece ser baja o moderada. Así, aunque en el estudio de


Spence de 1998 se informaba de correlaciones entre las escalas de la SCAS y el “Inventario de depresión infantil” (Children Depression Inventory, CDI) en torno a 0,30-0,50, en estudios posteriores han aparecido correlaciones de hasta 0,60 (Spence et al., 2003) e incluso de 0,72 (Muris et al., 2002). La correlación con pruebas de depresión distintas del CDI suele fluctuar entre 0,17 y 0,50, como es el caso de “Depresión, del centro de estudios epidemio-lógicos” (Center for Epidemiologic Studies-Depression, CES-D) en el estudio de Hernández et al. (2010) o la prueba japonesa de depresión utilizada por Ishikawa et al. (2009). Por el contrario, la correlación de la SCAS con escalas de falta de sinceridad al contestar a los ítems en ningún caso sobrepasa el 0,10 (Spence, 1998; Spence et al., 2003). De igual forma, las correlaciones de la SCAS con las escalas de comportamientos exteriorizados son sustancial-mente menores que las que mantiene con las escalas de comportamientos interiorizados (Essau et al., 2002, 2011), como era de esperar.

Las escalas de la SCAS han mostrado, además, que son capaces de distinguir entre muestras con trastornos de ansiedad y muestras no clínicas (Spence, 1998; Whiteside y Brown, 2008) y los resultados de los estudios antes citados mues-tran que la SCAS puede ser utilizada (y lo está siendo en muchos países) para evaluar los trastornos de ansiedad, tal como los define el DSM-IV. Sin embargo, en nuestro medio la única versión que posee datos publicados sobre su fiabili-dad y validez está en catalán (Tortella et al., 2005). También existe una versión de la SCAS en español, la de Hernández et al. (2010). Esta última, aunque posee buenos índices de fiabilidad y algunos datos sobre su validez convergente y divergente, parece presentar problemas en su composición factorial (Hernández et al., 2010). Además en esta versión, los ítems están redactados en el español de México. El texto de la mayoría de los ítems de la versión mexicana puede ser comprendido por los niños españoles; sin embargo, algunos de ellos contie-nen términos y expresiones inusuales en nuestro medio y, por ello, podrían ser malinterpretados u ofrecer problemas de comprensión, especialmente entre los más pequeños. Así ocurre con expresiones tales como “siento raro en el estó-mago” por sentir una sensación rara en el estómago, “me da miedo presentar un examen” por hacer un examen, “me asustan los lugares altos (…) o los ‘ele-vadores’” por sentir miedo de las alturas o en los ascensores, “carro” por coche, “camiones” por autobuses (como ejemplo de espacio cerrado donde se agrupa mucha gente), “tener miedo de hablar frente a mi salón” por tener miedo de hablar delante de la clase, o tener miedo de estar en “cuartos pequeños”, en lugar de habitaciones pequeñas.

Dado que consideramos que la redacción de los ítems en la versión de Godoy et al. (2011) es más apropiada para los niños de nuestro medio que la de Hernández et al. (2010), el objetivo del presente estudio ha sido evaluar la consistencia interna y la fiabilidad test-retest, así como la validez convergente y divergente de la versión de Godoy et al. (2011). Dicha evaluación mostrará si la adaptación de la SCAS de estos últimos autores es fiable, temporalmente estable y válida para su aplicación en población infanto-juvenil española.


Método

Participantes

Participaron 1636 estudiantes (51% mujeres) de entre 9 y 17 años (M= 13,26; DT=1,87) procedentes de 14 colegios públicos y concertados de enseñanza pri-maria, secundaria y educación profesional elegidos por su disponibilidad. De ellos, 136 (52% mujeres y aproximadamente 15 niños de cada edad -esto es, 15 niños de 9 años, 15 de 10 años, etc.) realizaron un retest entre 17 y 21 días después de la primera aplicación. Todos participaron voluntariamente, previo consentimiento paterno y del director del centro. Todos los colegios participantes estaban situados en zonas de clase obrera o clases medias en Málaga y provincia.

Instrumentos

· “Escala de ansiedad infantil de Spence” (Spence Children´s Anxiety Scale, SCAS; Spence, 1997). Esta escala aparece descrita en la Introducción. La versión española de la SCAS, utilizada en el presente estudio, ha mostrado poseer vali-dez factorial para evaluar los seis tipos de ansiedad más frecuentes en niños y adolescentes, presentando invarianza factorial entre niños y niñas y entre los de más edad y los más jóvenes (Godoy, Gavino, Carrillo et al., 2011).

· “Inventario de ansiedad, de Beck” (Beck Anxiety Inventory, BAI; Beck, Epstein, Brown y Steer, 1988) versión española en Sanz y Navarro (2003). Es un inventa-Sanz y Navarro (2003). Es un inventa-rio de 21 ítems, en el que se evalúa en una escala de 0 a 3 el grado de molestia que provoca cada uno de los síntomas de ansiedad descritos. Tiene una alta consistencia interna (α= 0,92) y una buena fiabilidad test-retest (r= 0,75) (Beck et al., 1988). El BAI es más sensible a la activación fisiológica asociada con la ansiedad que a la asociada con las preocupaciones y la tensión (Anthony, Purdon, Swinson y Downie, 1997). El BAI, aunque es usualmente considerado una prueba para adultos, puede emplearse en niños y adolescentes (Steer, Kumar, Ranieri y Beck, 1995).

· “Cuestionario de preocupaciones y ansiedad” (Worry and Anxiety Questionnaire, WAQ; Dugas, Freeston, Lachance, Provencher y Ladouceur, 1995) versión española de Ibáñez et al. (2000). Este autoinforme tiene 16 ítems que abarcan los criterios diagnósticos del DSM-IV para el trastorno de ansiedad generalizada. Consta de dos factores, uno para la preocupación y otro para la emoción, aunque en el presente trabajo únicamente utilizaremos la puntuación total. La puntuación total presenta buena consistencia interna (α= 0,91), alta fiabilidad test-retest (0,80) y validez convergente y discrimi-nante adecuadas (Ibáñez et al., 2000). Aunque el WAQ también es consi-derado usualmente como una prueba para adultos, sus ítems son fáciles de comprender y de contestar, habiendo sido aplicada con éxito tanto en niños y adolescentes (Raush y Rovella, 2009) como en personas de la tercera edad (Nuevo, 2005).


· “Cuestionario de fortalezas y dificultades” (Strengths and Difficulties Questionnaire, SDQ; Goodman, Meltzer y Bailey, 2003). La prueba está consti-tuida por 25 ítems que se contestan en un formato tipo Likert con tres opciones de respuesta, agrupados en cinco escalas de cinco ítems cada una: problemas de conducta, hiperactividad, síntomas emocionales, problemas con los compa-ñeros y conducta prosocial. Sumando todas las escalas, a excepción de la de conducta prosocial, se obtiene una puntuación total de dificultades. La fiabilidad de la puntuación total y de cada una de las escalas es adecuada para este tipo de pruebas (alfas de Cronbach entre 0,61 y 0,82). Se da también una buena relación entre las puntuaciones de la prueba autoaplicada (autoinforme) y de las versiones destinadas a padres y profesores. Además, el SDQ ha mostrado ser capaz de discriminar entre sujetos normales y sujetos clínicos (Goodman et al., 2003). Información sobre las versiones en castellano, catalán, eusquera y gallego de la prueba puede conseguirse en www.sdqinfo.org. En el presente estudio se ha utilizado la versión de autoinforme en castellano.

· “Escala obsesivo-compulsiva de Yale-Brown para niños y adolescentes” (Children’s Yale-Brown Obsessive Compulsive Scale, CY-BOCS; Storch et al., 2004, 2006) versión española en Godoy, Gavino, Valderrama et al. (2011). Se trata del autoinforme de la versión para niños y jóvenes de la “Escala obsesivo compulsiva de Yale-Brown” (Yale-Brow Obsessive Compulsive Scale; Goodman et al., 1989). Consta de una lista de obsesiones y compulsiones seguida de la prueba propiamente dicha, compuesta por 10 ítems, valorados de 0 a 4. Su puntuación total se obtiene sumando la puntuación de los ítems y mide la gra-vedad de la obsesión y/o de la compulsión dominantes en el sujeto. Muestra buenas propiedades psicométricas, tanto en muestras clínicas como no clínicas.

· “Inventario de depresión infantil-versión corta” (Children Depression Inventory-short, CDI-S; Kovacs, 1992) adaptación española en del Barrio, Roa, Olmedo y Colodrón (2002). Consta de 10 ítems, valorados en una escala de 0 a 3, que describen síntomas relacionados con los aspectos cognitivos, afectivos y con-ductuales de la depresión. Tanto la fiabilidad como la validez convergente y divergente de la prueba son adecuadas (Kovacs, 1992) y no difieren de las de la versión de 27 ítems (del Barrio et al., 2002).

Procedimiento

Las pruebas a pasar se organizaron en seis cuadernillos, de tal forma que el orden en que aparecían quedara equilibrado. Estos cuadernillos se repartieron al azar. Los participantes completaron las pruebas en horario lectivo dentro de su cen-tro educativo, siendo supervisados por un psicólogo con experiencia que resolvió las dudas surgidas y vigiló que se contestaran todos los ítems. Aunque todos anotaron su nombre, sexo y edad, se les informó de que sus respuestas serían confidenciales y tratadas de manera anónima.


Análisis de datos

De los 1636 participantes, 73 dejaron un 10% o menos de ítems de alguna de las pruebas en blanco, asignándoseles una puntuación mediante el método de imputación por patrones de respuestas similares (con el programa PRELIS). Las puntuaciones de 43 escolares que dejaron en blanco más del 10% de alguna de las pruebas no se han tenido en cuenta y no se contabilizan entre los 1636 de los que se informa. Todos los cálculos se han realizado con el programa SPSS 15, excepto la d de Cohen, que se ha calculado con Excel. Para el análisis de la consistencia interna se ha utilizado el alfa de Cronbach. Para el cálculo de la estabilidad temporal de las puntuaciones, la correlación intraclase y las diferencias de medias entre el test y el retest mediante la prueba t para muestras relacionadas. El tamaño del efecto de dichas diferencias se ha estimado mediante la d de Cohen utilizando la fórmula pro-porcionada por este autor (Cohen, 1988, p. 48) para calcular el tamaño del efecto entre diferencias test-retest (esto es, utilizando la desviación típica de las diferencias entre ambas mediciones, no la desviación típica de las puntuaciones del test y el retest consideradas conjuntamente). La relación de las escalas de la SCAS con otras variables se ha calculado mediante la correlación de Pearson.

Resultados

En el presente estudio no se informa sobre las medias y desviaciones típicas de las escalas de la SCAS, ni sobre las diferencias entre chicos y chicas o entre niños de diferente edad porque han sido publicados ya en un trabajo anterior (Godoy, Gavino, Carrillo et al., 2011), en el que se encontró que las medias de las escalas de la SCAS son completamente invariantes a lo largo de las edades estudiadas (de 10 a 17 años) y que las diferencias de medias entre niños y niñas presentan un tamaño del efecto poco apreciable.

Como puede verse en la tabla 1, la consistencia interna (alfa de Cronbach) de la puntuación total de la SCAS ha sido de 0,92. Es adecuada la consistencia interna de las subescalas pánico-agorafobia, obsesiones-compulsiones y ansiedad generalizada y menor de lo deseado las de ansiedad de separación, miedo al daño físico y fobia social, que no han alcanzado el valor de 0,70.

En la estimación de la fiabilidad test-retest, los valores de la correlación intra-clase (CIC) de todas las escalas de la SCAS, incluida la puntuación total, fueron lige-ramente superiores a 0,60, excepto en las escalas de pánico-agorafobia y ansiedad generalizada. Para la puntuación total de la SCAS, CIC fue de 0,61, siendo la CIC de las subescalas de 0,54 (ansiedad generalizada), 0,61 (ansiedad de separación), 0,61 (fobia social), 0,51 (pánico-agorafobia), 0,62 (miedo al daño físico) y 0,61 (trastorno obsesivo compulsivo). La comparación de las medias entre el test y el retest resultó en todos los casos estadísticamente significativa. Sin embargo, el tamaño del efecto de dichas diferencias, como aparece en la última columna de la tabla 1, en ningún caso supera el valor 0,34, con lo que, según la clasificación de Cohen (1988), puede considerarse una diferencia entre pequeña y moderada.


La validez convergente fue examinada mediante la correlación de las puntua-ciones de la SCAS con otras pruebas que evalúan el constructo de ansiedad. Los resultados se muestran en la tabla 2. La puntuación total de la SCAS correlaciona con las medidas generales de problemas de ansiedad (el BAI y la escala de Síntomas Emocionales del SDQ) en todos los casos por encima de 0,50. Las correlaciones de las subescalas con estas mismas medidas son, en general, algo menores, pero siempre por encima de 0,40. La subescala de la SCAS con la que más alto corre-laciona la puntuación total del CY-BOCS es, como se esperaba, la de Obsesiones-Compulsiones (r= 0,48). De forma semejante, la subescala que más correlaciona con la puntuación total del WAQ es la de Ansiedad Generalizada (r= 0,58). No obstante, el resto de las subescalas de la SCAS también correlacionan de forma moderada, aunque algo menos, tanto con la CY-BOCS como con el WAQ (rs entre 0,32 y 0,50). También fue moderada la correlación de todas las escalas de la SCAS con la puntuación total del SDQ, que puede tomarse como un índice de todos los problemas psicológicos (emocionales o no) que presenta un niño.

La validez divergente fue examinada mediante la correlación de las puntuacio-nes de la SCAS con otras pruebas que evalúan variables distintas de la ansiedad: depresión (CDI), problemas de conducta, hiperactividad y problemas con los com-pañeros (escalas del SDQ) y conducta prosocial (SDQ).Como aparece en la última mitad de la tabla 2, la mayoría de las correlaciones de las escalas de la SCAS con estas otras variables, teóricamente poco relacionadas con la ansiedad, son inferiores a las encontradas con las pruebas que sí evalúan problemas de ansiedad, como el BAI, la CY-BOCS, el WAQ y la escala de Síntomas Emocionales del SDQ. Esto es, de las 35 correlaciones calculadas para examinar la validez divergente de la SCAS, sólo

Tabla 1Fiabilidad de la “Escala de ansiedad infantil de Spence” (SCAS)

Subescalas de la SCAS

α de Cronbach

Correlación intraclase

TestM (DT)

RetestM (DT)

t* d

Total 0,92 0,61 26,24 (18,49)20,65

(17,00)3,43 0,30

Pánico-agorafobia 0,81 0,51 3,84 (4,61) 3,04 (3,63) 1,92 0,17

Ansiedad de separación

0,61 0,61 4,99 (3,50) 3,78 (3,28) 3,95 0,34

Fobia social 0,64 0,61 4,34 (3,34) 3,45 (3,03) 3,06 0,26

Miedo al daño físico 0,61 0,62 3,43 (3,09) 2,78 (2,99) 2,40 0,21

Obsesiones-compulsiones

0,77 0,61 3,82 (3,50) 2,93 (3,15) 2,95 0,25

Ansiedad generalizada

0,74 0,54 6,12 (3,76) 4,76 (3,66) 3,80 0,33

Nota: *Todas las t son estadísticamente significativas con p= 0,05.


cuatro obtienen un valor superior a 0,30, lo que concuerda con lo encontrado por Essau et al. (2011) en un estudio de la SCAS en cinco países europeos. Las correla-ciones de las escalas de la SCAS con el CDI (depresión), en general, alcanzan valores en torno a 0,20-0,30.

Por último, cabe señalar que las correlaciones parciales de las escalas de la SCAS con el resto de variables que aparecen en la tabla 2 son estadísticamente significativas (con p=0,01) cuando se detrae la varianza explicada por la depresión (CDI), excepto en el caso de la relación entre pánico-agorafobia y conducta prosocial (SDQ).

Discusión

El propósito de este trabajo era examinar la fiabilidad y validez de la versión española de la SCAS en niños y adolescentes. Al contrario que otros instrumentos

Tabla 2Correlaciones de la “Escala de ansiedad infantil de Spence” (SCAS) con otras

medidas

Escalas TotalPan.-ago.

Ans. sep.

Fob. soc.

Mie. dañ.

Obs. com.

Ans. gen.

BAI 0,63 0,57 0,43 0,45 0,41 0,51 0,58

CY-BOCS total 0,52 0,47 0,40 0,38 0,32 0,48 0,40

WAQ 0,60 0,49 0,39 0,46 0,41 0,50 0,58

SDQ total 0,57 0,59 0,39 0,43 0,41 0,47 0,40

SDQ Síntomas emocionales

0,69 0,61 0,52 0,53 0,48 0,57 0,57

SDQ Problemas de conducta

0,35 0,43 0,24 0,25 0,24 0,31 0,20

SDQ Hiperactividad 0,23 0,24 0,12 0,14 0,19 0,17 0,20

SDQ Problemas con compañeros

0,31 0,38 0,21 0,29 0,22 0,25 0,12

SDQ Conducta prosocial

0,19 0,02 0,17 0,15 0,10 0,20 0,28

CDI-S 0,31 0,31 0,18 0,27 0,23 0,24 0,24

Notas: BAI= “Inventario de ansiedad de Beck”; CY-BOCS= “Escala obsesivo compulsiva de Yale-Brown para niños”; WAQ= “Cuestionario de preocupaciones y ansiedad”; SDQ= “Cuestionario de fortalezas y dificultades”; CDI-S= “Inventario de depresión para niños -versión corta”; Pan.-ago.= Pánico-agorafobia; Ans. sep.= Ansiedad separación; Fob. soc.= Fobia social; Mie. dañ.= Miedo daño físico; Obs. com.= Obsessiones-compulsiones; Ans. gen.= Ansiedad generalizada. Todas las correlaciones son estadística-mente significativas con p= 0,01, excepto la de la escala Pánico-agorafobia con conducta prosocial del SDQ, que no es estadísticamente significativa.


de evaluación de la ansiedad más tradicionales, la SCAS pretende evaluar los tipos de trastornos de ansiedad más frecuentes definidos en el DSM-IV.

Los datos encontrados apoyan la fiabilidad y validez de la versión española de la SCAS. La consistencia interna de la puntuación total ha sido alta (α= 0,92). Las subescalas de pánico-agorafobia, obsesiones-compulsiones y ansiedad generalizada presentan una consistencia interna adecuada (alfa superior a 0,70), semejante a la encontrada en estudios previos (Chorpita et al., 2000; Essau et al., 2002; Ishikawa et al., 2009; Muris et al., 2000; 2002; Spence, 1998; Spence et al., 2003). Sin embargo, las subescalas de ansiedad de separación, fobia social y miedo al daño físico presentan índices inferiores a 0,70. Aunque la subescala de miedo al daño físico era esperable que no presentara una consistencia alta, tal como se había encontrado en los estudios recién citados y dado su menor número de ítems, las de ansiedad de separación y de fobia social han presentado índices algo inferiores a los informados por la mayoría de los estudios previos, aunque semejantes a los encontrados por Ishikawa et al. (2009) y por Tortella et al. (2005).

Las diferencias en los índices de consistencia interna en una misma escala entre unas muestras y otras (incluyendo la utilizada en el presente estudio) pueden atri-buirse principalmente a dos causas: bien a que en los distintos estudios se han uti-lizado versiones diferentes de la SCAS y algunas versiones obtienen puntuaciones más fiables que otras o a la normal fluctuación en los estadísticos calculados sobre muestras distintas, especialmente cuando en el cálculo de dichos estadísticos, como es el caso del índice alfa, influye fuertemente la varianza de la muestra utilizada. Creemos que esta segunda explicación parece más probable, ya que con frecuen-cia una misma versión ha arrojado valores diferentes en muestras distintas (ver, por ejemplo, los resultados obtenidos por Muris et al., 2000, 2002 con la versión holandesa). En realidad las diferencias cuantitativas en los índices alfa en unos y otros estudios (incluido el nuestro) no son especialmente llamativas. Sin embargo, la utilización del valor 0,70 como punto de corte arbitrario (Nunnally y Berstein, 1994) para juzgar si una prueba presenta o no una fiabilidad aceptable tiende a producir una valoración totalmente distinta cuando alfa queda en el rango de 0,60 y cuando queda en el de 0,70.

A este respecto, no obstante, debe tenerse en cuenta que en pruebas de pocos ítems y, especialmente cuando estos son bastante heterogéneos entre sí (como es el caso de la SCAS, la mayoría de cuyas escalas constan de seis ítems), los índi-ces alfas que cabe esperar no son tan altos como deben serlo cuando se evalúan constructos muy homogéneos o pruebas con muchos ítems (Streiner, 2003). De ahí que, excepto en los casos de la puntuación total (con 38 ítems) y de la escala de pánico-agorafobia (con nueve ítems), el resto de las escalas hayan obtenido en muchos estudios alfas que quedan por debajo de 0,70 (especialmente la de miedos específicos, que consta de solo cinco ítems).

Respecto a la fiabilidad test-retest, encontramos una estabilidad moderada en un periodo aproximado de tres semanas, hallando un rango de correlaciones intraclase entre 0,54 en pánico y agorafobia y 0,62 en miedo al daño físico. En general, estos resultados son muy semejantes a los encontrados en estudios previos con la SCAS (Chorpita et al., 2000; Ishikawa et al., 2009; Spence, 1998;


Spence et al., 2003; Tortella et al. 2005) y con otras medidas de ansiedad (March, Sullivan y Parker, 1999). Sin embargo, hay que señalar que las puntuaciones de todas las escalas disminuyen entre el test y el retest, aunque dicha disminución posee un tamaño del efecto entre pequeño y moderado (d de Cohen igual a 0,34 o inferior). A pesar de que esta diferencia entre el test y el retest no es grande, conviene tenerla en cuenta cuando se repita la aplicación de la SCAS en varias ocasiones, tal como cuando se estiman la diferencia entre el pre- y el pos-trata-miento en los estudios sobre la eficacia de intervenciones sobre los problemas de ansiedad.

Se puede concluir que la validez convergente de las escalas de la SCAS ha reci-bido apoyo empírico si se comparan las correlaciones entre sus puntuaciones y otras pruebas que evalúan ansiedad en general, como el BAI, o síntomas emocionales como la escala de este nombre del SDQ. Por otra parte, de entre todas las sub-escalas de la SCAS, las de obsesiones-compulsiones y de ansiedad generalizada son las que han mostrado una correlación más alta con las dos medidas que se han podido utilizar sobre tipos concretos de problemas de ansiedad (la CY-BOCS para las obsesiones-compulsiones y el WAQ para la ansiedad generalizada), lo que sugiere que, al menos algunas de estas subescalas, poseen un cierto grado de vali-dez convergente.

Por otro lado, al evaluar la validez divergente con pruebas de depresión y otros problemas distintos de la ansiedad aparecieron correlaciones inferiores a las encon-tradas para la validez convergente, como era de esperar. A este respecto, cabe destacar que las correlaciones entre la SCAS y la medida de depresión utilizada, el CDI-S, han sido menores o similares a las encontradas en publicaciones anteriores (Hernández et al., 2010; Ishikawa et al., 2009; Muris et al., 2002; Spence, 1998; Spence et al., 2003). En general, puede afirmarse que la SCAS muestra una ade-cuada validez divergente, ya que se relaciona poco con variables con las que es de esperar que mantenga una relación baja.

Hay que añadir, además, que las relaciones encontradas, tanto al calcular la vali-dez convergente como la validez divergente, se mantuvieron al controlar la varianza explicada por la depresión mediante correlaciones parciales.

Los altos índices de correlación entre las escalas de la SCAS informados por Godoy, Gavino, Carrillo et al. (2011) y la cuantía de las correlaciones de las distin-tas subescalas de la SCAS con las otras medidas de ansiedad, incluso con las más específicas como la CY-BOCS y el WAQ, encontrados en el presente trabajo, apoya la opinión de que los distintos trastornos de ansiedad en niños y adolescentes, aunque diferenciables entre sí, poseen una parte importante de varianza común, como también sugieren los altos índices de comorbilidad observados (87%, según Romero et al., 2010) y la aparición de un factor de segundo orden que explica en alto grado los factores de primer orden que representan los trastornos concretos (Spence, 1997). De hecho, como puede apreciarse en la tabla 2, todas las subes-calas de la SCAS presentan un patrón muy semejante de correlaciones con el resto de variables, arrojando todas ellas valores bastante apreciables con las variables que aparecen en la primera mitad de dicha tabla (validez convergente) y bastante menores en la segunda mitad de la tabla (validez divergente).


La correlación de la puntuación total de la SCAS con la puntuación total del SDQ es muy semejante a la que mantiene con medidas de ansiedad (BAI, CY-BOCS, WAQ). Esto podría hacer pensar que la SCAS mide, no problemas de ansiedad, sino problemas psicopatológicos en general. Esta hipótesis, sin embargo, se desmiente si se atiende a las correlaciones con las subescalas de la propia SDQ, puesto que en todos los casos las correlaciones son bastante bajas excepto (como era de esperar) en el caso de la subescala de síntomas emociona-les. Esto indica que la varianza común entre las puntuaciones totales de ambas pruebas es prácticamente explicada por la subescala de problemas emocionales. Las modestas correlaciones con depresión (CDI) muestran que la SCAS no evalúa simplemente estado de ánimo. De la misma forma, que las correlaciones de la SCAS con otras variables se mantengan cuando se detrae la varianza explicada por la depresión, muestra que la relación de la SCAS con dichas variables no se explica simplemente porque tanto la SCAS como las otras pruebas evalúan afec-tos negativos.

Varias son las limitaciones que presenta este estudio. En primer lugar, la reco-gida de datos está realizada en una muestra de conveniencia y en personas sin diagnosticar, lo que impide su generalización, especialmente a muestras clínicas. En segundo lugar, se utiliza como técnica de recogida de datos el autoinforme. Aunque emplear diversos informantes es el método ideal para evaluar psicopatolo-gía infanto-juvenil, los autoinformes resultan especialmente adecuados, incluso en niños y adolescentes, para evaluar sintomatología interna, tan frecuente en los pro-blemas de ansiedad (Rapoport et al., 2000). Queda para estudios futuros demostrar que las características psicométricas de la SCAS aquí informadas se mantienen cuando se utilizan muestras clínicas.

En general, no obstante, puede afirmarse que los resultados del presente estudio indican que la versión española de la SCAS de Godoy, Gavino, Carrillo et al. (2011) es un instrumento razonablemente fiable (en términos de consistencia interna y estabilidad temporal) y válido (a nivel convergente y divergente) para evaluar pro-blemas específicos de ansiedad en jóvenes sin diagnosticar y que los resultados que con ella se obtienen son muy semejantes a los encontrados con las versiones de la prueba en otros idiomas. La posibilidad de evaluar las categorías diagnósticas del DSM-IV y su reducido número de ítems con respecto a la cantidad de información que proporciona, hacen de la SCAS una prueba de cribado diagnóstico especial-mente atractiva.

La versión oficial de la SCAS, realizada por Mireia Orgilés, puede descargarse desde la siguiente dirección de Internet: www.scaswebsite.com/index.php?p=1_42. La versión española de la SCAS de Godoy, Gavino, Carrillo et al. (2011), utilizada en el presente estudio, es muy semejante, aunque no idéntica, a la de Orgilés.

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recibido: 3 de marzo de 2011acePtado: 30 de mayo de 2011

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