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) Resumen Este 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 puntuación 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, incluyendo 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. Abstract This 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] 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. que de acuerdo con la clasificación realizada por Muris. Merckelbach.51 (Panic-Agoraphobia). se han creado numerosos cuestionarios para evaluar síntomas de ansiedad en niños y adolescentes. Edwards. NOgUEIRA. Caballo y Ovejero. Aunque las entrevistas diagnósticas estructuradas suelen considerarse el mejor instrumento diagnóstico. Esbjørn. siendo un factor de riesgo para el desarrollo de otros tipos de patologías como depresión. 2009. es necesario desarrollar métodos fiables y válidos para la evaluación de la ansiedad infanto-juvenil (véase la revisión en Schniering. 2010. Chen y Alegría. Clara. SCAS scores showed convergent validity in their high correlation with general and specific anxiety measures. problemas escolares y familiares y abuso de sustancias (Bados. GAVINO. su utilización en la práctica clínica presenta serios inconvenientes. el “Cuestionario de ansiedad estado/rasgo en niños” (State-Trait Anxiety Inventory for Children. 2010). Spielberger. 2008. Hills y Sareen. 2001) y que suelen ser réplicas adaptadas de escalas para adultos. children. STAIC. Por ello. Polo. Para poder intervenir y prevenir problemas adicionales en la edad adulta. KEY WORDS: SCAS.530 CARRILLO. En comparación con las entrevistas.62 (Specific Phobias) to 0. Reinosa y Benedito. Leth y Kendall. Markarian et al. Montuori y Platzek. Keeler y Angold. Suárez. Dyrborg. ya que requieren entrevistadores bien formados y mucho tiempo para su administración. All scores decreased slightly from test to retest. 2008). incluyendo preguntas sobre ansiedad poco relevantes para poblaciones jóvenes (Spence. Mustillo. como por ejemplo. 2002). Ollendick. Debido a estas ventajas. adolescents. 2009). QUINTERO Y CASADO ged from 0. 2000. Introducción Los síntomas y trastornos de ansiedad son de los problemas psicológicos más comunes en niños y adolescentes (Orgilés. Hudson y Rapee. GODOY. Luchene. tal como se definen en el DSM-IV (American Psychiatric Association. King y Bogie (2002) pueden dividirse en dos grupos: 1) el de las pruebas tradicionales que conciben la ansiedad desde un punto de vista dimensional. los cuestionarios e inventarios permiten evaluar experiencias emocionales y pensamientos subjetivos no observables directamente y son más fáciles de estandarizar y de aplicar. SCAS scores also showed divergent validity in their low correlation with several measures of non-anxiety disorders. 2000). 2010). los investigadores y terapeutas han tomado conciencia de la importancia de diagnosticar a edad temprana los trastornos de ansiedad (Donovan y Spence. Erkanli. De acuerdo con el DSM-IV. Barrett y Turner. Espada y Méndez.. Irurtia. anxiety disorders. 2008. Cox. los problemas . 2008). Keeley y Storch. It is concluded that the SCAS is a suitable tool to assess in Spanish children anxiety disorders as they are depicted in DSM-IV. including depression. La falta de diagnóstico y tratamiento puede llevar a que la sintomatología se prolongue hasta la edad adulta (Weems. Diversos estudios indican que su prevalencia en edad infantil y juvenil supera el 10% de la población (Costello. Hoeyer. 2003. estas otras pruebas o bien poseen un objetivo concreto distinto de la prueba que estudiamos aquí. Muris y Ederer. Carrillo. catalán (Tortella.. Valiente y Chorot. de 38 ítems. bien tres (p. impulsividad y relación con los compañeros.Fiabilidad y validez de la SCAS 531 de ansiedad que pueden diferenciarse en niños y adolescentes son los siguientes: trastorno de ansiedad de separación. por ejemplo. RCADS] que. con el STAIC. con la “Escala revisada de depresión y ansiedad infantil” [Revised Child Anxiety and Depression Scale. Gavino. trastorno de pánico y fobia escolar. que nada tienen que ver con la ansiedad. El SCARED es una medida de autoinforme que cuenta con varias versiones.. bien un único factor que explica la mayor parte de la varianza (p. La SCAS. destacan dos: el “Cribado de trastornos emocionales relacionados con la ansiedad infantil” (Screen for Child Anxiety Related Emotional Disorders (SCARED. fobia social. español de Méjico (Hernández et al. que se ajustan a lo establecido en el DSM-IV sobre los trastornos de ansiedad en niños y adolescentes. Bodden. Varios estudios muestran que el SCARED posee buenos índices de fiabilidad y que correlaciona de forma sustancial con otras escalas de ansiedad. Cobos y Quintero. Existen otras muchas pruebas destinadas a evaluar la ansiedad en niños y adolescentes.. ej.. (2002). Muris et al. trastorno de ansiedad generalizada. miedos o ansiedad social) o bien parecen encontrarse bastante menos difundidas y empleadas en la investigación que la SCAS (como ocurre. de las distintas versiones han arrojado.. evalúa trastorno de ansiedad generalizada. La prueba original. Debido a que la escala de fobia social discriminaba poco en comparación con el resto de las escalas. holandés (Muris. Balle. 2002). 1997. Recientemente. Servera y García. trastorno de estrés agudo y trastorno de estrés postraumático. sobre todo si tenemos en cuenta que. SCAS. 1999). Birmaher et al. algunas de ellas adaptadas a nuestro medio. 1999). ej. Birmaher et al.. 2009). Spence. fobia social. 1997). tanto exploratorios como confirmatorios. que evalúa ansiedad estado y ansiedad rasgo) o bien evalúan sólo alguna categoría diagnóstica (como por ejemplo. 2011). los análisis factoriales... 1997) y la “Escala de ansiedad infantil de Spence” (Spence Children’s Anxiety Scale. La versión de 41 ítems ha sido adaptada a nuestro medio. que puede acompañarse de agorafobia. la SCAS (como ocurre. ej. por ejemplo. 2007). Birmaher et al. Muris. evalúa depresión. Entre estas escalas más recientes. la prueba posee ítems relacionados con el estado de ánimo y con problemas de atención. Sin embargo. Sin embargo. fobia específica. trastorno obsesivo compulsivo. 2010) y de España (Godoy. Wren et al. además de categorías diagnósticas de ansiedad. además de la original en inglés. . trastorno de ansiedad de separación. Dada esta diversidad de resultados en la estructura interna del SCARED. trastorno de pánico. en alemán (Essau. como han señalado Muris et al. sobre la que versa el presente trabajo. 2005). van Brakel y Mayer (1999) le añaden 15 ítems para mejorar la escala de fobias específicas y 13 más para evaluar el trastorno obsesivo compulsivo y el trastorno por estrés postraumático. resulta problemático establecer qué es exactamente lo que se evalúa. posee versiones. véase Sandín. cuatro o cinco factores (p. (1999) le añaden tres ítems más. Bögels y Muris (2009) han añadido cinco ítems más a la escala de fobia social. Merckelbach. . 2011) (véase Tortella et al. 1998). 2009. las escalas de la SCAS presentan también una correlación alta (r= 0. tal como han encontrado Essau et al. 2002. tanto en poblaciones de escolares (Essau et al..com).86. aunque en el estudio de . La validez discriminante de las puntuaciones de la SCAS con respecto a la depresión parece ser baja o moderada.45 (para la escala de pánico-agorafobia y seis meses entre test y retest. como el STAIC (Hernández et al.61 para la escala de miedo al daño físico. 2010..70 o superior. En estos mismos estudios. La SCAS ha mostrado poseer buena validez convergente.. desde 0 (nunca) a 3 (siempre). Se han aportado pruebas sobre su validez e invarianza factorial en chicos y chicas. 2001). 2002. Umemoto y Francis..94. 1998.. en el estudio de Spence et al. Sato y Sasagawa. 1999.. 2011.scaswebsite. entre otros (véase www..532 CARRILLO. 2011.75 (en fobia social y 12 semanas entre test y retest. NOgUEIRA.80 para la escala de pánico-agorafobia. que posee solo cinco ítems. donde fluctúa en torno a 0.92-0. Spence. 2000. las correlaciones de las escalas de la SCAS con las escalas equivalentes del SCARED suelen ser de 0. Por último. Spence et al. 2000). 2000.63.64. la consistencia interna de las subescalas suele arrojar índices en torno a 0.70 y 0. QUINTERO Y CASADO Schmidt y Merckelbach. se obtuvieron en todos los casos correlaciones test-retest superiores a las de los estudios anteriormente citados (entre 0. excepto para la escala de fobia social. La estabilidad temporal de las puntuaciones de la SCAS varía según la escala y el periodo transcurrido entre el test y el retest. trastorno de ansiedad de separación. La consistencia interna (alfa de Cronbach) de la escala fluctúa entre 0.70 y 0. japonés (Ishikawa. especialmente. 2003).92) y con la escala de ansiedad/ depresión (r= 0.67) con la puntuación total del “Autoinforme juvenil” (Youth Self-Report.. Muris et al.60 (Chorpita.50 y 0. 2005). 1991) y. para obsesiones-compulsiones y 0.53 y 0. ej. En el estudio de Ishikawa et al.80 con varias pruebas de ansiedad general. 1998. habiéndose encontrado correlaciones entre las puntuaciones totales de ambos momentos temporales entre 0. Spence. como en poblaciones clínicas (Whiteside y Brown. 2003). encontrándose en la mayoría de los casos los seis factores esperados (Essau et al. GODOY. Carrillo et al. Muris et al.80 para las escalas de obsesiones-compulsiones. 1997.71). para la puntuación total). Las subescalas muestran correlaciones entre 0. La mayoría de las subescalas presentan índices de fiabilidad test-retest entre 0. 2008). GAVINO.. (2002). Spence. ansiedad generalizada. miedo al daño físico como representante de las fobias específicas. entre 0. Achenbach. con la puntuación en comportamientos interiorizados (r= 0. Gavino. Godoy. Ishikawa. Spence et al. 2002).. Además. 1998) y 0. fobia social. en el estudio de Spence. Ota y Sakano. ansiedad de separación y fobia social y entre 0. (2009). 2000.. Yim.60 y 0. Así. presentando su puntuación total correlaciones entre 0. 2003). 2003). 2002.. Spence et al. así como en niños de distintas edades (p. trastorno obsesivo compulsivo y trastorno de ansiedad generalizada. También existe apoyo empírico de la fiabilidad de la SCAS.40 (Muris et al. no obstante. 1998. Moffitt. evalúa los seis trastornos de ansiedad infanto-juveniles más frecuentes: trastorno de pánico y agorafobia. Este autoinforme de 38 ítems y cuatro opciones de respuesta. Spence. 60 (Spence et al. en estudios posteriores han aparecido correlaciones de hasta 0. la de Hernández et al.. 2011). El texto de la mayoría de los ítems de la versión mexicana puede ser comprendido por los niños españoles. Las escalas de la SCAS han mostrado. que son capaces de distinguir entre muestras con trastornos de ansiedad y muestras no clínicas (Spence. las correlaciones de la SCAS con las escalas de comportamientos exteriorizados son sustancialmente menores que las que mantiene con las escalas de comportamientos interiorizados (Essau et al. . parece presentar problemas en su composición factorial (Hernández et al. Dicha evaluación mostrará si la adaptación de la SCAS de estos últimos autores es fiable. (2010) o la prueba japonesa de depresión utilizada por Ishikawa et al. especialmente entre los más pequeños. (2010).50. sin embargo.30-0. Sin embargo. 1998. De igual forma. También existe una versión de la SCAS en español. CES-D) en el estudio de Hernández et al. como es el caso de “Depresión. 1998.. así como la validez convergente y divergente de la versión de Godoy et al. 2010). algunos de ellos contienen términos y expresiones inusuales en nuestro medio y. “me da miedo presentar un examen” por hacer un examen. Spence et al. en lugar de habitaciones pequeñas. La correlación con pruebas de depresión distintas del CDI suele fluctuar entre 0. tal como los define el DSM-IV. (2011). 2008) y los resultados de los estudios antes citados muestran que la SCAS puede ser utilizada (y lo está siendo en muchos países) para evaluar los trastornos de ansiedad.Fiabilidad y validez de la SCAS 533 Spence de 1998 se informaba de correlaciones entre las escalas de la SCAS y el “Inventario de depresión infantil” ( Children Depression Inventory . Así ocurre con expresiones tales como “siento raro en el estómago” por sentir una sensación rara en el estómago.17 y 0.50.. 2003) e incluso de 0. además. podrían ser malinterpretados u ofrecer problemas de comprensión. los ítems están redactados en el español de México.72 (Muris et al.10 (Spence. Whiteside y Brown. o tener miedo de estar en “cuartos pequeños”. como era de esperar. el objetivo del presente estudio ha sido evaluar la consistencia interna y la fiabilidad test-retest. (2010). CDI) en torno a 0. Además en esta versión. del centro de estudios epidemiológicos” ( Center for Epidemiologic Studies-Depression . en nuestro medio la única versión que posee datos publicados sobre su fiabilidad y validez está en catalán (Tortella et al. Dado que consideramos que la redacción de los ítems en la versión de Godoy et al. “carro” por coche. (2011) es más apropiada para los niños de nuestro medio que la de Hernández et al.. “me asustan los lugares altos (…) o los ‘elevadores’” por sentir miedo de las alturas o en los ascensores. “tener miedo de hablar frente a mi salón” por tener miedo de hablar delante de la clase. (2009).. Por el contrario. aunque posee buenos índices de fiabilidad y algunos datos sobre su validez convergente y divergente. temporalmente estable y válida para su aplicación en población infanto-juvenil española. 2002). 2005). Esta última.. “camiones” por autobuses (como ejemplo de espacio cerrado donde se agrupa mucha gente). 2003). 2002. por ello. la correlación de la SCAS con escalas de falta de sinceridad al contestar a los ítems en ningún caso sobrepasa el 0. Provencher y Ladouceur. El BAI.92) y una buena fiabilidad test-retest (r= 0. 15 niños de 9 años. Swinson y Downie. Brown y Steer. 2005). 1988). utilizada en el presente estudio. NOgUEIRA. ha mostrado poseer validez factorial para evaluar los seis tipos de ansiedad más frecuentes en niños y adolescentes. 15 de 10 años. 1988) versión española en Sanz ������������������������������������� y Navarro (2003).534 CARRILLO. uno para la preocupación y otro para la emoción. · “Cuestionario de preocupaciones y ansiedad” ( Worry and Anxiety Questionnaire. El BAI es más sensible a la activación fisiológica asociada con la ansiedad que a la asociada con las preocupaciones y la tensión (Anthony. 1995) versión española de Ibáñez et al. . Gavino. QUINTERO Y CASADO Método Participantes Participaron 1636 estudiantes (51% mujeres) de entre 9 y 17 años (M= 13.87) procedentes de 14 colegios públicos y concertados de enseñanza primaria..80) y validez convergente y discriminante adecuadas (Ibáñez et al. Dugas. alta fiabilidad test-retest (0.. aunque en el presente trabajo únicamente utilizaremos la puntuación total. sus ítems son fáciles de comprender y de contestar. Este autoinforme tiene 16 ítems que abarcan los criterios diagnósticos del DSM-IV para el trastorno de ansiedad generalizada. 136 (52% mujeres y aproximadamente 15 niños de cada edad -esto es. Es un inventario de 21 ítems. Kumar. 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. Consta de dos factores. aunque es usualmente considerado una prueba para adultos.) realizaron un retest entre 17 y 21 días después de la primera aplicación. 1997). GAVINO. WAQ.26. 1997). La versión española de la SCAS. 2000). etc. De ellos. BAI. Epstein. GODOY. Beck. SCAS. Ranieri y Beck.91). de Beck” (Beck Anxiety Inventory. Purdon. habiendo sido aplicada con éxito tanto en niños y adolescentes (Raush y Rovella. Todos los colegios participantes estaban situados en zonas de clase obrera o clases medias en Málaga y provincia. presentando invarianza factorial entre niños y niñas y entre los de más edad y los más jóvenes (Godoy. Todos participaron voluntariamente. (2000). DT=1. 1995). 2009) como en personas de la tercera edad (Nuevo. Instrumentos · “Escala de ansiedad infantil de Spence” (Spence Children´s Anxiety Scale. · “Inventario de ansiedad.. La puntuación total presenta buena consistencia interna (α= 0. Esta escala aparece descrita en la Introducción. Tiene una alta consistencia interna (α= 0. Lachance.75) (Beck et al. previo consentimiento paterno y del director del centro. secundaria y educación profesional elegidos por su disponibilidad. Carrillo et al. Spence. Freeston. 2011). Aunque el WAQ también es considerado usualmente como una prueba para adultos. puede emplearse en niños y adolescentes (Steer. . síntomas emocionales. de tal forma que el orden en que aparecían quedara equilibrado. 2003). · “Inventario de depresión infantil-versión corta” (Children Depression Inventoryshort. problemas con los compañeros y conducta prosocial. Kovacs.Fiabilidad y validez de la SCAS 535 · “Cuestionario de fortalezas y dificultades” (Strengths and Difficulties Questionnaire. agrupados en cinco escalas de cinco ítems cada una: problemas de conducta. afectivos y conductuales de la depresión. el SDQ ha mostrado ser capaz de discriminar entre sujetos normales y sujetos clínicos (Goodman et al.61 y 0.sdqinfo. siendo supervisados por un psicólogo con experiencia que resolvió las dudas surgidas y vigiló que se contestaran todos los ítems. eusquera y gallego de la prueba puede conseguirse en www. Tanto la fiabilidad como la validez convergente y divergente de la prueba son adecuadas (Kovacs. Muestra buenas propiedades psicométricas. CY-BOCS. sexo y edad. se obtiene una puntuación total de dificultades. catalán. (2011). Valderrama et al. Storch et al. se les informó de que sus respuestas serían confidenciales y tratadas de manera anónima.org. Información sobre las versiones en castellano.. Se da también una buena relación entre las puntuaciones de la prueba autoaplicada (autoinforme) y de las versiones destinadas a padres y profesores. SDQ. Aunque todos anotaron su nombre. valorados de 0 a 4. 2002). Gavino. Su puntuación total se obtiene sumando la puntuación de los ítems y mide la gravedad de la obsesión y/o de la compulsión dominantes en el sujeto. Goodman et al. Roa. 1992) y no difieren de las de la versión de 27 ítems (del Barrio et al. Además.. En el presente estudio se ha utilizado la versión de autoinforme en castellano. que describen síntomas relacionados con los aspectos cognitivos. Goodman.82). Los participantes completaron las pruebas en horario lectivo dentro de su centro educativo. Estos cuadernillos se repartieron al azar. Se trata del autoinforme de la versión para niños y jóvenes de la “Escala obsesivo compulsiva de Yale-Brown” (Yale-Brow Obsessive Compulsive Scale. Meltzer y Bailey. . Consta de 10 ítems.. Olmedo y Colodrón (2002). compuesta por 10 ítems. 2004. CDI-S. 2003). valorados en una escala de 0 a 3. La prueba está constituida por 25 ítems que se contestan en un formato tipo Likert con tres opciones de respuesta. tanto en muestras clínicas como no clínicas. Procedimiento Las pruebas a pasar se organizaron en seis cuadernillos. 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. 1992) adaptación española en del Barrio. 1989). 2006) versión española en Godoy. a excepción de la de conducta prosocial. hiperactividad. · “Escala obsesivo-compulsiva de Yale-Brown para niños y adolescentes” (Children’s Yale-Brown Obsessive Compulsive Scale. Consta de una lista de obsesiones y compulsiones seguida de la prueba propiamente dicha. Sumando todas las escalas. En la estimación de la fiabilidad test-retest. según la clasificación de Cohen (1988). GODOY. Es adecuada la consistencia interna de las subescalas pánico-agorafobia. excepto en las escalas de pánico-agorafobia y ansiedad generalizada. obsesiones-compulsiones y ansiedad generalizada y menor de lo deseado las de ansiedad de separación. asignándoseles una puntuación mediante el método de imputación por patrones de respuestas similares (con el programa PRELIS). que se ha calculado con Excel.62 (miedo al daño físico) y 0.70. Para el análisis de la consistencia interna se ha utilizado el alfa de Cronbach. Como puede verse en la tabla 1. Sin embargo. 0.536 Análisis de datos CARRILLO. fueron ligeramente superiores a 0. Para el cálculo de la estabilidad temporal de las puntuaciones. siendo la CIC de las subescalas de 0.61 (fobia social). Para la puntuación total de la SCAS. los valores de la correlación intraclase (CIC) de todas las escalas de la SCAS. como aparece en la última columna de la tabla 1. 0. CIC fue de 0.51 (pánico-agorafobia). ni sobre las diferencias entre chicos y chicas o entre niños de diferente edad porque han sido publicados ya en un trabajo anterior (Godoy. en ningún caso supera el valor 0. 2011).92. El tamaño del efecto de dichas diferencias se ha estimado mediante la d de Cohen utilizando la fórmula proporcionada por este autor (Cohen. miedo al daño físico y fobia social. GAVINO.61 (trastorno obsesivo compulsivo). Resultados En el presente estudio no se informa sobre las medias y desviaciones típicas de las escalas de la SCAS. 73 dejaron un 10% o menos de ítems de alguna de las pruebas en blanco.61. que no han alcanzado el valor de 0. 48) para calcular el tamaño del efecto entre diferencias test-retest (esto es. 0. p. el tamaño del efecto de dichas diferencias. excepto la d de Cohen. NOgUEIRA. . la correlación intraclase y las diferencias de medias entre el test y el retest mediante la prueba t para muestras relacionadas. con lo que..34. 1988. no la desviación típica de las puntuaciones del test y el retest consideradas conjuntamente). utilizando la desviación típica de las diferencias entre ambas mediciones. QUINTERO Y CASADO De los 1636 participantes.60.54 (ansiedad generalizada). Todos los cálculos se han realizado con el programa SPSS 15. La comparación de las medias entre el test y el retest resultó en todos los casos estadísticamente significativa. puede considerarse una diferencia entre pequeña y moderada. La relación de las escalas de la SCAS con otras variables se ha calculado mediante la correlación de Pearson. 0.61 (ansiedad de separación). la consistencia interna (alfa de Cronbach) de la puntuación total de la SCAS ha sido de 0. 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. Gavino. Carrillo et al. 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. incluida la puntuación total. 03) 2.15) 4.78 (3.61 0.81 0.62 0.26 0.80 d 0.40 2.66) t* 3. el resto de las subescalas de la SCAS también correlacionan de forma moderada. la CY-BOCS.92 0.30 0.61 0. pero siempre por encima de 0.61 0.93 (3.64 0. De forma semejante.45 (3.54 Test M (DT) 26.09) 3.34 0.25 0.63) 3. aunque algo menos.06 2. La subescala de la SCAS con la que más alto correlaciona la puntuación total del CY-BOCS es.17 0.Como aparece en la última mitad de la tabla 2.74 Correlación intraclase 0.95 3. teóricamente poco relacionadas con la ansiedad.61 0. tanto con la CY-BOCS como con el WAQ (rs entre 0. problemas de conducta. sólo .58). en general.33 Nota: *Todas las t son estadísticamente significativas con p= 0.77 0.05. La validez divergente fue examinada mediante la correlación de las puntuaciones de la SCAS con otras pruebas que evalúan variables distintas de la ansiedad: depresión (CDI).99 (3. La validez convergente fue examinada mediante la correlación de las puntuaciones de la SCAS con otras pruebas que evalúan el constructo de ansiedad.00) 3. Las correlaciones de las subescalas con estas mismas medidas son. Los resultados se muestran en la tabla 2.99) 2.24 (18.50) 4.21 0.34 (3.12 (3.50. la mayoría de las correlaciones de las escalas de la SCAS con estas otras variables.32 y 0. como se esperaba.28) 3.48). No obstante. el WAQ y la escala de Síntomas Emocionales del SDQ.61 0.49) 3. que puede tomarse como un índice de todos los problemas psicológicos (emocionales o no) que presenta un niño.04 (3.51 0.43 1. algo menores. la de ObsesionesCompulsiones (r= 0. Esto es. También fue moderada la correlación de todas las escalas de la SCAS con la puntuación total del SDQ.76 (3.92 3.84 (4.43 (3. son inferiores a las encontradas con las pruebas que sí evalúan problemas de ansiedad. como el BAI. la subescala que más correlaciona con la puntuación total del WAQ es la de Ansiedad Generalizada (r= 0.65 (17. 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 0.95 3. hiperactividad y problemas con los compañeros (escalas del SDQ) y conducta prosocial (SDQ).82 (3.78 (2.50) 6.61) 4.Fiabilidad y validez de la SCAS 537 Tabla 1 Fiabilidad de la “Escala de ansiedad infantil de Spence” (SCAS) Subescalas de la SCAS Total Pánico-agorafobia Ansiedad de separación Fobia social Miedo al daño físico Obsesionescompulsiones Ansiedad generalizada a de Cronbach 0.50).76) Retest M (DT) 20.61 0.34) 3. de las 35 correlaciones calculadas para examinar la validez divergente de la SCAS.40. 57 0.49 0.25 0. soc.31 Pan. (2011) en un estudio de la SCAS en cinco países europeos.47 0. excepto en el caso de la relación entre pánico-agorafobia y conducta prosocial (SDQ). dañ.02 0.01.23 Obs.41 0.= Miedo daño físico.= Ansiedad separación.= Pánico-agorafobia.40 0.25 0.21 0.52 0.= Fobia social.61 0.22 0.63 0. excepto la de la escala Pánico-agorafobia con conducta prosocial del SDQ.12 0.60 0.23 0. 0. Obs.31 0. 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. Pan.24 Notas: BAI= “Inventario de ansiedad de Beck”. Por último. soc.20 0.12 0.50 0. dañ.38 0. 0. 0.31 0. Todas las correlaciones son estadísticamente significativas con p= 0. 0.24 0.45 0.43 0. sep.01) cuando se detrae la varianza explicada por la depresión (CDI). alcanzan valores en torno a 0.57 0.51 0.15 0.24 0. CDI-S= “Inventario de depresión para niños -versión corta”. com.39 0.14 0.40 0. 0. gen.30. lo que concuerda con lo encontrado por Essau et al.19 0. gen. GAVINO. Mie.40 0.41 0.30.538 CARRILLO.31 Ans.41 0.32 0. QUINTERO Y CASADO Tabla 2 Correlaciones de la “Escala de ansiedad infantil de Spence” (SCAS) con otras medidas Escalas BAI CY-BOCS total WAQ SDQ total SDQ Síntomas emocionales SDQ Problemas de conducta SDQ Hiperactividad SDQ Problemas con compañeros SDQ Conducta prosocial CDI-S Total 0. sep. Discusión El propósito de este trabajo era examinar la fiabilidad y validez de la versión española de la SCAS en niños y adolescentes. Ans. SDQ= “Cuestionario de fortalezas y dificultades”.69 0.20 0.20 0.= Ansiedad generalizada. Fob. GODOY.53 0.46 0.38 0.43 0.29 0.24 Ans.18 Fob.58 0. cuatro obtienen un valor superior a 0. WAQ= “Cuestionario de preocupaciones y ansiedad”. 0.19 0. com.ago. Las correlaciones de las escalas de la SCAS con el CDI (depresión).58 0.10 0.48 0.57 0.52 0.48 0. CY-BOCS= “Escala obsesivo compulsiva de Yale-Brown para niños”.= Obsessiones-compulsiones.17 0. NOgUEIRA.-ago.39 0.24 0.20-0. que no es estadísticamente significativa.27 Mie.59 0.28 0. en general.47 0.43 0. Al contrario que otros instrumentos .57 0.17 0.35 0. Ans. . ya que con frecuencia una misma versión ha arrojado valores diferentes en muestras distintas (ver. 2002. Creemos que esta segunda explicación parece más probable. Respecto a la fiabilidad test-retest. 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. Ishikawa et al. (2009) y por Tortella et al. influye fuertemente la varianza de la muestra utilizada. En realidad las diferencias cuantitativas en los índices alfa en unos y otros estudios (incluido el nuestro) no son especialmente llamativas. Muris et al. 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. Aunque la subescala de miedo al daño físico era esperable que no presentara una consistencia alta. 2000. la utilización del valor 0. como es el caso del índice alfa. 2000. semejante a la encontrada en estudios previos (Chorpita et al. aunque semejantes a los encontrados por Ishikawa et al.. las de ansiedad de separación y de fobia social han presentado índices algo inferiores a los informados por la mayoría de los estudios previos. Las subescalas de pánico-agorafobia. fobia social y miedo al daño físico presentan índices inferiores a 0.54 en pánico y agorafobia y 0. En general. 2002 con la versión holandesa). Spence et al. Sin embargo. tal como se había encontrado en los estudios recién citados y dado su menor número de ítems. (2005). 2003). hallando un rango de correlaciones intraclase entre 0. De ahí que. encontramos una estabilidad moderada en un periodo aproximado de tres semanas. Essau et al. por ejemplo. especialmente cuando estos son bastante heterogéneos entre sí (como es el caso de la SCAS.70 como punto de corte arbitrario (Nunnally y Berstein. el resto de las escalas hayan obtenido en muchos estudios alfas que quedan por debajo de 0. la mayoría de cuyas escalas constan de seis ítems). La consistencia interna de la puntuación total ha sido alta (a= 0.70). excepto en los casos de la puntuación total (con 38 ítems) y de la escala de pánico-agorafobia (con nueve ítems).. 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 atribuirse principalmente a dos causas: bien a que en los distintos estudios se han utilizado 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.62 en miedo al daño físico. 2003). 2000. 1998.60 y cuando queda en el de 0. los resultados obtenidos por Muris et al. 1998... estos resultados son muy semejantes a los encontrados en estudios previos con la SCAS (Chorpita et al. especialmente cuando en el cálculo de dichos estadísticos.92). Ishikawa et al. Spence. obsesiones-compulsiones y ansiedad generalizada presentan una consistencia interna adecuada (alfa superior a 0. Sin embargo.. 2009.. que consta de solo cinco ítems). 2000. debe tenerse en cuenta que en pruebas de pocos ítems y. A este respecto.. 2009. no obstante.70. Spence.70 (especialmente la de miedos específicos. las subescalas de ansiedad de separación. los índices alfas que cabe esperar no son tan altos como deben serlo cuando se evalúan constructos muy homogéneos o pruebas con muchos ítems (Streiner. 2002.70.Fiabilidad y validez de la SCAS 539 de evaluación de la ansiedad más tradicionales. apoya la opinión de que los distintos trastornos de ansiedad en niños y adolescentes. Muris et al. el CDI-S. 1998. 1997).. 2005) y con otras medidas de ansiedad (March. Hay que añadir. NOgUEIRA. tal como cuando se estiman la diferencia entre el pre. Los altos índices de correlación entre las escalas de la SCAS informados por Godoy. 1999). Sin embargo. Por otra parte. Carrillo et al.. Gavino. poseen una parte importante de varianza común. según Romero et al. tanto al calcular la validez convergente como la validez divergente. Por otro lado. GAVINO. como era de esperar. Ishikawa et al. Tortella et al. A este respecto. aunque diferenciables entre sí. 2009. En general. aunque dicha disminución posee un tamaño del efecto entre pequeño y moderado (d de Cohen igual a 0. incluso con las más específicas como la CY-BOCS y el WAQ. De hecho. o síntomas emocionales como la escala de este nombre del SDQ. como el BAI. 2003. como puede apreciarse en la tabla 2. 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).34 o inferior). conviene tenerla en cuenta cuando se repita la aplicación de la SCAS en varias ocasiones. poseen un cierto grado de validez convergente. 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). GODOY. Se puede concluir que la validez convergente de las escalas de la SCAS ha recibido apoyo empírico si se comparan las correlaciones entre sus puntuaciones y otras pruebas que evalúan ansiedad en general. al menos algunas de estas subescalas. Sullivan y Parker.y el pos-tratamiento en los estudios sobre la eficacia de intervenciones sobre los problemas de ansiedad. han sido menores o similares a las encontradas en publicaciones anteriores (Hernández et al. además. 2002.. como también sugieren los altos índices de comorbilidad observados (87%. QUINTERO Y CASADO Spence 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. 2003). A pesar de que esta diferencia entre el test y el retest no es grande.. todas las subescalas de la SCAS presentan un patrón muy semejante de correlaciones con el resto de variables. al evaluar la validez divergente con pruebas de depresión y otros problemas distintos de la ansiedad aparecieron correlaciones inferiores a las encontradas para la validez convergente. lo que sugiere que. cabe destacar que las correlaciones entre la SCAS y la medida de depresión utilizada. se mantuvieron al controlar la varianza explicada por la depresión mediante correlaciones parciales. que las relaciones encontradas. puede afirmarse que la SCAS muestra una adecuada validez divergente.. . 2010. (2011) y la cuantía de las correlaciones de las distintas subescalas de la SCAS con las otras medidas de ansiedad. ya que se relaciona poco con variables con las que es de esperar que mantenga una relación baja. hay que señalar que las puntuaciones de todas las escalas disminuyen entre el test y el retest. Spence et al.540 CARRILLO. encontrados en el presente trabajo. de entre todas las subescalas de la SCAS. Spence. Referencias Achenbach. En general.Fiabilidad y validez de la SCAS 541 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. se utiliza como técnica de recogida de datos el autoinforme.scaswebsite. tan frecuente en los problemas de ansiedad (Rapoport et al. 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. Esto indica que la varianza común entre las puntuaciones totales de ambas pruebas es prácticamente explicada por la subescala de problemas emocionales. no obstante. los autoinformes resultan especialmente adecuados. La versión española de la SCAS de Godoy. sin embargo. aunque no idéntica. se desmiente si se atiende a las correlaciones con las subescalas de la propia SDQ. Gavino. Carrillo et al. es muy semejante. M. a la de Orgilés. especialmente a muestras clínicas. Varias son las limitaciones que presenta este estudio.com/index. La versión oficial de la SCAS. Las modestas correlaciones con depresión (CDI) muestran que la SCAS no evalúa simplemente estado de ánimo. Carrillo et al. no problemas de ansiedad. lo que impide su generalización. Manual for the Youth Self-Report and 1991 profile. VT: University of Vermont. Esto podría hacer pensar que la SCAS mide. Gavino. utilizada en el presente estudio. la recogida de datos está realizada en una muestra de conveniencia y en personas sin diagnosticar. que las correlaciones de la SCAS con otras variables se mantengan cuando se detrae la varianza explicada por la depresión. En primer lugar. De la misma forma. Esta hipótesis. puede descargarse desde la siguiente dirección de Internet: www. (2011). WAQ). CY-BOCS. 2000). realizada por Mireia Orgilés. Aunque emplear diversos informantes es el método ideal para evaluar psicopatología infanto-juvenil. (1991). Burlington. muestra que la relación de la SCAS con dichas variables no se explica simplemente porque tanto la SCAS como las otras pruebas evalúan afectos negativos. (2011) es un instrumento razonablemente fiable (en términos de consistencia interna y estabilidad temporal) y válido (a nivel convergente y divergente) para evaluar problemas 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. puede afirmarse que los resultados del presente estudio indican que la versión española de la SCAS de Godoy. sino problemas psicopatológicos en general. puesto que en todos los casos las correlaciones son bastante bajas excepto (como era de esperar) en el caso de la subescala de síntomas emocionales. .php?p=1_42. hacen de la SCAS una prueba de cribado diagnóstico especialmente atractiva. incluso en niños y adolescentes.. En segundo lugar. Queda para estudios futuros demostrar que las características psicométricas de la SCAS aquí informadas se mantienen cuando se utilizan muestras clínicas. T. para evaluar sintomatología interna. D. 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