ARTÍCULO

VALIDACIÓN DE LAS ESCALAS DE EVITACIÓN, ANSIEDAD SOCIAL Y TEMOR A LA EVALUACIÓN NEGATIVA EN POBLACIÓN COLOMBIANA

VALIDATION OF THE SOCIAL AVOIDANCE AND DISTRESS SCALE AND NEGATIVE FEAR EVALUATION SCALE IN COLOMBIAN POPULATION

VALIDAÇÃO DAS ESCALAS DE EVITAÇÃO E ANSIEDADE SOCIAL E TEMOR À AVALIAÇÃO NEGATIVA EM POPULAÇÃO COLOMBIANA

LILIANA CHAVES CASTAÑO*, CARLOS MAURICIO CASTAÑO DÍAZ**
UNIVERSIDAD DE ANTIOQUIA MEDELLÍN - COLOMBIA

* Profesora vinculada al Departamento de Psicología, Facultad de Ciencias Sociales y Humanas, Universidad de Antioquia – Medellín, Colombia. Calle 67 Nº 53-108. Bloque 9 oficina 446. clasesliliana@gmail.com
** Universidad de Antioquia. Departamento de Psicología. Medellín - Colombia. mauripsyo@gmail.com

Recibido, julio 15/2008 ]]> Concepto evaluación, septiembre 28/2008
Aceptado, octubre 29/2008

Resumen

Esta investigación tuvo como propósito la validación en población colombiana de la Escala de Temor a la Evaluación Negativa (FNE) que evalúa el grado en que las personas experimentan temor ante la posibilidad de ser juzgadas negativamente, y la Escala de Evitación y Ansiedad Social (SAD) que evalúa el malestar subjetivo, la evitación activa o los deseos de escape que experimentan las personas con fobia social. En total fueron 471 participantes de ambos sexos, de diferentes estratos socioeconómicos y niveles educativos. El muestreo fue aleatorio polietápico por conglomerados. Se encontró que el SAD tiene un alfa de 0,85, pero el FNE obtuvo un alfa de 0,66. Este último resultado suscitó el análisis de los problemas de confiabilidad relacionados con los ítems inversos, dicotómicos y el nivel de escolaridad de los participantes. Se sugiere que los instrumentos de evaluación psicométrica utilicen escalas Likert y eviten la inclusión de ítems invertidos.

Palabras clave: fobia social, temor a la evaluación negativa, propiedades psicométricas.

Abstract

This research had the purpose of validating the Negative Fear Evaluation Scale (FNE) in Colombian population. The FNE evaluates the degree in which people experiment fear about the possibility of others judging them negatively. Likewise, this research had the purpose of validating the Social Avoidance and Distress Scale (SAD) that evaluates the subjective distress, the active avoidance or the escape desires that people with social phobia experiment. There were 471 participants of both genders, representing different social classes and educational levels. The sampling procedure was carried out at random, involved several stages and was done by conglomerates. It was found that the SAD scale showed an alpha of 0.85, whereas the FNE showed an alpha 0.66. This result raises the need to analyze reliability problems related to dichotomic inverse items and the educational level of the participants. The study suggests that psychometric evaluation instruments should use Likert scales and avoid the inclusion of reverse items.

Key words: social phobia, fear of negative evaluation, psychometric properties.

Resumo

O objetivo desta pesquisa foi a validação em população colombiana da Escala de Temor à Avaliação Negativa (FNE), que avalia o grau de temor experimentado pelas pessoas ante a possibilidade de ser julgadas negativamente, e a Escala de Evitação e Ansiedade Social (SAD), que avalia o mal-estar subjetivo, a evitação ativa ou os desejos de evasão experimentados pelas pessoas com fobia social. Participaram 471 homens e mulheres de diversos estratos socioeconômicos e níveis educativos. A amostra foi aleatória, em várias etapas, por conglomerados. Achou-se que o SAD tem um alfa de 0.85; enquanto o FNE teve um alfa de 0.66. Este resultado provocou a análise dos problemas de confiabilidade, relacionados com os itens inversos, dicotômicos e o nível de escolaridade dos participantes. É sugerido que os instrumentos de avaliação psicométrica usem escalas Likert e evitem a inclusão de itens invertidos.

Introducción

Los instrumentos de medida representan un importante recurso para la recolección de información, diseñado para poder cuantificar y estandarizar los datos o dimensiones que conforman un constructo teórico. Su utilidad en la psicología básica y aplicada ha dado lugar a una línea de investigación como es la psicometría. En el caso específico de este estudio, la evaluación y medición de las variables relacionadas con la fobia social, representa una necesidad constante de actualización y adaptación de los instrumentos con respecto a la población que se pretende evaluar. Por este motivo, el estudio tuvo como propósito la validación de dos de los instrumentos más utilizados en la medición de la fobia social, con el fin de tener medidas de comparación confiables y contextualizadas en Colombia que fueran de utilidad en la investigación, el diagnóstico o la evaluación del cambio terapéutico en pacientes que presentan este trastorno.

La fobia social se propuso como categoría diagnóstica en el DSM-III publicado en 1980 (APA, 1980). Su inclusión en los sistemas de diagnóstico posibilitó la diferenciación con otras condiciones clínicas que alteraban las relaciones interpersonales como por ejemplo, la personalidad por evitación o la timidez. Así mismo, se logró identificar la fobia social como una categoría de diagnóstico diferenciada de los otros trastornos de ansiedad (Maciá y García-López, 1995). Las características clínicas se centran en el miedo intenso y persistente a las situaciones sociales o actuaciones en público. Si la persona se expone a este tipo de situaciones se activará una respuesta inmediata de ansiedad. En la mayoría de las ocasiones las situaciones sociales o actuaciones en público se acompañan de una respuesta de evitación, aunque eventualmente la persona puede afrontarlas experimentando un temor elevado (APA, 2002; Sánchez, Rosa y Olivares, 2004). Si bien existen debates en torno a los dos subtipos del diagnóstico de fobia social (específica y generalizada), la mayoría de los estudios establecen como criterio básico en ambos subtipos la ansiedad activada en situaciones o actuaciones de interacción social acompañada de evitación activa (Turner, Beidel & Townsley, 1992; Heimberg, Holt, Schneier, Spitzer & Liebowitz, 1993; Sánchez, Rosa y Olivares, 2004). Otras características clínicas del trastorno tienen que ver con preocupaciones excesivas por experimentar síntomas autonómicos (sudoración, temblor, taquicardia, ruborización, etc.) que puedan hacerse evidentes para los demás y que por lo general se asocian con una autofocalización de la atención en las cogniciones y emociones negativas, en los propios errores de comportamiento y en las mismas reacciones autonómicas (Bobes, Bascarán, Bousoño, García-Portilla y Saiz, 2003; Amir, Beard & Bower, 2005).

En la fobia social generalizada existe por lo regular una alteración significativa en las áreas de interacción, puesto que restringen sus relaciones a partir de temores a la evaluación negativa, anticipaciones ansiosas en las que otras personas perciben sus síntomas autonómicos o el temor a hacer el ridículo. El aislamiento sería entonces una de las estrategias que utilizan las personas que tienen este diagnóstico, para no experimentar las reacciones adversas que genera la fobia social en situaciones habituales de interacción o en condiciones evaluativas. En el caso de la fobia social específica, el temor no sería a las relaciones interpersonales, sino a su actuación o desempeño en algunas situaciones sociales (Sánchez, Rosa, y Olivares, 2004). Bajo esta perspectiva, los subtipos de la fobia social no estarían exclusivamente asociados con el número de situaciones interpersonales a que la persona esté expuesta, sino a la percepción de la propia actuación social.

Sobre la prevalencia, estudios epidemiológicos realizados por Tillfors, Furmark, Ekselius & Fredrikson (2001) estiman un 15% de presencia del trastorno de fobia social en la población general. La Asociación Psiquiátrica Americana (2002) calcula una prevalencia que oscila entre el 3% y 13% en la población global. Este trastorno también se acompaña de comorbilidad con otras alteraciones psicológicas (depresión, ansiedad, abuso de sustancias) y tiende a mostrar una elevada cronicidad (Cervera-Enguix y Schlatter, 2006). En términos de la consulta clínica, los estudios revisados en el meta-análisis realizado por Sánchez, Rosa y Olivares (2004) muestran que entre el 60% y 70% de los pacientes que consultan por problemas interpersonales acusados tienen diagnóstico de fobia social generalizada, acompañada de un inicio más temprano (generalmente en la adolescencia), mayores correlaciones con familiares de primer grado que presentan diagnóstico de fobia social, una mayor tasa de consumo de psicofármacos y comorbilidad con otros trastornos del eje I y II. Finalmente, se encuentra que las personas con fobia social generalizada tienen historia de timidez en la infancia más frecuentemente asociada que la fobia social específica.

Desde el modelo de la psicología cognitiva, los aspectos centrales de este trastorno tienen que ver con los contenidos de las creencias, así como la distorsión de las autopercepciones. Las investigaciones realizadas a finales de 1980 y que se siguen llevando a cabo en la actualidad, plantean que los problemas cognitivos más frecuentes se relacionan con la dirección atencional excesiva que las personas realizan hacia su propio desempeño social, el mantenimiento de estados de vigilancia hacia los demás, atribuciones en las que los otros están atentos exclusivamente a su desempeño interpersonal. También se ha encontrado que estas personas evalúan la realimentación de los demás por medio de una atención selectiva a los aspectos negativos o atribuyéndose errores no cometidos. Igualmente, subestiman sus habilidades sociales y a la vez sobreestiman las probabilidad de que ocurran sucesos sociales negativos, por esta razón, generan pensamientos derrotistas, anticipan consecuencias negativas y experimentan un acusado temor a la evaluación negativa (Mellings & Alden, 2000).

Con respecto al temor a la evaluación negativa, las teorías cognitivas de los trastornos de ansiedad plantean que es uno de los factores más relevantes en la fobia social o lo que sería más preciso, la sintomatología cognitiva de la fobia social se expresa a través de este componente. Bajo este presupuesto, el temor a la evaluación negativa tiene significativas implicaciones en la conceptualización, la clasificación y la patogenia de la ansiedad interpersonal, puesto que incrementa la atención autofocalizada y los síntomas que se asocian a esta condición. Para Starcevic & David-Berle (2006) la razón que explica las conexiones entre el temor a la evaluación negativa y la atención autofocalizada en la fobia social, es el constructo cognitivo identificado como sensibilidad a la ansiedad, experimentado como intolerancia a la incertidumbre y al malestar fisiológico (McNally, 2002; Shafran & Rachman, 2004). La sensibilidad a la ansiedad se ha definido como el temor relacionado con las sensaciones y síntomas, así como a las consecuencias negativas interpersonales que trae el hecho de experimentar esta sintomatología y su incontrolabilidad. El temor a la evaluación negativa se puede generar a partir de diversas experiencias que involucran competencias sociales y anticipaciones de errores interpersonales que produzcan críticas y desaprobación. De esta manera, la evaluación que habitualmente hacen los otros produce en la persona auto-críticas acerca de su desempeño social y creencias asociadas a ineptitud, poca deseabilidad social o torpeza interpersonal. Las autocríticas también se relacionan con un incremento notable del auto-monitoreo, debido a que las personas con este temor no confían en sus habilidades sociales y se perciben como inadecuados en diferentes tipos de interacción. El auto-monitoreo incrementa la autoconciencia, y con ella la actuación social se torna rígida, poco espontánea, elementos que producen un ciclo de realimentación negativa, ansiedad y preocupación sobre situaciones sociales futuras (Karakashian, Walter, Christopher & Lucas, 2006).

El temor a la evaluación negativa en la juventud o adultez tiene su correlato con los miedos experimentados en la infancia avanzada y los inicios de la adolescencia. El estudio llevado a cabo por Westenberg, Drewes, Goedhart, Siebelink & Treffers (2004) señala que en la infancia son más relevantes los miedos físicos (dolor, daño), pero posteriormente se tornan más significativos los temores a las fallas o errores sociales y a la crítica que los otros realicen sobre la persona y su desempeño social. Plantean además que los estudios epidemiológicos sugieren un incremento de la prevalencia de la fobia social durante los inicios de la adolescencia y la adolescencia media. Para estos investigadores el incremento de la prevalencia de la fobia social en estas edades está relacionado con el incremento de los temores derivados de la interacción social. El incremento de la ansiedad ante situaciones sociales no se considera como un aspecto intrínseco al desarrollo de los adolescentes, sino que es característico de la evolución de las fobias sociales. Si bien no hay acuerdo sobre este punto, existen evidencias de un incremento en la importancia de la evaluación negativa por parte de los pares, amigos y adultos en el pasaje de la infancia a la adolescencia, por esta razón, los episodios de ansiedad social que persisten en las interacciones no son considerados como parte del desarrollo normal del adolescente.

Por otra parte, la evaluación psicométrica de la fobia social ha tenido un amplio desarrollo a partir de su inclusión en el sistema de diagnóstico de la APA. Como señalan García-López, Olivares y Vera-Villarroel (2003), el desarrollo de pruebas psicométricas para evaluar la fobia social ha sido predominantemente anglosajón, y la gran parte de los instrumentos disponibles en español son validaciones y adaptaciones de pruebas ya construidas en países de lengua inglesa. La elaboración de instrumentos de medida de la fobia social ha tenido diferentes intereses, por ejemplo, el inventario de ansiedad y fobia social (SPAI) de Turner, Beidel, Dancu & Stanley (1989 citados en García-López, Olivares y Vera-Villarroel, 2003) busca establecer el diagnóstico diferencial entre la fobia social y la agorafobia. La escala de fobia social (SPS) de Liebowitz (1987 citados en García-López, Olivares y Vera-Villarroel, 2003) evalúa este trastorno a partir de dos factores: la ansiedad frente al desempeño interpersonal y la ansiedad ante situaciones que impliquen diversas modalidades de interacción. Sin embargo, las escalas SAD (Escala de Evitación y Ansiedad Social) y FNE (Escala de Temor a la Evaluación Negativa) construidas por Watson y Friend (1969) han sido tradicionalmente utilizadas en la investigación de la fobia social y otros trastornos (Rodebaugh, Woods, Thissen, Heimberg, Chambless & Rapee, 2004). En el presente estudio se retomaron estas últimas escalas las cuales han sido sometidas a procesos de adaptación y validación en español (Pérez y Valenzuela, 1991; Villa, Botella, Quero, Ruipérez y Gallardo, 1998; Bobes, Badía, Luque, García, González, Dal-Ré, Grupo de validación en español de cuestionarios de evaluación de la fobia social, 1999; García-López, Olivares, Hidalgo, Beidel & Turner, 2001).

En España, Bobes et al., (1999), García-López, et. al. (2001) y Villa et al, (1998) han puesto de manifiesto una alta consistencia interna (FNE alfa=0.88; SAD alfa=0.86), también poseen buenas propiedades psicométricas en población adolescente y adulta de lengua española. En Chile, Pérez y Valenzuela (1991) realizaron la validación de ambos instrumentos. Los resultados indicaron valores adecuados de consistencia interna para el SAD (0.86) y el FNE (0.89).

Un estudio similar al de García-López, Olivares y Vera-Villarroel (2003) con población española, fue realizado por Clark, Feske, Masia, Spaulding, Brown & Shear (1997) con población estadounidense. El estudio realizó una revisión sistemática de los diferentes instrumentos existentes para la evaluación de la fobia social, entre los que se encuentran el SAD y el FNE (Watson & Friend, 1969), buscando verificar si son específicos para la ansiedad y fobia social, si sus características psicométricas son aceptables y si son sensibles a los cambios del tratamiento. Con respecto al FNE y al SAD, reportan que en el estudio original de Watson y Friend (1969), el FNE tuvo una media de 15.5, y una mediana de 16; y el SAD una media de 9.1 y una mediana de 7. En cuanto a la confiabilidad, en la investigación de las propiedades psicométricas hecha por Watson y Friend (1969) con estudiantes, ambas medidas mostraron una alta consistencia interna (FNE=0.94; SAD= 0.90). En el test- retest, después de un mes, los resultados fueron para el FNE (0.78) y para el SAD (0.86).

Con una muestra clínica, Tian, Debra-Kenna & Evans (2002), demostraron una alta consistencia interna con el alfa de Cronbach de 0.94 para ambos instrumentos. Con respecto a la validez convergente, el FNE mostró una alta correlación (r=0.77) con la escala approval, aunque el SAD no obtuvo una correlación significativa con esa escala. El FNE y SAD demostraron altas correlaciones con otras medidas de fobia social, indicando una buena validez convergente, mientras que la validez discriminante es aceptable. Esto ha sido una cuestión de controversia, interrogando hasta qué punto estos instrumentos evalúan un nivel global de distrés en lugar de los síntomas específicos de la fobia social. Así, en población clínica el FNE y SAD han mostrado correlaciones de moderado a altas con las medidas de depresión, ansiedad y distrés general.

A partir de la revisión que hizo Leary (1983) del FNE se desarrolló una versión breve de esta escala denominada BFNE. El estudio de Rodebaugh et al (2004) sugiere que tanto el FNE como el BFNE contienen un modelo de dos factores y aunque ambas escalas tengan una buena discriminación de la fobia social, el BFNE no incurre en redundancia de ítems y su redacción no incluye formulaciones negativas que alteran la confiabilidad de la prueba. Gran parte de la discusión con respecto al FNE original radica en que se ha considerado una escala unidimensional al igual que el SAD, pero los diversos análisis factoriales exploratorios de componentes principales han mostrado que ambas pruebas están compuestas por dos factores. Para realizar este tipo de procedimientos estadísticos Rodebaugh et al. (2004), cambiaron las respuestas dicotómicas por una escala likert de cinco opciones de respuesta, puesto que no es posible realizar un análisis factorial con escalas dicotómicas. Los resultados muestran que los modelos clásicos que se han implementado con el FNE han asumido que los ítems están asociados linealmente unos con otros, que esta asociación lineal se debe a la existencia de un factor continuo y que las respuestas tienen una distribución normal, pero para McLeod, Swygert & Thissen (2001 citados por de Rodebaugh et al., 2004) y Woods (2002) ninguno de estos supuestos son aplicables para ítems binarios. Es decir, los sentimientos y pensamientos de una persona se distribuyen en umbrales de gran variabilidad, lo que dificulta a quien responde, ubicar en una respuesta dicotómica lo que realmente experimenta. Otra crítica sobre el FNE tiene que ver con la redacción negativa pues tienden a confundir a los participantes. A través del análisis factorial se ha encontrado que por lo general forman un factor separado que configura posteriormente una disminución de su exactitud y validez (Rodebaugh et al., 2004).

El SAD ha tenido también diferentes revisiones que concluyen aspectos muy similares a las ya planteadas sobre el FNE. Sin embargo, Hofmann, DiBartolo, Holaway & Heimberg (2004) encuentran un error en la puntuación del ítem 19 (Cuando mis jefes quieren hablar conmigo, yo hablo con ellos tranquilamente). En la versión original de la escala Watson y Friend (1969) plantean que se califica con un punto si la persona responde verdadero, lo que agregaría un punto más al SAD y por ende una mayor puntuación en ansiedad social. Por esta razón, estos investigadores examinaron las propiedades psicométricas de la escala con población clínica y no clínica. Los resultados mostraron que cuando se calificaba con un punto el ítem 19 la media era más alta (Media 8,8; DT= 6,11) en la muestra no clínica, por el contrario, cuando se calificaba correctamente la media disminuía (Media 8,06; DT= 6,27). El SAD incorrecto obtuvo una mediana más alta (7 vs. 6) y una moda más alta (6 vs 5). El alfa de Cronbach fue de 0,93 para el SAD incorrecto y de 0,94 para el SAD correcto, pero aunque el ítem se elimine no cambia la consistencia interna del SAD incorrecto. Por esta razón, los investigadores sugieren corregir este error aunque la consistencia interna no se vea afectada.

Método

Tipo de estudio

Este estudio es de tipo empírico y alcanza un nivel descriptivo de corte transversal. Se eligió un diseño psicométrico de dos fases. La primera consistió en un estudio piloto que permitió delimitar y adaptar los términos más apropiados para la población colombiana. Igualmente, se compararon las diferentes versiones que existían en español para evaluar la redacción de los ítems y su implicación en la confiabilidad. La segunda fase o validación propiamente dicha, consistió en corregir los ítems que introducían ruido en la prueba y aplicar los instrumentos a la muestra de participantes.

Participantes

Las características de la muestra son diferentes para cada instrumento. En el SAD las mujeres representan un 59,72% de la muestra y los hombres representan un 40,28%. Las edades oscilaron entre los 19 y 63 años, cuya media es 33,49 (DT= 10,79). El estrato socioeconómico bajo fue de 33,18%, el estrato medio de 49,29% y el 17,74% pertenecía al estrato socioeconómico alto. La mayoría de los participantes eran solteros (49,76%) y con respecto al nivel de estudios, el mayor porcentaje correspondió a estudios superiores (39,81%).

En el caso del FNE las mujeres representan el 52, 69% de la muestra y los hombres el 47,31%. Las edades oscilaron entre los 18 y 60 años cuya media es de 34,19 (DT= 10,48). El estrato socioeconómico bajo fue del 36,15%, el estrato medio del 41.54% y el 22,3% de la muestra pertenecía al estrato socioeconómico alto. La mayoría de los participantes eran solteros (46,15%) y en relación con el nivel de estudios alcanzado, el mayor porcentaje correspondió a estudios superiores (45%) (véase tabla 1).

Instrumentos

Los Instrumentos que hicieron parte del estudio fueron la escala de Escala de Evitación y Ansiedad Social (Social Avoidance and Distress Scale, SAD) de Watson y Friend (1969) que busca evaluar por medio de 28 ítems el malestar subjetivo, la evitación activa o los deseos de evitación que experimentan las personas con fobia social. El otro instrumento corresponde a la Escala de Temor a la Evaluación Negativa (Fear of Negative Evaluation Scale, FNE) (Watson y Friend, 1969) que se dirige hacia la medición del componente cognitivo de la fobia social, es decir, el grado en que las personas experimentan temor ante la posibilidad de ser juzgadas negativamente por los demás. Este instrumento consta de 30 ítems. Ambos instrumentos un formato de respuesta dicotómica en términos de falso o verdadero y una estructura unidimensional. Los instrumentos se tradujeron por medio del método de back translation, así como procesos de comparación con los instrumentos validados en español en otros países.

En la tabla 2 se presentan las diferentes medidas de comparación y de confiabilidad que han tenido estos instrumentos, encontrando similitud en las medias, desviación típica, como también en la confiabilidad de ambas pruebas.

Procedimiento

Una vez recolectada la información con el respectivo consentimiento informado de los participantes, los datos fueron introducidos manualmente en una hoja de cálculo de Excel y luego exportados al programa de estadística SPSS versión 15.0. La base de datos fue depurada, se realizó el análisis de confiabilidad por medio del alfa de Cronbach. Finalmente se hizo el análisis descriptivo, establecimiento de la media y desviación estándar, e igualmente las puntuaciones de referencia en percentiles.

Los resultados de este estudio con población de la ciudad de Medellín muestran que el SAD obtuvo una media de 9 (DT= 5). La puntuación máxima corresponde a 24 y la mínima a 0. El percentil 25 corresponde a una puntuación de 5, el percentil 50 a una puntuación de 9 y el percentil 75 a una puntuación de 13. La fiabilidad encontrada en el estudio mediante el Alfa de Cronbach fue 0,85.

El FNE obtuvo una media de 13 (DT= 4), la puntuación máxima corresponde a 26 y la puntuación mínima a 0. El percentil 25 corresponde a una puntuación de 11, el percentil 50 a una puntuación de 13, y el percentil 75 a una puntuación de 15. La fiabilidad encontrada en el estudio mediante el Alfa de Cronbach fue 0,66 (véase tabla 3).

Debido a la baja confiabilidad encontrada en el FNE (alfa=0,66), se consideró la necesidad de llevar a cabo diferentes análisis, partiendo de ideas relacionadas con la dificultad de la población para comprender ítems formulados negativamente o posibles diferencias en la confiabilidad que dependían del nivel educativo alcanzado por los participantes. El primer análisis consistió en estimar la confiabilidad de la prueba extrayendo los ítems formulados de manera negativa, con este procedimiento el alfa se eleva a 0,79. Posiblemente este resultado indique la dificultad de la población para comprender ítems formulados negativamente.

Otro análisis consistió en analizar el alfa total de la prueba (incluyendo ítems positivos y negativos) en diferentes sub-grupos divididos por el nivel de escolaridad. El primer sub-grupo estaba conformado por participantes sin escolaridad y educación primaria, los resultados muestran una puntuación alfa de 0,50. El segundo sub-grupo estaba conformado por participantes que tenían educación media y educación técnica, los resultados obtenidos muestran una puntuación alfa de 0,61. El tercer sub-grupo se organizó con participantes que habían alcanzado una educación técnica y superior; se obtuvo una puntuación alfa de 0,69. Según estos resultados el nivel de confiabilidad aumenta a medida que se eleva el nivel de escolaridad.

Se llevó a cabo otro análisis de la prueba, en el cual no se incluyeron los ítems formulados de manera inversa. Se encontró que el primer sub-grupo (sin escolaridad o educación primaria) tuvo una puntuación alfa de 0,83; el segundo grupo (educación media y técnica) obtuvo una puntuación alfa de 0,83 y para el último grupo (educación técnica y superior) se halló una puntuación alfa de 0,84. Teniendo en cuenta estos resultados, el hecho de retirar los ítems formulados de manera inversa aumenta el alfa de la prueba FNE (véase tabla 3).

Discusión

La Escala de Evitación y Ansiedad Social (Social Avoidance and Distress Scale, SAD) mostró puntuaciones similares a otros estudios; específicamente se encontraron semejanzas con los datos aportados por la investigación original de Watson y Friend (1969), quienes reportan una media de 9,1 y un alfa de 0,90. Igualmente, el estudio de Pérez y Valenzuela (1991) encontró una media de 8,9 (DT=2,1) y un alfa de 0,86. En esta investigación realizada en la ciudad de Medellín la media fue de 9 (DT=5) y un alfa de 0,85. De esta manera, las medidas de comparación y la confiabilidad resultan ser similares a otros reportes de investigación encontrados sobre el SAD.

En lo concerniente a la Escala de Temor a la Evaluación Negativa (Fear of Negative Evaluation Scale, FNE), se obtuvo una baja fiabilidad en el alfa de Cronbach 0,66 acompañada de una media de 13 (DT=4). Para analizar este resultado se realizaron diversos análisis de la prueba que consideraron la inclusión o exclusión de los ítems formulados de manera inversa (ítems negativos), debido a que se mantuvo la hipótesis de que los ítems invertidos eran los causantes de la baja confiabilidad, en tanto que alteran la comprensión de los reactivos y sus correspondientes respuestas. Se encontró que la exclusión de dichos elementos en el análisis de la base de datos aumentaba su fiabilidad (alfa=0,79), no obstante, la media disminuía a 6 (DT=4), debido a que habían menos reactivos; asimismo se realizó un análisis descriptivo de los ítems negativos por separado con el fin de medir el nivel de influencia que tenían éstos sobre la fiabilidad de la prueba, encontrándose una puntuación alfa de 0,63, al tiempo que se encontró una media de 7 (DT=2). Los resultados encontrados con respecto a la inclusión de ítems negativos y a la fiabilidad de la prueba contrastan con estudios como los realizados por Watson y Friend (1969), donde se encontró un Alfa de Cronbach de 0,94 junto con una puntuación media de 15,5. De igual manera, estudios realizados por Pérez y Valenzuela (1991), obtuvieron resultados que contrastan con los encontrados en la presente investigación, hallando una fiabilidad de 0,89 y una media de 12,1 (DT=6,1). Amir, Beard & Bower (2005) también hallaron resultados que contrastan con los encontrados en la presente investigación, obtuvieron una puntuación alfa de 0,82 con una puntuación media de 11,5 (DT=6,3). Sin embargo, investigaciones como las realizadas por Weems, Onwuegbuzie & Lustig (2003) y Rodebaugh et al. (2004), están en correspondencia con los resultados encontrados en este estudio, encontrando un problema de análisis en pruebas de tipo unidimensional con ítems formulados de manera invertida, debido primariamente a que los ítems negativos y los ítems positivos conforman dos dimensiones separadas mediante el análisis estadístico. Por esta razón, en el estudio de Rodebaugh et al. (2004), los ítems invertidos fueron analizados de forma separada a los ítems directos, encontrando que los ítems formulados de forma invertida, si bien pretenden colaborar con el control de la fiabilidad de la prueba ayudando a evadir los sesgos en las respuestas, éstos por el contrario tienden a agruparse en un segundo factor ateórico que introduce ruido en la prueba (Carleton, McCreary, Norton & Asmundson, 2006). Según investigaciones realizadas por numerosos autores citados en Woods (2006), los ítems invertidos pueden ser problemáticos, debido a que reducen la consistencia interna, la confiabilidad y la validez de una prueba, y frecuentemente generan un factor separado que carece de significado sustancial.

Como un segundo elemento que se puede encontrar relacionado con el ruido introducido en la prueba por medio de los ítems inversos, se encontró el nivel educativo como un factor influyente en la respuesta a los ítems negativos. En la tabla 4 se puede observar como el alfa varía dependiendo de la escolaridad de los sub-grupos de participantes; además, en el sub-grupo que representa una baja escolaridad el alfa que se presenta en la tabla IV aumenta en comparación con las registradas en la tabla III, igualmente sucede con el sub-grupo de mayor escolaridad (educación técnica y superior). Es decir, si se excluyen del análisis los ítems formulados de manera inversa, el alfa aumenta en todos los sub-grupos.

Por otra parte, investigaciones realizadas por Rodebaugh et al. (2004), indican que existe un problema al componer una prueba unidimensional de forma dicotómica en lo que respecta a la sensibilidad, debido a que esta organización conlleva a un declive muy prolongado en la curva de distribución que contribuye en parte a la construcción de una segunda dimensión cuando se formulan ítems de manera invertida; el autor sugiere el uso de escalas tipo Likert, debido a que presentan un rango mayor de sensibilidad que las escalas dicotómicas; esto se ve apoyado por los estudios de Woods (2006), puesto que la prueba al contener ítems invertidos, la probabilidad de que se presenten respuestas aleatorias que interfieran en la prueba se puede disminuir ampliando la sensibilidad de la escala.

Rodebaugh (2004 citado en Carleton et al., 2006) concluye que las escalas tipo Likert incrementan más la sensibilidad de la prueba con respecto a las dicotómicas, por esta razón validaciones de la escala como el Breve FNE aportan más información al estudio del temor a la evaluación negativa que escalas como el FNE completo. Sugieren el uso del BFNE como una forma más fiable de evaluación de ansiedad en lo referente a una formulación unidimensional de la escala, debido a que posee menor cantidad de ítems formulados en forma invertida y menor cantidad de ítems que repiten factores de evaluación; asimismo, los autores sugieren el uso de escalas tipo Likert para establecer una mayor fiabilidad en el análisis de la prueba, incluyendo análisis por factores y un aumento en la sensibilidad de la escala.

Los resultados encontrados con relación a la validación del FNE, si bien no pretendían en un primer momento generar una discusión en torno a su formulación, han abierto una vía a un debate, no solo en torno a las propiedades de su formulación dicotómica, sino también en el uso de los ítems invertidos como factor para determinar tendencias de respuesta. Al no ser este estudio diseñado para debatir sobre la formulación de la prueba, no es posible arrojar resultados concluyentes acerca de ésta. Las puertas quedan abiertas para la continuación del debate.

Referencias

1. Amir, N., Beard, C. & Bower, E. (2005). Interpretation Bias and Social Anxiety. Cognitive Therapy and Research, 29 (4), 433–443.        [ Links ]

2. American Psychiatric Association (APA). (1980). Diagnostic and statistical manual of mental disorders (3rd ed.). Washington, DC: American Psychiatric Association.        [ Links ]

3. Asociación Psiquiátrica Americana (APA) (2002). Manual diagnóstico y estadístico de los trastornos mentales, 4ª edición, texto revisado. DSM-IV-TR. Barcelona: Masson.        [ Links ]

4. Bobes, J., Badía, C., Luque, A., García, M., González, M.P., Dal-Ré, R. y Grupo de Validación en Español de Cuestionarios de Evaluación de la Fobia Social (1999). Validación de las versiones en español de los cuestionarios Liebowitz Social Anxiety Scale, Social Anxiety and Distress Scale y Sheehan Disability Inventory para la evaluación de la fobia social. Medicina Clínica, 112, 530-538.         [ Links ]

5. Bobes, J., Bascarán, M. T., Bousoño, M., García-Portilla, M. P. y Saiz, P. A. (2003). Trastorno de ansiedad social. Salud Mental, 6 (3), 1-8.        [ Links ]

6. Carleton, R. N., McCreary, D. R., Norton, P. J. & Asmundson, G. J. (2006). Brief fear of negative evaluation scale – revised. Depression and Anxiety, 23, 297-303        [ Links ]

7. Cervera-Enguix, S. y Schlatter, J. (2006). Aspectos etiopatogénicos actuales en la fobia social. Psiquiatría Biológica, 10 (2), 43-52.         [ Links ]

8. Clark, D.B., Feske, U., Masia, C.L., Spaulding, S.A., Brown, C. & Shear, K. (1997). Systematic assessment of social phobia in clinical practice. Depression and anxiety, 6, 47-61.        [ Links ]

9. García-López, L. J., Olivares, J., Hidalgo, M. D., Beidel, D. C. & Turner, S. M. (2001). Psychometric properties of the Social Phobia and Anxiety Inventory, the Social Anxiety Scale for Adolescents, the Fear of Negative Evaluation scale and the Social Avoidance Distress Scale in an adolescent Spanish speaking population. Journal of Psychopathology and Behavioral Assessment, 23, 51-59.        [ Links ]

10. García-López, L.J., Olivares, J. y Vera-Villarroel, P.E. (2003). Fobia social: revisión de los instrumentos de evaluación validados para población de lengua española. Revista Latinoamericana de Psicología, 35 (2), 151-160.        [ Links ]

11. Heimberg, R.G., Holt, C.S., Schneier, F.R., Spitzer, R.L. & Liebowitz, M.R. (1993). The issue of subtypes in the diagnosis of social phobia. Journal of Anxiety Disorders, 7, 249-269.        [ Links ]

12. Hofmann, S.G., DiBartolo, P.M., Halaway, R.M. and Heimberg, R.G. (2004). Scoring error of social avoidance and distress scale and its psychometric implications. Depression and anxiety, 19 (3), 197-208.        [ Links ]

13. Karakashian, L.M., Walter, M.I., Christopher, A.N. & Lucas, T. (2006). Fear of Negative Evaluation Affects Helping Behavior: The Bystander Effect Revisited. North American Journal of Psychology, 8 (1), 13-32.        [ Links ]

14. Leary, M.R. (1983). A brief version of the fear of negative evaluation scale. Personality and Social Psychology Bulletin, 9, 371–375.        [ Links ]

15. Maciá Antón, D. y García-López, L. J. (1995). Fobia social: Tratamiento en grupo del miedo a hablar en público de cuatro sujetos mediante un diseño n=1. Anales de Psicología, 11 (2), 153-163.        [ Links ]

16. McNally, R.J. (2002). Anxiety sensitivity and panic disorder. Biological Psychiatry, 52, 938–946.        [ Links ]

17. Mellings, T.M.B. & Alden, L.E. (2000). Cognitive processes in social anxiety: the effects of self-focus, rumination and anticipatory processing. Behavioral Research and Therapy, 38, 243-257.         [ Links ]

18. Pérez, A. y Valenzuela, V. (1991). Estandarización de las escalas de Evitación y Ansiedad Social (SAD) y Temor a la Evaluación Negativa (FNE) y relación entre la ansiedad social y los comportamientos asertivo y agresivo. Tesis doctoral no publicada. Chile: Pontificia Universidad Católica de Chile.        [ Links ]

19. Rodebaugh, T. L., Woods, C. M., Thissen, D., Heimberg, R. G., Chambless, D. L., & Rapee, R. M. (2004). More information from fewer questions: The factor structure and item properties of the original and brief fear of negative evaluation scales. Psychological Assessment, 16, 169-181        [ Links ]

20. Sánchez Meca, J., Rosa Alcázar, A.I. y Olivares Rodríguez, J. (2004). El tratamiento de la fobia social específica y generalizada en Europa: Un estudio meta-analítico. Anales de Psicología, 20 (1), 55-68.        [ Links ]

21. Shafran, R. & Rachman, S. (2004). Thought–action fusion: A review. Journal of Behavior Therapy, 35, 87–107.        [ Links ]

22. Starcevic, V. & David-Berle, B.A. (2006). Theoretical review cognitive specificity of anxiety disorders: a review of selected key constructs. Depression and Anxiety, 23, 51–61.        [ Links ]

23. Stravynski, A., Basoglu, M., Marks, M., Sengun, S. & Marks, I. M. (1995). The distinctiveness of phobias: A discriminant analysis of fears. Journal of Anxiety Disorders, 9, 89-101.        [ Links ]

24. Tian, P. S., Debra-Kenna, O. & Evans, L. (2002). The reliability, validity and utility of the sad and fne scales for anxiety disorder patients. Personality and Individual Differences, 12 (2), 111-116.        [ Links ]

25. Tillfors, M., Furmark, T., Ekselius, L. & Fredrikson, M. (2001). Social phobia and avoidant personality disorder as related to parental history of social anxiety: a general population study. Behavioral Research and Therapy, 39, 289-298.        [ Links ]

26. Turner, S.M., Beidel, D.C. & Townsley, R.M. (1992). Social phobia: A comparison of specific and generalized subtypes and avoidant disorder. Journal of Abnormal Psychology, 95, 168-172.        [ Links ]

27. Villa, H., Botella, C., Quero, S., Ruipérez, M. A. y Gallardo, M. (1998). Propiedades psicométricas de dos medidas de autoinforme en fobia social: Miedo a la evaluación negativa (FNE) y escala de evitación y ansiedad social (SAD). Póster presentado en el I Simposio sobre Fobias y otros Trastornos de Ansiedad. Granada, España.        [ Links ]

28. Watson, D. & Friend, R. (1969). Measurement of social-evaluative anxiety. Journal of Consulting and Clinical Psychology, 33, 448-457.        [ Links ]

29. Weems, G.H., Onwuegbuzie, A.J. & Lustig, D. (2003). Profiles of respondents who respond inconsistently to positively- and negatively-worded items on rating scales. Evaluation and Research in Education, 17 (1), 45-59.        [ Links ]

30. Westenberg, P.M., Drewes, M.J., Goedhart, A. W. Siebelink, B.M. & Treffers, P.D. (2004). A developmental análisis of investigación of self-reported fears in late childhood through mid-adolescence: social-evaluative fears on the rise. Journal of Child Psychology and Psychiatry, 45 (3), 481-495.        [ Links ]

31. Woods, C. M. (2002). Factor analysis of scales composed of binary Items: Illustration with the Maudsley Obsessional Compulsive Inventory. Journal of Psychopathology and Behavioral Assessment, 24, 215-223.        [ Links ]

32. Woods, C. M. (2006). Careless responding in reverse-worded items: implications for confirmatory factor analysis. Journal of Psychopathology and Behavioral Assessment, 28(3), 189-194.        [ Links ]

ANEXOS