En la actualidad una de las afecciones que más aquejan a los seres humanos es la ansiedad y, específicamente en las interacciones sociales, la ansiedad social (AS). La misma suele ser experimentada por la mayoría de la población, aunque como entidad nosológica se constituye como tal de acuerdo con su significancia clínica y teniendo en cuenta en qué medida existe una interferencia negativa en la vida cotidiana y en las principales áreas vitales de quien la padece (Morán et al., 2018a). Según la American Psychiatric Association (APA, 2013) se caracteriza por un miedo a la evaluación negativa en situaciones sociales de interacción o exposición en público generando evitación o resistencia hacia ellas, mientras que, en la Clasificación Internacional de Enfermedades (11a ed.; CIE-11; World Health Organization, 2018), este trastorno se encuadra en los trastornos de ansiedad o relacionados con el miedo.

La fobia social se define como un cuadro caracterizado por la presencia de ansiedad o temor excesivo, persistente e intenso ante una o más situaciones sociales en las que el sujeto se ve expuesto a la posible evaluación por parte de otras personas (Caballo et al., 2019). Bados (2015) afirma que este miedo al que responde la AS puede presentarse cuando la persona está expuesta al posible escrutinio de otros, ya sea en situaciones en las que interactúe, sea observado o esté ante una exposición en público. Por lo cual, esta afectación hace susceptible a cualquier población de padecerla, dado que los individuos son parte de un contexto social, en donde las interacciones con terceros son necesarias para el desarrollo óptimo y adaptativo del individuo.

Por su parte, Bausela Herreras (2005) coincidiendo con los planteado en el Manual Diagnóstico y Estadístico de los Trastornos Mentales (5ta. ed.; DSM-V; APA, 2013), menciona algunos síntomas de la AS por medio de vía cognitiva, fisiológica y conductual. Por la vía fisiológica se pueden dar alteraciones en el sueño, alimentación y constantes dolores y afecciones somáticas. En la vía comportamental, puede observarse a la persona tratar de evitar o escapar de la situación que le genera malestar, por ejemplo, realizando otras actividades. Por último, en las manifestaciones cognitivas, se encuentra que la persona tiene constantes pensamientos negativos de autoevaluación, se adelanta a la conclusión de los hechos y les da una connotación negativa. Estos síntomas generan consecuencias que afectan todas las áreas de desarrollo de las personas, ya que provocan aislamiento social, deterioro de los vínculos y relaciones ya establecidas, consecuencias académicas y laborales, e impactan en variables que disminuyen el bienestar general, tales como autoestima, depresión entre otros (Adams et al., 2016; Hur et al., 2019; Kashdan & Roberts, 2007).

La ansiedad social es uno de los problemas interpersonales que más afecta a las personas a nivel mundial, con una prevalencia anual de aproximadamente 7% (Bandelow & Michaelis, 2015). Estudios recientes (Stein et al., 2017) indican que las tasas de prevalencia de fobia social arrojan resultados que denotan la existencia de cierta variabilidad entre los distintos países. Específicamente, Estados Unidos tiene una tasa de 12.1%, siendo el valor más elevado de todas las regiones evaluadas; por el contrario, Nigeria es la que tiene una tasa inferior con un 0.2%. Entre los países europeos, se observan datos muy dispares, por ejemplo, en Portugal se aprecian las tasas más elevadas, con un 4.7%, frente a un 1.2% en España, siendo éste el país con una tasa inferior en Europa occidental. Con respecto a Latinoamérica, en México, la prevalencia es del 4.7% (Medina-Mora et al., 2003), en Colombia del 5% (Torres de Galvis et al., 2020), en Brasil del 7.9% (Rocha et al., 2005), en Perú del 2.6% (Stein et al., 2017) y en Argentina no se reportan estudios de prevalencia de este trastorno.

Uno de los instrumentos más utilizados para medir ansiedad social es el Social Phobia and Anxiety Inventory (SPAI; Turner, Beidel, et al., 1989). Esta escala está compuesta por 45 ítems que se dividen en dos subescalas obtenidas por análisis factorial confirmatorio denominadas Fobia Social y Agorafobia (Turner, Stanley, et al., 1989). A partir de la subescala de Fobia Social del SPAI se creó el Inventario de Fobia y Ansiedad Social- Forma Breve (SPAI- B; García-López et al., 2008). Este cuestionario evalúa la sintomatología de fobia o ansiedad social evitando la excesiva longitud y el lenguaje heterocéntrico de la escala original (García-López et al., 2008). El SPAI-B consta de 16 ítems con una escala de respuesta de tipo Likert de 5 puntos (1 = Nunca, 5 = Siempre). Los encuestados tienen que responder sobre la frecuencia con la que ocurre la situación descripta en cada ítem. Con respecto a su validez y confiabilidad, mediante análisis factorial exploratorio y confirmatorio se evidenció una estructura unifactorial con una consistencia interna excelente (α = .89) utilizando muestras universitarias españolas (Piqueras et al., 2012).

Este instrumento también ha sido validado en población argentina (Morán, Azpilicueta, et al., 2019). En estos estudios, con respecto a la estructura interna mediante análisis factorial confirmatorio, se constató que la escala presenta una estructura unidimensional similar a la escala original. El factor único representa la ansiedad social general contemplando los aspectos cognitivos, conductuales y somáticos característicos del fenómeno (APA, 2013). En relación con la consistencia interna, la escala obtuvo un coeficiente de fiabilidad compuesta muy bueno (.89) según los criterios de Hogan (2004) lo que da cuenta de la precisión de la escala en sus medidas. Por otra parte, se analizó si la escala detectaba diferencias en la AS según sexo, y se encontraron diferencias significativas con tamaño del efecto pequeño a favor de las mujeres, tal como reportan otros estudios (Asher et al., 2017). Finalmente, esta versión presenta relaciones positivas con los puntajes de otra escala local construida para evaluar ansiedad social en universitarios específicamente (TAS-U; Morán et al., 2018b), aportando evidencia de validez convergente (Morán, Azpilicueta, et al., 2019). En otro estudio, también se evaluaron las propiedades psicométricas de esta versión de la escala implementando el modelo de Teoría de Respuesta al Ítem evidenciando que la medida que la escala aporta es unidimensional, con una adecuada categorización de respuesta y buen poder discriminativo de sus ítems (Morán, Cupani, et al., 2019).

Estos resultados permitieron concluir que la versión argentina del SPAI-B es un instrumento inicialmente válido y confiable para la medición de la ansiedad y la fobia social en esta población permitiendo economía de tiempo dada su breve extensión. No obstante, la escala solo está disponible para su uso en investigación dado que no cuenta con baremos de interpretación que permitan su utilización en otros ámbitos como el diagnóstico o evaluación clínica.

Para toda medida psicológica es fundamental contar con baremos que presenten las normas de interpretación necesarias para medir un determinado constructo (Tovar, 2007) Siendo la ansiedad un constructo que denota psicopatología y cuyo principal ámbito de evaluación está constituido por el diagnóstico clínico, resulta menester que los instrumentos de medición cuenten con criterios de interpretación de sus puntuaciones. Por lo expuesto, el objetivo del presente trabajo es construir baremos con datos normativos del SPAI-B para adultos argentinos.

Método

Participantes

Se trabajó con una muestra de 1513 adultos argentinos de ambos sexos (M = 65%, H = 35%) de entre 18 y 80 años (M= 35.89; DE = 13.82). Del total de la muestra el 3.9% tenía solo estudios de nivel primario, el 50.2% estudios secundarios y el 45.9% estudios universitarios completos. Con respecto a la ocupación, el 5% fueron dueños de empresas, el 32.7% profesionales, el 5.2% comerciantes y autónomos, el 13% empleados, el 4.4% con ocupación informal, el 4.9% jubilados, el 28.9% estudiantes, y el 5.9% desempleados. Se utilizó un muestreo no probabilístico accidental. El tamaño de la muestra se estableció con un error de muestreo de 3% para poblaciones infinitas según la fórmula de Arkin y Colton (Sierra Bravo, 2007).

Instrumentos

Inventario de Fobia y Ansiedad Social- Forma Breve (SPAI- B; García-López et al., 2008)

Esta escala ya se ha presentado anteriormente y para este estudio se utilizó la versión adaptada a la población argentina de Morán, Cupani, et al. (2019) donde se reportó evidencia de validez de estructura interna con índices de ajuste de X²(102) = 282.35, p ≤ .01, CFI = .90, TLI = .88, RMSEA = .08, WRMR = 1.12, y una consistencia interna de . = .89. Dado que en este trabajo la muestra estuvo compuesta por adultos en general, para constatar la estructura interna de la escala se realizó un análisis factorial confirmatorio con el método de extracción WLSMV, obteniendo los índices de ajuste X² (104) = 1664.89, p ≤ .01, CFI = .94, TLI = .93, RMSEA = .09, WRMR = 2.24.

Subescala de Extraversión (IPIP-NEO 120; Goldberg, 1999)

Esta subescala permite medir el factor Extraversión según la teoría de los Cinco Grandes Factores (Costa & McCrae, 1995). Está compuesta por 24 ítems redactados en frases que enuncian comportamientos típicos sobre las cuales el sujeto debe indicar la precisión con la que siente que cada frase describe su personalidad. Para ello, utiliza una escala tipo Likert de 5 opciones de respuesta que van desde “Muy en desacuerdo con esta descripción de mí mismo”, hasta “Muy de acuerdo con esta descripción de mí mismo”. En este estudio se utilizó la versión adaptada y validada para la población argentina que presenta análisis de estructura interna satisfactorios mediante análisis factorial exploratorio y adecuados en análisis factorial confirmatorio (X²(295) = 871.52, p ≤ .01, CFI = .88, GFI = .97, RMSEA = .04) un índice de fiabilidad de α = .84 (Ponce, 2016).

Procedimiento

El test fue administrado utilizando dos modalidades. Por un lado, estudiantes del penúltimo año de la carrera de Licenciatura en Psicología de dos Universidades argentinas de la provincia de Córdoba, aplicaron el instrumento en su modalidad lápiz y papel supervisados por los autores del estudio. Por otro lado, se recolectaron datos mediante formularios online distribuidos utilizando algoritmos de redes sociales de acuerdo con los criterios de inclusión a la muestra. Se realizó una prueba de diferencias de medias entre los grupos que respondieron a las dos versiones de la prueba (papel/ online) y no se encontraron diferencias significativas, t(1511) = 0.53, p = .59.

Análisis de datos

Se realizaron pruebas de diferencias entre medias de acuerdo con el sexo y la edad, utilizando prueba . para muestras independientes y ANOVA. De acuerdo con los resultados se realizaron análisis descriptivos distribución de los datos, media, desvío estándar y coeficientes de consistencia interna para cada grupo. Luego se construyeron los baremos utilizando cálculo de percentiles y puntajes T. De manera complementaria se calculó el coeficiente K2 (Livingston, 1972) el cual permite estimar la precisión de cada punto de corte de clasificación (Domínguez-Lara, 2016). Por último, se evaluó la capacidad discriminativa de los puntos de corte del SPAI-B con respecto a las puntuaciones de extraversión. Se realizó un ANOVA unifactorial con contraste lineal a priori (Buckless & Ravenscroft, 1990), y se calcularon de manera complementaria el coeficiente r_alerting para evaluar la asociación entre las medias de extraversión y su tendencia a disminuir a medida que aumenta el valor percentilar en el SPAI-B, así como el r_efecto que indica la asociación entre pertenecer a un grupo y las puntuaciones obtenidas en la variable dependiente (Rosnow & Rosenthal, 2003). Estos coeficientes se interpretan de manera similar a las correlaciones Pearson, siendo .10 una relación pequeña, .30 mediana y .50 grande (Cohen, 1992). Adicionalmente, se evaluó la “significación práctica bajo un enfoque de magnitud del efecto” utilizando el ω. tanto para la comparación simultánea entre todos los grupos, como así también por parejas (Domínguez-Lara et al., 2018, p. 5). Este coeficiente se interpreta como .04 efecto mínimo necesario, .25 moderado y .64 fuerte (Domínguez-Lara, 2018). Los análisis se realizaron con SPSS 25.

Cuestiones éticas

Toda decisión o práctica en el ámbito de esta investigación se realizó con el consentimiento previo, libre, informado y expreso de la persona participante quienes pudieron revocarlo en todo momento y por cualquier motivo, sin que esto entrañe para ellos desventaja. La información recogida fue de carácter confidencial y anónima. Se declara conocer y realizar las salvaguardas previstas en la Declaración de Helsinski, así como la ley 25.326 de Protección de los Datos Personales.

Resultados

Utilizando cuartiles para la edad se dividió la muestra en cuatro partes iguales y el ANOVA [F(3, 1508) = 10.75, p ≤ .001] evidenció que existían diferencias significativas entre las medias de los dos grupos superiores con respecto a los dos grupos inferiores, por lo que se decidió utilizar solo dos grupos y se corroboraron estas diferencias mediante prueba . para muestras independientes, indicando que el grupo de adultos de 18 a 35 años presenta mayores niveles de ansiedad con respecto al grupo de adultos de 36 a 80 años (Tabla 1) con tamaño del efecto moderado. Con respecto al sexo, se encontraron diferencias significativas y tamaño del efecto pequeño entre hombres y mujeres, siendo estas ultima quienes presentaron mayores niveles de ansiedad (Tabla 1). En todos los grupos la consistencia interna fue satisfactoria y los puntajes de la escala presentaron valores de asimetría y curtosis fueron menores a ±1.60 indicando que estos datos se presentaron siguiendo una distribución normal.

Se procedió al cálculo de los valores normativos para cada grupo utilizando valores percentilares y su equivalente en puntuaciones T. Como puede observarse en las Tablas 2 y 3, los puntos de corte para cada percentil presentaron coeficientes de confiabilidad (K2) elevados. Para la interpretación de los percentiles se sugiere utilizar los criterios empleados en otros estudios normativos, siendo considerados como bajos los puntajes por debajo del percentil 25, altos los puntajes por encima del percentil 75, y en riesgo o con significancia clínica los puntajes superiores al percentil 90 (Domínguez-Lara et al., 2018; Moriwaki & Kamio, 2014; Tornimbeni et al., 2008).

Por último, se analizó la capacidad discriminativa de los puntos de corte establecidos. Se partió de la hipótesis de que las puntuaciones de extraversión tendrían medias descendientes en los grupos categorizados como bajo, medio y alto a partir de los percentiles 25 y 75 en los puntajes del SPAI-B. Se compararon las medias de estos grupos mediante un ANOVA unifactorial con contraste lineal a priori, en función de la hipótesis propuesta. Los resultados evidenciaron que, tanto para sexo como para edad, los grupos presentan diferencias significativas (p ≤ .001) con tamaño del efecto alto principalmente (Tabla 4) y una elevada fuerza explicativa del ordenamiento propuesto en la categorización. Con respecto a la significación práctica se encontraron tamaños del efecto pequeños y medianos en el total de grupos, tanto para edad como para sexo (Cohen, 1992). Al comparar los grupos por pares, se encontró que los tamaños del efecto más elevados se encontraron entre los grupos extremos (bajo y alto).

Discusión

Las escalas de medición de atributos indicadores de psicopatología resultan una herramienta fundamental para el proceso de psicodiagnóstico. Con relación a esto, en la actualidad la ansiedad es uno de los problemas más frecuentes en la mayoría de los adultos y las consultas clínicas así lo demuestran, sumado a múltiples estudios epidemiológicos que evidencian su prevalencia en la población general (Bandelow & Michaelis, 2015; Stein et al., 2017).

Específicamente, la ansiedad social es una de las afecciones que aqueja a los individuos de todas las edades, y que genera consecuencias negativas en el desarrollo personal en diversas áreas, principalmente social y laboral en el caso de los adultos (Leichsenring & Leweke, 2017; Lim et al., 2016). Una de sus características es que frecuentemente pasa desapercibida a nivel clínico e incluso las personas no logran tomar conciencia de cuánto las afecta esta condición.

Para contribuir al estudio sobre la ansiedad social en nuestro país se adaptó la Escala Breve de Ansiedad y Fobia Social, SPAI-B, de Turner, Beidel, et al. (1989). Los puntajes de esta versión local presentaron propiedades psicométricas satisfactorias que permiten la utilización del instrumento no solo en el ámbito de la investigación sino también para su uso clínico. No obstante, para que la escala pueda ser utilizada con fines de clasificación y diagnóstico es necesario que la misma cuente con datos normativos que permitan la interpretación de los puntajes que brinda. Por ello, el objetivo del presente estudio fue elaborar los baremos interpretativos de las puntuaciones del SPAI-B en adultos argentinos.

Para la construcción de los baremos, en primer lugar, se analizaron si existían diferencias significativas en la ansiedad social para evaluar la conformación de grupos normativos. Con respecto al sexo se encontró que las mujeres presentaron puntuaciones más elevadas con relación a los hombres, tal como se evidencia en numerosos antecedentes (Asher et al., 2017; Caballo et al., 2014). Estos resultados, además de sentar las bases para la definición de los baremos, también constituyen una evidencia de validez mediante grupos contrastados contribuyendo al reporte de las propiedades psicométricas de la escala.

En segundo lugar, teniendo en cuenta el amplio rango etario de la muestra y que la magnitud del constructo podría estar afectado por cuestiones evolutivas, se analizaron si existían diferencias entre grupos de acuerdo con la edad. Los resultados evidenciaron que las personas de entre 18 y 35 años presentaron puntuaciones más elevadas con respecto a las personas entre 36 y 80 años. En concordancia, el estudio de Caballo et al. (2008) demostró que las puntuaciones en algunos de los factores de ansiedad social, tales como interacciones con extraños, asertividad, y lidiar con críticas, se asociaban negativamente con la edad. Estos hallazgos también fueron evidenciados en un estudio basado en datos de la Organización Mundial de la Salud (Stein et al., 2017) en el cual se demostró que la ansiedad social tiende a aparecer entre la mediana adolescencia y los 40 años, y a medida que aumenta la edad, la ansiedad disminuye, ya sean en episodios agudos como crónicos. Al respecto, la APA (2013) ya había afirmado en el DSM-5 que la ansiedad social disminuye hacia la adultez tardía.

A partir de los resultados obtenidos se calcularon los datos normativos del SPAI-B diferenciando por sexo y por edad. Para ello se transformaron las puntuaciones brutas de la escala en puntuaciones T, teniendo en cuenta la distribución de los datos. No obstante, también se aportaron las medidas transformadas en percentiles dado que este tipo de puntuación resulta de más fácil interpretación para quienes no tienen suficientes conocimientos de estadística. Sin embargo, una de las desventajas de los usos de percentiles radica en que es una técnica que modifica en gran escala la distribución original de los datos (Tornimbeni et al., 2008). En orden de aportar a su ansiedad social respectivamente.

Teniendo en cuenta los antecedentes que demuestran la estrecha utilidad, y siguiendo las recomendaciones de la literatura (Domínguez-Lara, 2016), se determinaron puntos de corte a partir de los Pc 25 y Pc 75, que permiten diferenciar los grupos de bajos, medios y altos niveles de relación entre la ansiedad social y la extraversión (Kaplan et al., 2015; Naragon-Gainey et al., 2009; Spinhoven et al., 2014) se evaluó el poder discriminativo de los puntos de corte del SPAI-B. Los resultados demostraron que tanto para sexo como para edad se evidenciaron diferencias significativas en extraversión entre los grupos de baja, media y alta ansiedad social, dando cuenta de la confiabilidad de los criterios establecidos. Este resultado es de suma relevancia teniendo en cuenta las limitaciones mencionadas de las transformaciones percentilares, y además aportan información sobre la precisión en el uso de estas referencias para la clasificación diagnóstica. Sin embargo, resulta necesario afianzar estos resultados, evaluando el poder discriminativo de los puntos de corte en otras variables externas, por ejemplo, medidas de ansiedad rasgo, habilidades sociales o autoeficacia social.

Este estudio presenta una herramienta que permite dar utilidad a la versión argentina del SPAI-B como instrumento de screening en el ámbito clínico. Contar con valores normativos diferenciados por edad y sexo, permite al profesional valerse de la característica que considere que mejor se adecúa a la condición de la evaluación y los aspectos individuales del examinado, fundamentalmente teniendo en cuenta que las diferencias encontradas con respecto al sexo tuvieron un tamaño del efecto pequeño. Es relevante mencionar que la construcción de baremos resulta de gran valor para el ámbito clínico, específicamente para el diagnóstico y diseño de intervenciones, así como también para la investigación de tipo epidemiológico (Oros, 2017). Aunque con respecto al uso en investigación, es importante tener en cuenta que los valores normativos solo pueden tener un uso para comparar los puntajes de un individuo con su grupo de referencia, pero no pueden realizarse operaciones aritméticas con los mismos. Para llevar adelante investigaciones de tipo inferencial se recomienda utilizar las puntuaciones brutas, sobre todo en estudios experimentales (Gempp Fuentealba & Avendaño Bravo, 2008).

Con respecto a las limitaciones de este trabajo, en primer lugar, cabe mencionar que se trabajó con un muestreo de tipo no probabilístico, cuando la literatura sugiere optar por muestreos aleatorios en la construcción de baremos (Tornimbeni et al., 2008). La factibilidad de emplear este tipo de muestreo es limitada en campos como la psicología por lo que algunos autores sugieren procurar la mayor representatividad y heterogeneidad posible en las muestras empleadas (Argibay, 2009).

Otro aspecto para considerar es que no se utilizaron criterios objetivos externos (por ejemplo, diagnóstico clínico) para evaluar la capacidad predictiva de los grupos conformados mediante los puntos de corte. Por esto, se sugiere realizar más estudios en población clínica mediante análisis de curva característica operativa del receptor (ROC; Hajian-Tilaki, 2013), los cuales permiten verificar la precisión de la escala para el diagnóstico clínico y de esa manera aportar evidencia de su validez concurrente.

Finalmente, teniendo en cuenta las limitaciones mencionadas, los datos normativos presentados permiten el uso del SPAI-B por parte de los profesionales de la salud para la evaluación de la ansiedad social en adultos argentinos. Se trata de una medida complementaria a otras fuentes de información y evaluación profesional que permitan el diagnóstico clínico.

Agradecimientos

Esta investigación ha sido financiada por la Universidad Siglo 21.

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Notas de autor

Enviar correspondencia a: Morán, V. E. E-mail: moranvaleria@gmail.com; Villarrubia, M. E-mail: villarrubiamariano@gmail.com

Información adicional

Citar este artículo como: Morán, V. E.; Villarubia M. D.; Fabro N. & Natera M. Z. (2023). Datos normativos en población de adultos argentinos para la Escala Breve de Ansiedad y Fobia Social- SPAI-B. Revista Argentina de Ciencias del Comportamiento, 15(2), 50-59.

Enlace alternativo

https://revistas.unc.edu.ar/index.php/racc/article/view/33308/42528 (pdf)