Validation of Social Phobia and Anxiety Inventory for Children in a New Population

Behavioral Psychology / Psicología Conductual, Vol. 20, Nº 3, 2012, pp. 505-528

VALIDACIÓN DEL “INVENTARIO DE ANSIEDAD Y FOBIA SOCIAL-FORMA BREVE” (SPAI-B) EN JÓVENES ADULTOS

ESPAÑOLES

José A. Piqueras1, Lourdes Espinosa-Fernández2, Luis J. García-López2

y Deborah C. Beidel31Universidad Miguel Hernández de Elche; 2 Universidad de Jaén (España);

3University of Central Florida (EE.UU.)

ResumenEste trabajo presenta las propiedades psicométricas del “Inventario de ansie-

dad y fobia social-forma breve” (Social Phobia and Anxiety Inventory-Brief form, SPAI-B) en jóvenes adultos estudiantes universitarios y analiza la viabilidad de su aplicación online. El estudio 1 incluyó 310 estudiantes universitarios. Se aplicaron el SPAI-B, la “Escala de miedo a la evaluación negativa, versión breve” (BFNE) y la “Escala de afecto positivo y negativo” (PANAS). Los resultados apoyaron la estruc-tura original unidimensional del SPAI-B, su consistencia interna (0,89-0,94) y la validez concurrente con la BFNE (0,60) y con el afecto negativo (0,47). Las mujeres presentaron puntuaciones significativamente más elevadas que los hombres. En el estudio 2 participaron 76 estudiantes universitarios, que cumplimentaron el SPAI-B y la “Escala rasgo de metaconocimiento emocional” (TMMS-24) online. Esta aplicación resultó equivalente a la aplicación de lápiz y papel, mostrando una estructura factorial similar, valores de consistencia interna semejantes (0,92) y puntuaciones medias equivalentes. Los hallazgos de los estudios 1 y 2 apoyan la fiabilidad y validez del SPAI-B para la evaluación de la ansiedad social en población universitaria. Palabras clave: ansiedad social, fobia social, SPAI-B, jóvenes adultos.

AbstractThis article describes the psychometric properties of the Social Phobia and

Anxiety Inventory-Brief form (SPAI-B) in college young adults and examines the feasibility of the Internet administration. Study 1 included 310 college students. The SPAI-B, the Brief Version of the Fear of Negative Evaluation Scale (BFNE), and the Positive and Negative Affect Schedule (PANAS) were administered. Results

Correspondencia: José A. Piqueras, Dpto. Psicología de la Salud, Universidad Miguel Hernández de Elche, Edificio Altamira, Avda. de la Universidad, s/n 03202 Elche (España). E-mail: [email protected].

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supported the original unidimensional structure of the SPAI-B, its internal consis-tency (0.89-0.94), and the concurrent validity, paired with BFNE (0.60) and nega-tive affect (0.47). Women had significantly higher scores than men in the SPAI-B. For study 2, 76 college students completed the SPAI-B and the Trait Meta-Mood Scale-24 Scale via Internet administration. Results indicated that the online admi-nistration was equivalent to traditional paper-and-pencil measure, showing similar factor structure, internal consistency (0.92) and mean scores. Taken together, the findings of studies 1 and 2 provide initial support for the reliability and validity of the SPAI-B for the assessment of social anxiety in college young adults.Key words: social anxiety, social phobia, SPAI-B, young adults.

Introducción

El trastorno de ansiedad social (TAS en adelante) se caracteriza por el miedo per-sistente y acusado a situaciones sociales o actuaciones en público por temor a que resulten embarazosas (DSM-IV-TR; American Psychiatric Association, 2000).

En la actualidad, el TAS afecta a más de un 15% de niños, adolescentes y adul-tos (Ruscio et al., 2008; Wittchen, Stein y Kessler, 1999). Se trata, por tanto, de uno de los tres trastornos mentales más comunes tanto en la población adulta (Kessler et al., 1994) como en la adolescente (Wittchen et al., 1999). Si se atiende a la fre-cuencia de miedos sociales y ansiedad social subclínica en muestras comunitarias, las cifras son aún mayores (p. ej., Inglés et al., 2008).

Aunque el TAS se da a lo largo de todo el ciclo vital, los síntomas de ansiedad social son más comunes en la adolescencia y en la edad adulta joven (García-López y Storch, 2008). De hecho, la edad media de inicio del trastorno se sitúa durante la adolescencia media (14-16 años), si bien comúnmente no es diagnosticado hasta la adolescencia tardía (17-18 años) o la edad adulta temprana (19-25 años) (Alfano y Beidel, 2011). En los últimos años, este hecho ha impulsado la publicación de un número creciente de estudios que han descubierto importantes matices en el desa-rrollo y presentación de los síntomas de ansiedad social y el TAS en adolescentes y jóvenes adultos (Alfano y Beidel, 2011; García-López, Inglés y García-Fernández, 2008; Rao et al., 2007). La interferencia en su vida coti diana se pone de mani-fiesto tanto en las relaciones interpersonales (problemas familiares o de relación de pareja), en los ámbitos económicos, así como en los contextos académicos y/o laborales (bajo ren dimiento académico o laboral, dificultad para acceder a estudios superiores, al mercado laboral o a promocionar dentro del trabajo) (García-López, Piqueras, Díaz-Castela e Inglés, 2008). En algunos casos, estos sujetos pueden lle-gar a sufrir acoso escolar (Caballo, Arias, Calderero, Salazar e Irurtia, 2011) o abuso psicológico (García-López, Irurtia, Caballo y Díaz-Castela, 2011). En el caso de que el sujeto presente el subtipo generalizado de TAS, las consecuencias negativas pue-den ser mayores dado que se incrementa la gravedad del trastorno en forma de mayor presencia de trastornos comórbidos (Piqueras, Olivares y López-Pina, 2008). Las pruebas empíricas acumuladas señalan que las personas con formas más leves o subclínicas, por debajo del umbral del diagnóstico de TAS, sufren un deterioro

507Validación del SPAI-B en jóvenes adultos españoles

igualmente considerable en el funcionamiento social, ocupacional y educativo (Merikangas, Avenevoli, Acharyya, Zhang y Angst, 2002). Además, estos mismos autores señalan que el TAS no parece claramente diferente de sus formas subclíni-cas, sino que se trata más bien de una cuestión de gravedad de la sintomatología, y que las mujeres aparecen sobrerrepresentadas en los niveles altos de gravedad de ansiedad social.

Los cuestionarios de autoinforme son un método común para evaluar la ansie-dad social. El método de autoinforme es especialmente importante dada la natu-raleza subjetiva e interiorizada de la ansiedad social (Kearny, 2005). Uno de los cuestionarios más empleados internacionalmente y que posee mejores propieda-des psicométricas es el “Inventario de ansiedad y fobia social” (Social Phobia and Anxiety Inventory, SPAI; Turner, Beidel, Dancu y Stanley, 1989). Se trata de una escala de 45 ítems que mide las tres dimensiones (motora, psicofisiológica y cog-nitiva) de la ansiedad social de acuerdo a una escala tipo Likert de siete puntos. Proporciona tres puntuaciones: fobia social, agorafobia y “diferencia”. Los creado-res de la escala informan de valores de consistencia interna de 0,96 para la escala de fobia social en población universitaria norteamericana. En cuanto a la validez de constructo, este estudio informa de correlaciones significativamente altas con otras variables relevantes, tales como habilidades sociales, trastorno de personalidad por evitación y neuroticismo. En población adulta española los valores son muy pare-cidos: 0,97 en la puntuación de diferencia y 0,94 en una muestra con diagnóstico de fobia social (Baños, Botella, Quero y Medina, 2007). En población adolescente esta prueba también ha resultado ser una medida fiable y valida de fobia social en distintas culturas y países (Clark et al., 1994; García-López, Hidalgo, Beidel, Olivares y Turner, 2008; García-López, Olivares, Hidalgo, Beidel y Turner, 2001; Ries et al., 1998).

A pesar de su amplio uso internacional y excelentes propiedades psicométri-cas, sin embargo, su excesiva longitud puede limitar su utilización (García-López, Olivares y Vera-Villaroel, 2003). Por otra parte, se considera muy importante que las medidas de autoinforme sean rentables o costo-efectivas para la detección, evalua-ción y el desarrollo de programas de intervención. Teniendo en cuenta lo anterior los principales autores de la escala original, junto con otros colegas, desarrollaron una forma breve de la versión para adultos, el SPAI-23 (Roberson-Nay, Strong, Nay, Beidel y Turner, 2007). Esta nueva versión se presenta como una prueba equivalente a la original, mostrando valores de consistencia interna de 0,95 para la escala de fobia social y 0,85 para la de agorafobia; por otra parte, se encuentran correlacio-nes muy altas (0,90-0,97) con el SPAI de 45 ítems y con otras medidas de ansiedad social (0,65-0,78).

En población adolescente española, García-López, Hidalgo et al. (2008) desa-rrollaron una versión abreviada del SPAI validada para adolescentes, el “Inventario de ansiedad y fobia social, forma breve” (Social Phobia and Anxiety Inventory, Brief form, SPAI-B). Esta nueva escala abreviada de 16 ítems se ha mostrado como una medida de cribado muy útil, con buenas propiedades psicométricas y equivalente a la versión larga del SPAI. La consistencia interna de esta medida fue 0,92 y el promedio de correlación ítem-total de 0,68 (rango 0,54-0,75). También mostró una

508 Piqueras, esPinosa-Fernández, García-lóPez y beidel

adecuada estabilidad temporal a los seis meses (0,60) y fuertes correlaciones tanto con el SPAI original (r= 0,88) como con la “Escala de ansiedad social para ado-lescentes” (Social Anxiety Scale for Adolescents, SAS-A; La Greca y Lopez, 1998) (r= 0,76). En cuanto a las diferencias en función del sexo, las chicas mostraron pun-tuaciones superiores a los chicos, siendo pequeña la magnitud de las diferencias. En dicho estudio se observó que el SPAI-B incluye ítems que evalúan síntomas cogniti-vos, conductuales y somáticos, al igual que el inventario original extenso. Asimismo, los resultados revelaron que esta nueva escala presenta una estructura unifacto-rial que se correspondía con una dimensión de orden superior denominada ansie-dad social, en la línea de lo encontrado por otros autores (Olivares, García-López, Hidalgo y Caballo, 2004). Además, ha mostrado ser sensible al cambio terapéutico (García-López, Muela, Espinosa-Fernández y Díaz-Castela, 2009).

Por otro lado, en la actualidad la tecnología informática permite desde hace años la aplicación de pruebas de evaluación psicológica a través de Internet (Olea, Abad y Barrada, 2010). Estas aplicaciones vía web tienen una serie de desventajas y ventajas. Entre las primeras se encuentran la amenaza de cambios en la bondad psicométrica de la prueba al llevar a cabo su versión informatizada, los posibles ses-gos debidos, entre otros, a la familiaridad y/o actitud del sujeto evaluado hacia los ordenadores, así como una serie de riesgos relacionados con la calidad, seguridad, control y garantías tecnológicas. Con respecto a las ventajas destacan que ayuda a estandarizar las condiciones de aplicación de los test para todos los evaluados (por ejemplo, mediante la presentación concisa y controlada de los ítems a través de la pantalla), la corrección y el archivo automatizado de las respuestas, la rapidez en la obtención de los resultados, la mayor garantía de seguridad al no requerir plantillas de corrección, etc. (Lozzia et al., 2009; Olea et al., 2010). Además, existen numero-sos estudios que apoyan la validez y fiabilidad de aplicación de pruebas de evalua-ción psicológica a través de Internet (p. ej., Donker, van Straten, Marks y Cuijpers, 2009; Eiroá, Fernández y Pérez, 2008; Vallejo, Jordán, Díaz, Comeche y Ortega, 2007; Vallejo, Mananes, Comeche y Díaz, 2008), así como una serie de directrices sobre buenas prácticas en el diseño y aplicación de tests informatizados a través de Internet (International Test Commission [ITC], 2005), que deben seguirse. Todos estos estudios coinciden en señalar que es necesario garantizar las propiedades psicométricas y la equivalencia de los test informatizados respecto a las versiones de lápiz y papel.

En consecuencia, teniendo en cuenta la prevalencia, gravedad, ubicuidad y la naturaleza continua de la ansiedad social, contar con métodos eficientes y sensibles de evaluación psicológica que capten toda la gama sintomatológica de la ansiedad social sería de considerable utilidad clínica y para la salud pública (Roberson-Nay et al., 2007). A pesar de las pruebas acumuladas y la gran significación del SPAI y el SPAI-B para la evaluación de la ansiedad social en adultos y adolescentes, respecti-vamente, sin embargo, aún no se ha comprobado la utilidad de la forma breve en población universitaria española. En consecuencia, con el fin de contribuir a paliar estas lagunas en la utilidad y validez de la escala, el propósito de este estudio fue examinar algunas propiedades psicométricas de la forma breve de la versión espa-ñola del SPAI en una muestra de estudiantes universitarios de titulaciones como

509Validación del SPAI-B en jóvenes adultos españoles

Psicología y Psicopedagogía, representativos de la población joven adulta española. Para ello, se llevaron a cabo dos estudios.

Teniendo en cuenta que una prueba como el SPAI-B resultaría de gran utili-dad en el contexto de población joven adulta española, habida cuenta de que el TAS es comúnmente diagnosticado durante la adolescencia tardía o edad adulta temprana (Alfano y Beidel, 2011) y de los importantes matices en el desarrollo y presentación de los síntomas de ansiedad social y del TAS en adolescentes y jóvenes adultos (Alfano y Beidel, 2011; Rao et al., 2007), en el estudio 1 se analizaron las propiedades psicométricas de los ítems que componen la escala, sometiéndose a examen su estructura factorial mediante análisis factorial explo-ratorio (AFE), que fue contrastada mediante análisis factorial confirmatorio (AFC). Una vez confirmada la estructura, se analizó la fiabilidad de consistencia interna, así como las diferencias en función de sexo y edad. Para las pruebas de validez concurrente-divergente, se analizaron las correlaciones del SPAI-B con la “Escala de miedo a la evaluación negativa, versión breve” (Brief Version of the Fear of Negative Evaluation Scale, BFNE; Gallego, 2010) y la “Escala de afecto positivo y negativo” (Positive and Negative Affect Schedule, PANAS; Watson, Clark y Tellegen, 1988).

Así, nuestras hipótesis se formularon en el sentido de que: a) la estructura del SPAI-B será equivalente y, por tanto, unidimensional, a la del estudio previo con población adolescente española (García-López, Hidalgo et al., 2008) y con pobla-ción adulta americana (Roberson-Nay et al., 2007); b) que la puntuación total de la versión española del SPAI-B mostrará una consistencia interna adecuada (alfa de Cronbach por encima de 0,70, siguiendo recomendaciones de Nunally y Bernstein, 1995); c) se hallarán diferencias de sexo, obteniendo las mujeres mayo-res puntuaciones que los hombres, mientras que no se esperan diferencias en la edad, en la línea de la mayoría de estudios previos (p. ej., Inglés et al., 2010); d) que las puntuaciones del SPAI-B correlacionarán positivamente con las de la BFNE y la subescala directa, BFNE-S, así como con la subescala afecto negativo, dado que los sujetos que presentan puntuaciones de ansiedad social elevadas presen-tan de forma comórbida afecto negativo, mientras que correlacionarán de forma negativa con la subescala invertida de la BFNE (BFNE-R) y la subescala afecto posi-tivo de la PANAS, dado que la ansiedad social está relacionada negativamente con el afecto positivo.

En el estudio 2, evaluamos la viabilidad y equivalencia de la administración del SPAI-B a través de Internet en una muestra de universitarios. En consecuen-cia, examinamos la estructura factorial y propiedades psicométricas del SPAI-B. Nuestra hipótesis es que se replicará la estructura factorial unidimensional y se hallarán valores de consistencia elevados, con puntuaciones semejantes a la apli-cación convencional de lápiz y papel. También esperamos hallar mayores puntua-ciones en las mujeres que en los hombres y no encontrar diferencias en función de la edad.

510 Piqueras, esPinosa-Fernández, García-lóPez y beidel

Estudio 1

Participantes

La muestra consistió en 310 estudiantes universitarios, que cursaban estudios de Psicología y Psicopedagogía en la Universidad de Jaén (218; 70,3%) y la Universidad Miguel Hernández de Elche (92; 29,7%). La edad media fue 23,94 años (DT= 3,29; rango= 18-28 años). La distribución por sexo indicó que 49 (15,8%) eran hombres y 261 (84,2%) mujeres.

Con el objetivo de explorar y confirmar la estructura factorial de la escala, la muestra se dividió de forma aleatoria en submuestra 1, formada por 148 sujetos (19 varones y 129 mujeres) y una submuestra 2 integrada por 162 sujetos (30 varones y 132 mujeres), no existiendo diferencias significativas entre ambas en sexo (χ2 [1, n= 310]= 1,87; p= 0,17), universidad de procedencia (χ2 [1, n= 310]= 0,01; p= 0,98), estudios universitarios (χ2 [1, n= 310]= 1,68; p= 0,19), curso (χ2 [1, n= 310]= 3,23; p= 0,07) o en edad (t [308]= -0,12; p= 0,91).

Instrumentos

· Cuestionario sociodemográfico ad-hoc, que incluyó cuestiones para recoger datos como la edad, el sexo, nivel de estudios, curso y universidad.

· “Inventario de ansiedad y fobia social, forma breve” (Social Phobia and Anxiety Inventory, Brief form, SPAI-B; García-López, Hidalgo et al., 2008). El SPAI-B se deriva de la subescala de fobia social del SPAI original, la cual evalúa los sínto-mas cognitivos, conductuales y fisiológicas del trastorno de ansiedad social a través de 32 ítems en una escala tipo Likert de siete puntos. La versión abreviada contiene 16 ítems con contenido equivalente a la forma original y propiedades psicométricas equivalentes, con la ventaja de la menor longitud y un formato de escala Likert de cinco puntos. La escala ha mostrado excelentes propiedades psicométricas en adolescentes españoles (García-López, Hidalgo et al., 2008).

· “Escala de miedo a la evaluación negativa, versión breve” (Brief version of the Fear of Negative Evaluation Scale; BFNE; Leary, 1983) versión española de Gallego (2010). Esta escala evalúa el aspecto más cognitivo de la ansiedad social y se centra en el temor que la persona experimenta ante la posibilidad de ser juzgada negativamente por parte de los demás. La escala está formada por 12 ítems y tiene un formato de respuesta tipo Likert de cinco puntos, en la que 1 es “nada característico de mi” y 5 “extremadamente característico en mi”. Ha mostrado buenas propiedades psicométricas en población universita-ria americana (Miller, 1995; Weeks et al., 2005). En población clínica española ha mostrado valores de consistencia interna de 0,90 (Gallego, Botella, Quero, Baños y García-Palacios, 2007). También ha mostrado una validez concurrente con multitud de pruebas que evalúan ansiedad social o constructos relacionados en muestras universitarias norteamericanas (Leary, 1983) y españolas (Gallego,

511Validación del SPAI-B en jóvenes adultos españoles

2010) y en muestras clínicas españolas (Gallego et al., 2007). En cuanto a su estructura factorial, aunque los estudios originales (p. ej., Leary, 1983) señala-ron la estructura unidimensional de la prueba, algunos trabajos posteriores han hallado que el cuestionario presenta una estructura de dos factores (Rodebaugh et al., 2004). El primero de ellos se corresponde con los ítems formulados de forma directa (BFNE-S; straightforwardly-worded) y el segundo con los ítems puntuados inversamente (BFNE-R; reverse-scored). El trabajo de Gallego (2010) indica que la escala compuesta por los ítems directos (BFNE-S) presenta una estructura unifactorial, nivel de consistencia interna de 0,89 y correlaciones con diversas pruebas que evalúan ansiedad social. En consecuencia, en este estudio se calculó la puntuación total de la BFNE (sumando ambas escalas tras invertir las puntuaciones de los ítems invertidos) y la escala BFNE-S. Los valores de con-sistencia interna en esta muestra fueron 0,92 para la BFNE-S y 0,91 para la BFNE Total.

· “Escala de afecto positivo y negativo” (Positive and Negative Affect Schedule; PANAS, Watson et al., 1988) versión española de Sandín, Chorot, Lostao, Joiner, Santed y Valiente (1999). El cuestionario incluye 20 ítems, 10 de los cuales se refieren a la subescala de afecto positivo (AP) y 10 a la subescala de afecto negativo (AN). Se aplicó la versión española validada transculturalmente y que muestra una naturaleza bidimensional del afecto (positivo y negativo) (Sandín et al., 1999). Concretamente esta prueba ha mostrado propiedades psicométricas excelentes (Sandín et al., 1999; Watson et al., 1988). Así, la escala de afecto positivo ha demostrado correlaciones positivas con ítems que evalúan estados mentales positivos (p. ej., divertido, agradable, autoconfiado), mientras que el afecto negativo ha mostrado correlaciones positivas con medidas de depresión, malestar general y disfunción general (Watson et al., 1988). Ambas escalas mos-traron una consistencia interna buena en este estudio: 0,90 para el AP y 0,89 para el AN.

Procedimiento

La cumplimentación de las pruebas fue voluntaria y se realizó en las propias aulas universitarias de forma colectiva, procediéndose como sigue: se les proporcio-naban las mismas instrucciones a todos los participantes, incidiendo en el carácter voluntario, anónimo y confidencial de la investigación, otorgando todos los par-ticipantes su consentimiento informado verbal antes de comenzar a contestar. A continuación se les hizo entrega de los ejemplares, cumplimentaron los apartados relativos a los datos de identificación y se leyó en voz alta las instrucciones, enfa-tizando la importancia de no dejar ninguna pregunta sin contestar. Finalmente se aclararon las dudas de los participantes, procurando no influir en sus respuestas. Los investigadores estuvieron presentes durante el desarrollo de la administración de las pruebas tanto para proporcionar información cuando resultaba necesaria, como para verificar la respuesta correcta e independiente por parte de los sujetos y asegurarse de que los datos de identificación fueran debidamente anotados. El

512 Piqueras, esPinosa-Fernández, García-lóPez y beidel

tiempo medio de aplicación de las pruebas para el conjunto de los participantes fue de 30-40 minutos. Fueron eliminados aquellos cuestionarios que estaban incomple-tos o mal contestados.

Análisis estadísticos

En primer lugar, se empleó el paquete estadístico PASW 18 para Windows (IBM, 2009) para obtener algunas de las propiedades métricas de los ítems. Mediante el programa Factor 7.02 (Lorenzo-Seva y Ferrando, 2006) se realizó el análisis factorial exploratorio (AFE) en la submuestra 1. La extracción del número de factores se realizó mediante análisis paralelo (AP). Este procedimiento ha demostrado ser más preciso que los criterios de extracción habituales a la hora de extraer el número de factores (Velicer, Eaton y Fava, 2000). La fiabilidad de cada subescala se obtuvo mediante el alfa de Cronbach para escalas de respuesta de naturaleza continua. Se empleó el programa AMOS 7,0 para confirmar el análisis factorial (AFC) en la submuestra 2. Siguiendo las recomendaciones establecidas por Finney y DiStefano (2006), antes de realizar los AFCs se analizaron los supuestos de normalidad, obteniendo los valores de asimetría y curtosis univariadas y de curtosis multivariada normalizada (coeficiente Mardia). Dadas las características de la distribución muestral, se empleó el método de estimación de mínimos cuadrados generalizados (Generalized Least Squares, GLS; Paszek, 2007). Los índices considerados para evaluar el ajuste de los modelos fueron el ratio chi-cuadrado entre los grados de libertad χ2/gl, el índice de bondad de ajuste (Goodness of Fit Index, GFI; Jöreskog y Sörbom, 1984; Tanaka y Huba, 1985), el índice ajustado de bondad de ajuste (Adjusted Goodness of Fit Index, AGFI; Tanaka y Huba, 1985) y el error medio cuadrático de aproximación (Root Mean Square Error of Approximation; RMSEA; Browne y Cudeck, 1989; Steiger, 1990). Para la ratio χ2/gl se consideran índices de buen ajuste valores entre 1 y 3 y para el GFI y el AGFI se considerarán valores adecuados aquellos que estén por encima de 0,90 y 0,85 respec-tivamente. El RMSEA es considerado el mejor indicador del ajuste global (Marsh, Balla y Hau, 1996). Para este indicador valores inferiores a 0,05 son considerados óptimos, si bien, algunos autores (Browne y Cudeck; 1993) consideran que valores entre 0,05 y 0,08 indicarían un ajuste aceptable, mientras que valores por encima de 0,10 indi-carían un ajuste deficiente.

Posteriormente, se empleó también el paquete estadístico PASW 18 para Windows (IBM, 2009) para obtener los coeficientes alfa de Cronbach del total y de las subescalas de los diferentes cuestionarios utilizados para este estudio. También se realizó la comparación de las puntuaciones en el SPAI-B y el resto de medidas relacionadas en función del sexo, mediante la prueba no paramétrica U de Mann-Whitney, y en función de la edad, mediante la prueba de Kruskal-Wallis, dado que los datos no cumplían los requisitos para utilizar pruebas paramétricas. Se incluyó el índice d (diferencia media tipificada) propuesto por Cohen (1988) para valorar la magnitud o tamaño del efecto de las diferencias halladas en función del sexo y la edad. Su interpretación es: tamaño del efecto pequeño (0,20-0,49), mediano (0,51-0,79) y grande (d≥ 0,80). Por último, con respecto a las pruebas de validez

513Validación del SPAI-B en jóvenes adultos españoles

concurrente-discriminante, se calcularon los coeficientes de correlación entre la puntuación del SPAI-B y el resto de medidas. También se utilizaron los criterios de Cohen (1988) para evaluar los tamaños del efecto (TE) de las correlaciones. En este caso se considera un TE pequeño cuando la correlación se encuentra por debajo de 0,10, medio cuando está en torno a 0,30 y grande cuando es mayor que 0,50 (Cohen, 1988; Lipsey y Wilson, 2001).

Resultados

Análisis de ítems y análisis factorial exploratorio

Los resultados muestran que todas las opciones de respuesta son elegidas en todos los ítems, excepto en el ítem 4, donde nunca se eligió la respuesta 5. La media de respuesta de los ítems se sitúa 0,67 puntos por debajo de la media teórica del cuestionario y las desviaciones típicas oscilan entre 0,66 y 1,19 por lo que pode-mos suponer una adecuada variabilidad de puntuaciones. Todas las correlaciones

Tabla 1Media (M), Desviación Típica (DT), Correlación ítem-total corregida (r

itc) y alfa de

Cronbach si el ítem es eliminado (α-i) del “Inventario de ansiedad y fobia social-

forma breve” (SPAI-B)

Ítem M DT ritc α

-i

1 2,86 1,01 0,71 0,93

2 2,79 1,00 0,76 0,93

3 3,55 1,05 0,57 0,93

4 1,53 0,66 0,62 0,93

5 2,59 1,12 0,72 0,93

6 2,49 1,05 0,66 0,93

7 1,97 0,91 0,55 0,93

8 2,04 0,86 0,72 0,93

9 1,58 0,76 0,57 0,93

10 2,13 0,94 0,67 0,93

11 3,07 1,19 0,57 0,94

12 1,77 0,91 0,66 0,93

13 2,34 0,93 0,79 0,93

14 2,18 1,05 0,71 0,93

15 2,19 0,85 0,80 0,93

16 2,20 0,86 0,69 0,93

Total 37,30 15,19 -- 0,94

514 Piqueras, esPinosa-Fernández, García-lóPez y beidel

ítem-total corregidas superaron el valor 0,30, concretamente todas fueron superio-res a 0,55 (Nunally y Bernstein, 1995). No se observa que la eliminación de estos ítems mejore el alfa global de la escala, 0,94 (tabla 1).

El índice de adecuación muestral (KMO= 0,92) y la prueba de esfericidad de Bartlett (χ2 120= 1678,4; p< 0,0001) indicaron idoneidad de los datos para realizar el análisis factorial. Debido a que la distribución muestral no fue normal se empleó el método de extracción de mínimos cuadrados no ponderados (Unweighted Least Squares, ULS). El análisis paralelo (AP) establece un factor, cuyo eigenvalor es 7,67 y que explica un 52,20% de la varianza (tabla 2). De este modo, el AFE permitió replicar la estructura factorial encontrada por García-López, Hidalgo et al. (2008), a la espera de la confirmación a través del AFC.

Análisis factorial confirmatorio

Se ha contrastado el modelo unifactorial, que contemplaría la ansiedad social como un todo global, en la línea de lo propuesto por Olivares, García-López et al. (2004). En la tabla 3 pueden observarse los índices de ajuste del modelo uni-dimensional contrastado. Según se observa, el modelo unidimensional ajusta de

Tabla 2Matriz de componentes y comunalidades (h2) del “Inventario de ansiedad y fobia

social- forma breve” (SPAI-B)

Ítem Factor 1 h2

1 0,75 0,56

2 0,80 0,63

3 0,64 0,41

4 0,41 0,17

5 0,85 0,73

6 0,71 0,51

7 0,50 0,25

8 0,64 0,41

9 0,45 0,20

10 0,65 0,42

11 0,69 0,48

12 0,63 0,40

13 0,75 0,56

14 0,76 0,58

15 0,67 0,45

16 0,61 0,37

515Validación del SPAI-B en jóvenes adultos españoles

forma aceptable tanto en la muestra aleatoria de 162 sujetos como en la muestra total, dado que en todos los casos la ratio χ2/gl se situó entre 1 y 3, los valores de GFI y AGFI fueron próximos a 0,90 y 0,85 y los RMSEA se situaron entre 0,05 y 0,08 indicando un ajuste aceptable. Los índices de modificación recomendaron correlacionar los errores de los ítems 1 y 14 en la muestra de 162, obteniendo una pequeña mejoría en el ajuste. En la muestra de 310 sujetos recomendaron corre-lacionar los ítems 5 y 10, observando una mínima mejoría igualmente. El error asociado a un ítem indica la varianza no explicada por dicho ítem. La recomenda-ción mediante los índices de modificación de correlacionar dos errores indicaría que parte de la varianza no explicada de sendos ítems tiene una posible relación. Esta propuesta no cambia la estructura factorial del modelo. De hecho tal relación viene explicada por la forma de formular los ítems. El alfa de Cronbach para esta muestra fue de 0,89.

Diferencias de ansiedad social en función del sexo y de la edad

Tal y como puede observarse en la tabla 4 las mujeres mostraron puntuacio-nes significativamente más altas en ansiedad social tanto en el SPAI-B como en la puntuación total de la BFNE, si bien los tamaños del efecto fueron pequeños. Sin embargo, no se hallaron diferencias ni en AP ni en AN. No se hallaron dife-rencias estadísticamente significativas asociadas a la edad en ninguna medida (p< 0,05).

Validez concurrente-divergente

Se comprobó la validez concurrente mediante correlaciones de Pearson entre el SPAI-B y las de los otros autoinformes empleados. Tal y como se puede apreciar

Tabla 3Índices de ajuste del modelo unidimensional contrastado del “Inventario de

ansiedad y fobia social-forma breve” (SPAI-B)

Muestras χ2 gl p χ2/df GFI AGFI RMSEA

n= 162 184,89 104 0,00 1,78 0,86 0,81 0,07

n= 162 (Errores ítems 1-14)

171,59 103 0,00 1,67 0,87 0,82 0,06

n= 310 276,49 2,66 0,00 2,66 0,89 0,85 0,07

n= 310 (Errores ítems 5-10)

261,55 103 0,00 2,54 0,89 0,86 0,07

Nota: GFI= Goodness of Fit Index; AGFI= Adjusted Goodness of Fit; RMSEA= Root Mean Square Error of Approximation.

516 Piqueras, esPinosa-Fernández, García-lóPez y beidel

en la tabla 5, el SPAI-B presentó correlaciones positivas con la BFNE, la BFNE-S y el afecto negativo, mientras que fue negativa con el afecto positivo y con la escala invertida BFNE-R, siendo la magnitud grande para la relación entre SPAI-B y BFNE o BFNE-S, medio-alta con AN, mientras que fue mediana en los otros dos casos (PANAS AP y BFNE-R).

Tabla 4Media, desviación típica y rango de las escalas en función del sexo y la edad (N= 310)

SexoHombres (n= 49) Mujeres (n= 261)

p dM DT Rango M DT Rango

SPAIB 17,11 9,740,75-42,15

20,92 9,78 0-53,15 0,01 0,39

BFNE 30,31 10,31 14-55 34,12 8,79 17-59 0,01 0,40

BFNE-S 17,65 7,61 8-36 19,44 6,97 8-39 0,06 --

PANAS AP 34,96 7,21 19-50 33,47 6,81 11-50 0,20 --

PANAS AN 17,73 4,87 10-31 18,79 6,44 10-46 0,50 --

Nota: SPAI-B= “Inventario de ansiedad y fobia social, forma breve”; BFNE= “Escala de miedo a la eva-luación negativa, versión breve”; BFNE-S= subescala ítems directos; PANAS= “Escala de afecto positivo y negativo”; PANAS AP= subescala Afecto positivo; PANAS AN= subescala Afecto negativo.

Tabla 5Análisis de correlación del “Inventario de ansiedad y fobia social, forma breve”

(SPAI-B) con la “Escala de miedo a la evaluación negativa, versión Breve” (BFNE) y la “Escala de afecto positivo y negativo” (PANAS)

Escalas 1 2 2.1. 2.2. 3.1. 3.2. M DT

1. SPAI-B 1 20,32 9,86

2. BFNE 0,61** 1 33,52 9,14

2.1 BFNE-S 0,63** 0,95** 1 19,15 7,09

2.2. BFNE-R -0,36** -0,74** -0,50** 1 9,64 3,23

3.1. PANAS AP -0,38** -0,28** -0,25** 0,24** 1 33,71 6,89

3.2. PANAS AN 0,47** 0,44** 0,48** -0,19** -0,42** 1 18,62 6,22

Notas: BFNE-S= subescala ítems directos; BFNE-R= subescala ítems invertidos; PANAS AP= subescala Afecto positivo; PANAS AN= subescala Afecto negativo. **p< 0,01.

517Validación del SPAI-B en jóvenes adultos españoles

Estudio 2

Participantes

La muestra consistió en 76 estudiantes universitarios. La edad media fue 20,97 años (DT= 3,41; rango= 18-28 años). La distribución por sexo indicó que 65 (85,5%) eran mujeres y 11 (14,5%) eran hombres.

Instrumentos

Se aplicó el cuestionario sociodemográfico y el SPAI-B. Además se empleó una medida de inteligencia emocional, la “Escala rasgo de metaconocimiento emocio-nal” (Trait Meta-Mood Scale-24, TMMS-24; Fernández-Berrocal, Extremera y Ramos, 2004), para explorar la asociación con el SPAI-B. Estudios previos han hallado una relación entre niveles bajos de inteligencia emocional y diferentes trastornos psico-lógicos, entre estos el TAS (Martínez-González, Piqueras y Ramos, 2010), así como una relación específica entre ansiedad social e inteligencia emocional (p. ej., Díaz-Castela, Espinosa-Fernández, García-López y Muela, 2008; Díaz-Castela, García-López, Muela y Espinosa-Fernández, 2008; Díaz-Castela, Muela, García-López y Espinosa-Fernández, 2009; Summerfeldt, Kloosterman, Antony y Parker, 2006).

La TMMS-24 está basada en la TMMS del grupo de investigación de Salovey y Mayer (Salovey, Mayer, Goldman, Turvey y Palfai, 1995). La TMMS-24 contiene tres dimensiones claves de la IE con 8 ítems cada una de ellas: atención emocio-nal, claridad de sentimientos y reparación emocional. La atención emocional es un componente de la inteligencia emocional que se define como ser capaz de sentir y expresar los sentimientos de forma adecuada. La claridad de sentimientos hace referencia a comprender bien los estados emocionales y por último, la reparación emocional se define como ser capaz de regular los estados emocionales correcta-mente.

Procedimiento

Se solicitó el permiso de los autores para preparar los instrumentos en formato informatizado. La evaluación fue diseñada usando Lime Survey y se ofreció a los participantes a través de una web. En la preparación de la encuesta online se logró reproducir el aspecto de la versión de lápiz y papel (presentación en una única pan-talla del cuestionario, tamaño de la letra, etc.). La encuesta estuvo disponible online durante dos semanas, con un recordatorio mediante un correo masivo a mitad de este periodo para animar a los estudiantes a participar. Para la difusión de la encuesta se colgó un anuncio en el acceso identificado de los estudiantes a la página web de la Licenciatura en Psicología de la Universidad Miguel Hernández de Elche, de modo que todos los estudiantes matriculados en cualquiera de los cursos de Psicología tuvieron acceso al mensaje y pudieron cumplimentar el cuestionario. Se facilitó una

518 Piqueras, esPinosa-Fernández, García-lóPez y beidel

clave de acceso única para todos los estudiantes con el fin de garantizar la proceden-cia y acceso de los participantes. En la propia aplicación online se incluyó información sobre la voluntariedad en la participación y la confidencialidad de las respuestas. Fueron eliminados aquellas encuestas incompletas o mal contestadas.

Análisis estadísticos

Se replicaron algunos de los análisis descritos en el estudio 1 mediante los mis-mos programas y métodos. Concretamente se realizó el análisis factorial explora-torio y el análisis de los ítems, el cálculo del alfa de Cronbach, las comparaciones en función del sexo y la edad y el análisis de correlación entre el SPAI-B y la prueba de inteligencia emocional. Se añadió el análisis de comparación de la puntuación media entre el SPAI-B aplicado en lápiz y papel y el aplicado online.

Tabla 6Media (M), Desviación Típica (DT), Correlación ítem-total corregida (r

itc) y alfa de

Cronbach si el ítem es eliminado (α-i) de la aplicación online del “Inventario de

ansiedad y fobia social-forma breve” (SPAI-B)

Ítem M DT ritc α

-i

1 2,81 1,13 0,72 0,91

2 2,66 1,08 0,72 0,91

3 3,53 1,24 0,48 0,92

4 1,63 0,81 0,54 0,92

5 2,47 1,11 0,70 0,92

6 2,30 1,02 0,62 0,92

7 2,37 1,08 0,53 0,92

8 2,20 0,97 0,71 0,92

9 1,67 0,87 0,62 0,92

10 2,17 0,98 0,75 0,91

11 3,10 1,18 0,40 0,93

12 1,71 0,86 0,56 0,92

13 2,21 0,93 0,78 0,92

14 1,85 0,86 0,70 0,92

15 2,18 0,85 0,68 0,92

16 2,04 0,74 0,69 0,92

Total 36,9 15,71 -- 0,92

519Validación del SPAI-B en jóvenes adultos españoles

Tabla 7Matiz de componentes y comunalidades (h2) de la aplicación online del “Inventario

de ansiedad y fobia social-forma breve” (SPAI-B)

Ítem Factor 1 h2

1 0,88 0,78

2 0,83 0,69

3 0,68 0,46

4 0,38 0,14

5 0,83 0,69

6 0,63 0,39

7 0,60 0,36

8 0,68 0,46

9 0,55 0,20

10 0,77 0,30

11 0,50 0,25

12 0,47 0,22

13 0,74 0,55

14 0,63 0,10

15 0,58 0,33

16 0,48 0,23

Tabla 8Media, desviación típica y rango de las subescalas de la aplicación online del

SPAI-B en función del sexo y la edad

SexoHombres (n= 11) Mujeres (n= 65)

pM DT Rango M DT Rango

SPAI-B 18,55 11,49 1,25-42,30 21,32 10,73 2,40-48,55 0,46

TMMS-24 82,82 22,07 48-113 86,71 12,59 56-112 0,54

Atención 26,36 7,74 16-40 29,31 5,69 14-40 0,20

Claridad 28,54 9,65 10-39 28,98 9,65 13-40 0,77

Reparación 27,91 6,59 18-36 28,41 6,86 13-39 0,88

Nota. SPAI-B= Inventario de ansiedad y fobia social, forma breve; TMMS-24= “Escala rasgo de meta-conocimiento emocional”; Atención= subescala de Atención emocional de la TMMS-24; Claridad= subescala de Claridad de sentimientos de la TMMS-24; Reparación= subescala de Reparación emocional de la TMMS.

520 Piqueras, esPinosa-Fernández, García-lóPez y beidel

Resultados

Análisis de ítems y análisis factorial exploratorio

Los resultados muestran que todas las opciones de respuesta son elegidas en todos los ítems, excepto en el ítem 4, 14 y 16, donde nunca se eligió la respuesta 5. La media de respuesta de los ítems se sitúa 0,69 puntos por debajo de la media teórica del cuestionario y las desviaciones típicas oscilan entre 0,74 y 1,24 por lo que podemos suponer una adecuada variabilidad de puntuaciones. Todas las corre-laciones ítem-total corregidas superaron el valor 0,30 (concretamente todas fueron superiores a 0,55) (Nunally y Bernstein, 1995). No se observa que la eliminación de estos ítems mejore el alfa global de la escala (0,92) (tabla 6).

El índice de adecuación muestral (KMO= 0,86) y la prueba de esfericidad de Bartlett (χ2 120= 745,9; p< 0,0001) indicaron idoneidad de los datos para realizar el análisis factorial Debido a que la distribución muestral no es normal se ha empleado el Unweighted Least Squares (ULS) como método de extracción. El análisis paralelo (AP) establece un factor, cuyo valor propio es 7,43 y que explica un 46,65% de la varianza (tabla 7). De este modo se confirmó la factorización encontrada por García-López, Hidalgo et al. (2008), así como en nuestro estudio 1, cuando se admi-nistró la escala en formato de lápiz y papel.

Diferencias de ansiedad social en función del sexo y de la edad

En la tabla 8 pueden observarse las medias, desviaciones típicas y rango de las diferentes subescalas en función del sexo y la edad. Como puede comprobarse no

Tabla 9Análisis de correlación de la aplicación online del “Inventario de ansiedad y

fobia social, forma breve” (SPAI-B) con la “Escala rasgo de metaconocimiento emocional” (TMMS-24)

Escalas/subescalas 1 2 2.1 2.2. 2.3. M DT

1. SPAI-B 1 20,92 10,81

2. TMMS-24 -0,12 1 86,14 14,22

2.1. Atención 0,25* 0,65** 1 28,88 6,05

2.2. Claridad -0,17 0,79** 0,28* 1 28,92 6,31

2.3. Reparación -0,31** 0,78** 0,22 0,48** 1 28,34 6,78

Notas: Atención= subescala de Atención emocional de la TMMS-24; Claridad= subescala de Claridad de senti-mientos de la TMMS-24; Reparación= subescala de Reparación emocional de la TMMS. *p< 0,05** p< 0,01.

521Validación del SPAI-B en jóvenes adultos españoles

se hallaron diferencias en función del sexo. Tampoco se hallaron en función de la edad (p< 0,05).

Validez concurrente

Se examinó la asociación entre el SPAI-B y la inteligencia emocional a través del TMMS-24. Tal como se puede apreciar en la tabla 9, el SPAI-B presentó correlacio-nes positivas con la subescala Atención de la prueba de inteligencia emocional, mientras que fue negativa con la escala de Reparación. En ambos casos los tamaños fueron pequeños.

Comparación de la puntuación media entre SPAI-B aplicado en lápiz y papel y online

Se llevó a cabo una comparación en la puntuación del SPAI-B en función del modo de aplicación de la escala. Los 310 participantes que lo completaron mediante el método tradicional tuvieron una puntación media de 20,32 (DT= 9,86), mientras que la media y desviación típica para el grupo online (n= 76) fue 20,92 y 10,81, respectivamente. La prueba U de Mann-Whitney indicó que no existieron diferencias estadísticamente significativas (p= 0,61).

Discusión

El objetivo general de este trabajo fue examinar la fiabilidad y validez de la forma breve del SPAI (SPAI-B) en población universitaria, originalmente validado en pobla-ción adolescente española. Asimismo, se pretendió analizar las propiedades psicomé-tricas de su versión en lápiz y papel y examinar la equivalencia de su versión online.

Respecto a la validez de la aplicación de lápiz y papel, se plantearon varias hipó-tesis relativas a la estructura factorial, consistencia interna, diferencias de sexo y validez concurrente-divergente.

En primer lugar, los resultados confirman la primera hipótesis relativa a la unidi-mensionalidad de la estructura factorial del SPAI-B. Así, se ha replicado la estructura factorial original mediante análisis factorial exploratorio y confirmado mediante análisis factorial confirmatorio. Estos resultados son coincidentes con los estudios anteriores de validación del SPAI-B con adultos de habla inglesa (Roberson-Nay et al., 2007) y con adolescentes españoles (García-López, Hidalgo et al., 2008) que indican unívocamente que el SPAI-B mide un único factor denominado ansiedad social general. Los datos coinciden con los hallazgos de Olivares, García-López et al. (2004), que encontraron la existencia de un factor de orden superior denominado ansiedad social común a todas estas pruebas.

En cuanto a la segunda hipótesis, relativa a las estimaciones de fiabilidad de la escala, los resultados confirman la adecuada consistencia interna de la prueba con adultos universitarios: 0,94 y 0,89 para cada una de las muestras aleatorias

522 Piqueras, esPinosa-Fernández, García-lóPez y beidel

empleadas para los análisis factoriales exploratorio y confirmatorio, valores que están por encima del valor recomendado de 0,70 por Nunally y Bernstein (1995) o de 0,60 para instrumentos de autoinforme fiables por Holmbeck et al. (2008). Este valor coincide con los estudios previos del SPAI-B tanto en adolescentes españoles (García-López, Hidalgo et al., 2008) como con adultos americanos (Roberson-Nay et al., 2007) e incluso con lo hallado por estudios con la versión original del SPAI en adultos americanos (Turner et al., 1989) y adultos españoles (Baños et al., 2007). También son coherentes con los trabajos con adolescentes españoles (García-López et al., 2001; Olivares, García-López, Hidalgo, Turner y Beidel, 1999) y con adoles-centes de habla inglesa (Clark et al., 1994; Ries et al., 1998). De igual modo, son coherentes con los hallazgos en otros autoinformes que evalúan ansiedad social o fobia social (véase García-López et al., 2003).

Respecto a la tercera hipótesis, relacionada con las esperadas diferencias entre hombres y mujeres en ansiedad social y las diferencias asociadas a la edad, los resultados indicaron que efectivamente las mujeres mostraban puntaciones signifi-cativamente mayores que los hombres, si bien la magnitud de tales diferencias fue pequeña. Estos datos coinciden con los datos obtenidos por la mayoría de estudios previos en adolescentes (p. ej., García-López, Inglés y García-Fernández, 2008) y en población adulta joven (Caballo et al., 2008; Caballo, Salazar, Arias et al., 2010). En cuanto a la edad no se hallaron diferencias. Esta ausencia de diferencias en nuestra muestra puede tener que ver con la unidimensionalidad de esta medida, ya que estudios previos han encontrado que, si bien hay una asociación positiva entre ansiedad social y edad, solo es así en algunas dimensiones mientras que es negativa o en forma de U en otras (Caballo, Salazar, Arias et al., 2010).

En relación con la cuarta hipótesis relacionada con las pruebas de validez crite-rial concurrente, los datos indicaron que el SPAI-B correlacionó de forma positiva y con una magnitud grande con la otra medida de ansiedad social general, la BFNE y su subescala BFNE-S, lo cual muestra validez concurrente con otra medida del mismo constructo hipotético. Lo hizo en el mismo sentido con el Afecto negativo y de forma negativa con el Afecto positivo y con la BFNE-R, tal y como se hipote-tizó. Estas asociaciones muestran una comunalidad de la ansiedad social general con el afecto negativo, constructo ampliamente relacionado con el neuroticismo, malestar general, disfunción general y ansiedad general, entre otros (Watson et al., 1988), mientras que la asociación positiva con el afecto negativo y la subescala de la BFNE invertida indica validez divergente. Estos resultados son consistentes con los hallazgos de otros estudios con las pruebas de referencia en ansiedad social en adolescentes (p. ej., García-López et al., 2001; Olivares, Sánchez-García y López-Pina, 2009; Olivares, Piqueras y Sánchez-García, 2004; Piqueras, Olivares e Hidalgo, 2012; Piqueras, Olivares, Hidalgo, Vera-Villarroel y Marzo, 2011; Piqueras, Olivares, Vera-Villarroel, Marzo y Khune, 2012) y con el estudio con población universitaria de Caballo, Salazar, Irurtia, Arias y Guillén (2010), que hallaron, entre otras asocia-ciones, correlaciones positivas y significativamente altas entre el SPAI y el neuroti-cismo (r= 0,30).

Por último, este estudio también pretendió aportar pruebas sobre la viabilidad de la aplicación del SPAI-B a través de Internet. En primer lugar, los resultados hallados

523Validación del SPAI-B en jóvenes adultos españoles

indicaron que se replicó la estructura factorial unidimensional del SPAI-B y que la consistencia interna fue adecuada (0,92), datos muy similares a los hallados en la muestra de aplicación tradicional de lápiz y papel y en los estudios previos (García-López, Hidalgo et al., 2008; Roberson-Nay et al., 2007). En segundo lugar, se informa de una correlación positiva del SPAI-B con la dimensión de inteligencia emocional Atención Emocional y negativa con la Reparación emocional, lo cual resulta con-sistente con estudios previos (Díaz-Castela, Espinosa-Fernández et al., 2008; Díaz-Castela, García-López et al., 2008; Díaz-Castela et al., 2009; Martínez-González et al., 2010; Summerfeldt et al., 2006). Sin embargo, no se hallaron diferencias en fun-ción del sexo y la edad, probablemente motivado por el bajo tamaño de la muestra y especialmente de hombres. Por último, las medias y desviaciones típicas son equiva-lentes a las de la aplicación tradicional. Estos datos son coherentes con estudios pre-vios que indican que las puntuaciones mediante aplicaciones online son equivalentes a las realizadas a través de métodos tradicionales de lápiz y papel (Eiroá et al., 2008; Vallejo et al., 2008). De este modo la aplicación del SPAI-B online cumple con los requisitos de equivalencia y adecuadas propiedades psicométrias señalados por multi-tud de autores e instituciones (p. ej., ITC, 2005; Lozzia et al., 2009; Olea et al., 2010).

Cabe mencionar que el presente estudio no está libre de algunas limitaciones metodológicas. Así, en general, este estudio utilizó una muestra exclusivamente universitaria, con mayor proporción de mujeres. Dadas las limitaciones inherentes al procedimiento utilizado para seleccionar la muestra, cabría cuestionar su grado de representatividad de la población joven adulta española. Sin embargo, en relación con una variable tan importante como la edad, el grupo de edad incluido se corres-ponde con el grupo juventud o adultez joven (18-25 o 18-30 años), actualmente denominado adultez emergente, que es un intervalo de edad consensuado en la comunidad científica (Arnett, 2008; Berger, 2007, 2009). Este grupo es caracterís-tico de sociedades occidentales o industrializadas y abarca a aquellos jóvenes que, no siendo ya adolecentes, todavía no han asumido roles propiamente asociados con la adultez: pareja estable, trabajo estable, hijos, etc. Además, las edades medias y desviaciones típicas de las dos muestras (23,94 y 3,29; 20,97 y 3,41, respectiva-mente) son muy similares a los datos (21,16 y 4,08) de la muestra empleada por Caballo, Salazar, Arias et al. (2010), que es uno de los estudios publicados más extensos sobre ansiedad social en universitarios españoles. Respecto a la variable sexo, el presente estudio (mujeres= 85% vs. hombres= 15%, aproximadamente) coincide con el estudio de Caballo, Salazar, Arias et al. (2010) en el que la muestra estaba forma por un mayor número de mujeres universitarias (67,8%) que de hom-bres (32,2%). En cuanto a la utilización únicamente de estudiantes de psicología y psicopedagogía, el estudio de Caballo, Salazar, Arias et al. (2010) no halló dife-rencias significativas entre comunidades autónomas y carreras universitarias, por lo que podría presuponerse que son equivalentes y/o representativas. No obstante, es obvio que la utilización de un muestreo aleatorio de selección de participan-tes pertenecientes, de forma proporcional, a distintas universidades de regiones geográficas españolas hubiera mejorado enormemente la representatividad de los resultados. Por otro lado, el tamaño muestral de las muestras empleadas se puede considerar, en función de los criterios propuestos por Prieto y Muñiz (2000),

524 Piqueras, esPinosa-Fernández, García-lóPez y beidel

pequeño para los varones (n≤ 150) y suficiente para las mujeres (150≤ n< 300). Sería conveniente que estudios futuros utilicen muestras más numerosas y repre-sentativas de la población general, incluyendo un mayor equilibrio entre el número de hombres y de mujeres participantes.

Por otra parte, respecto al estudio 1, el análisis confirmatorio se realizó con una submuestra y con la muestra total, lo cual implica la utilización de la misma muestra que en el exploratorio, lo cual no es deseable desde el punto de vista estadístico. El tamaño de las muestras también podría estar implicado en los valores de ajuste global, que fueron tan solo aceptables. En consecuencia, trabajos futuros deberían replicar la estructura factorial mediante AFC en muestras diferentes y más amplias. También sería deseable ampliar la validación de la prueba aportando datos norma-tivos, puntos de corte basados en la sensibilidad y especificidad de la prueba, etc.

En resumen, los resultados hallados son consistentes con los informados por García-López, Hidalgo et al. (2008) y Roberson-Nay et al. (2007). El SPAI-B se mues-tra como un instrumento válido y útil también en población universitaria. Además presenta como punto fuerte su brevedad y su utilidad transcultural para evaluar el trastorno de ansiedad social, así como la posibilidad de poder aplicarlo en formato online conservando sus excelentes propiedades.

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recibido: 25 de julio de 2011acePtado: 27 de septiembre de 2011