https://doi.org/10.24265/liberabit.2018.v24n2.03
ARTÍCULOS DE INVESTIGACIÓN
Desarrollo y validación del Test de Ansiedad Social para estudiantes universitarios (TAS-U)
Development and validation of the Social Anxiety Test in university students (SAT-U)
Valeria E. Morana,b,*
https://orcid.org/0000-0003-3628-1636
Fabián O. Olazb
https://orcid.org/0000-0003-2713-7413
Edgardo R. Pérezb
Zilda A. P. Del Prettec
https://orcid.org/0000-0002-0130-2911
a Instituto de Investigaciones Psicológicas, Argentina
b Universidad Nacional de Córdoba, Argentina
c Universidade Federal de São Carlos, Brasil
Autor corresponsal: *moranvaleria@gmail.com
Para citar este artículo:
Moran, V., Olaz, F., Pérez, E., & Del Prette, Z. (2018). Desarrollo y validación del Test de Ansiedad Social para estudiantes universitarios (TAS-U). Liberabit, 24(2), 195-212. https://doi.org/10.24265/liberabit.2018.v24n2.03
Resumen
El estudio de la ansiedad social en estudiantes universitarios ha cobrado una especial relevancia considerando sus implicancias en el ajuste social y el bienestar psicológico de quienes la presentan. A pesar de ello, no existen instrumentos de evaluación que estén dirigidos específicamente a esta población, quienes cotidianamente se enfrentan a situaciones particulares que pueden ser potencialmente generadoras de ansiedad. Se presenta el Test de Ansiedad Social para estudiantes universitarios (TAS-U) aportando evidencias de validez y confiabilidad. Se diseñaron 68 ítems preliminares teniendo en cuenta literatura, escalas de antecedentes y consultas con expertos. Utilizando muestreo no probabilístico, se realizaron análisis factoriales exploratorios y confirmatorios de una muestra de estudiantes universitarios argentinos. Se obtuvo una escala final compuesta por 27 ítems distribuidos en cuatro factores (CFI = .95, TLI = .95, RMSEA = .063 y WRMR = 1.19). Sobre la consistencia interna de la escala, los coeficientes alfa de Cronbach y de fiabilidad compuesta fueron buenos y excelentes para cada factor. Las dimensiones son coincidentes con factores evidenciados en estudios de otras escalas similares y con postulados teóricos conceptuales sobre ansiedad social.
Palabras clave: ansiedad social, estudiantes universitarios, medición, validación.
Abstract
The study of social anxiety in college students has gained particular importance if we consider its role in their social adjustment and psychological well-being. Despite this, there are no assessment tools that are specifically aimed at this population, which face events that can potentially generate anxiety on a daily basis. The Social Anxiety Test for University students (SAT-U) is presented herein with evidence of validity and reliability. Sixty-eight (68) preliminary items were designed taking into account the current literature, previous scales and consultation with experts. By using a non-probabilistic sampling, exploratory and confirmatory factorial analyses were performed in a sample of Argentinian college students. A final scale was obtained with 27 items distributed in four factors (CFI = .95, TLI = .95, RMSEA = .063 and WRMR = 1.19). Regarding the internal consistency of the scale, Cronbach’s alpha coefficients and the coefficient of composite reliability were good and excellent for each factor. The dimensions coincide with factors seen in studies with other similar scales, and with conceptual and theoretical postulates about social anxiety.
Keywords: social anxiety, university students, assessment, validation.
Introducción
Si bien experimentar ansiedad ante determinadas situaciones de interacción social resulta común y habitual para todas las personas, la ansiedad social (AS) como entidad nosológica se constituye como tal de acuerdo a 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. La AS se caracteriza por miedo a la evaluación negativa en situaciones sociales de interacción o exposición en público, generando evitación o resistencia hacia ellas (American Psychiatric Association [APA], 2013). Surge ante la posibilidad de una evaluación interpersonal en situaciones sociales reales o imaginarias, es decir, es el producto de una preocupación del individuo sobre cómo es percibido y evaluado por los demás (Leary & Kowalski, 1995). Esta preocupación involucra pensamientos y cogniciones negativas, acompañada de síntomas físicos, tales como sudoración, ruborización y aceleración del ritmo cardiaco.
Sumado al hecho de que 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), diversos estudios han mostrado altos niveles de comorbilidad entre la ansiedad social y una serie de trastornos como la depresión (Adams, Balbuena, Meng, & Asmundson, 2016) y trastornos por abuso de sustancias (Nicholls, Staiger, Williams, Richardson, & Kambouropoulos, 2014). Además, se ha encontrado evidencia de que la AS está asociada con un mayor riesgo a padecer otros problemas emocionales, lo que sugiere que la ansiedad social podría ser un factor de riesgo para el desarrollo de otras patologías o la existencia de factores etiológicos en común (Rapee & Spence, 2004). Precisamente, estudios recientes dan principal importancia a la desregulación emocional en la explicación de diversos trastornos psicopatológicos (Gross & Jazaieri, 2014), siendo el trastorno de ansiedad social uno de los más explicados por este factor (Morán, Olaz, Pérez, & Del Prette, 2018).
Por otro lado, si bien los estudios epidemiológicos han demostrado consistentemente que la AS es padecida en mayor proporción por mujeres (Rana, Akhtar, & Tahir, 2013), el curso del trastorno de AS es similar para ambos géneros y no hay estudios concluyentes sobre las diferencias en el deterioro funcional y la comorbilidad (Asher, Asnaani, & Aderka, 2017).
Actualmente, los resultados de estudios epidemiológicos y descriptivos sobre AS también indican que la población de estudiantes universitarios es uno de los grupos más vulnerables (Black et al., 2015; Cummings, Caporino, & Kendall, 2014; Delgado, Inglés, & García-Fernández, 2013; Ham, Connolly, Milner, Lovett, & Feldner, 2013). Por su parte, Agudelo-Vélez, Casadiegos-Garzón, y Sánchez-Ortíz (2009) corroboraron los resultados obtenidos por Galli (2005) sobre la alta prevalencia de trastornos de ansiedad social en estudiantes universitarios y el efecto sobre el rendimiento, la deserción y el abandono académico, el bienestar emocional, entre otras variables.
La adolescencia es una fase evolutiva crítica y de gran vulnerabilidad que culmina cuando se produce la salida de la persona desde su núcleo familiar hacia la sociedad mayor. En la edad en la cual el individuo ingresa a una carrera superior (generalmente hacia los dieciocho o diecinueve años), se producen una serie de cambios de vital importancia tales como el abandono de la residencia familiar, la búsqueda de pareja y la búsqueda de trabajo; lo cual enfrenta al joven a diferentes demandas emocionales e interpersonales y lo exponen a nuevos entornos que pueden resultar amenazantes si la persona no cuenta con los recursos de afrontamiento necesarios. En este contexto, los estudiantes no solo están expuestos a la evaluación continua de docentes y autoridades, sino también de los miembros del grupo estudiantil al cual pertenecen (Velásquez et al., 2008).A pesar de la proliferación de estudios sobre este constructo en estudiantes universitarios a nivel global, en Argentina no se reportan investigaciones sobre ansiedad social. Posiblemente, debido a la ausencia de instrumentos de medición que permitan la interpretación válida y confiable de sus puntuaciones.
Por todo esto, puede entenderse la alta prevalencia de problemas de funcionamiento social como así también de diversas patologías en esta población; lo cual explica, a su vez, el incremento de estudios empíricos y desarrollos teóricos surgidos en las últimas dos décadas. En este sentido, los resultados de diversas investigaciones indican una alta prevalencia de problemas clínicos y problemáticas interpersonales y sociales en estudiantes universitarios, tales como timidez (Ricker, Ridgeway, Eichele, Perry, & Zimansky, 2018), ansiedad heterosexual y dificultades en la solución de problemas sociales (Collins, 2009), falta de asertividad (Parray & Kumar, 2016), fracaso académico (Brook & Willoughby, 2015), problemas conductuales y emocionales como depresión y ansiedad (Beiter et al., 2015), distintos tipos de adicciones (Walters, Bulmer, Troiano, Obiaka, & Bonhomme, 2018), delincuencia y agresividad (Coker et al., 2015), problemas de pareja (Kaukinen, 2014) y problemas de familia (Raposa & Hammen, 2018).
A pesar de la proliferación de estudios sobre este constructo en estudiantes universitarios a nivel global, en Argentina no se reportan investigaciones sobre ansiedad social. Posiblemente, debido a la ausencia de instrumentos de medición que permitan la interpretación válida y confiable de sus puntuaciones.
La medición de la ansiedad social es un campo que se ha desarrollado paralelamente al crecimiento de los estudios, cuyo interés se ha centrado en la comprensión y profundización del conocimiento sobre este trastorno. Dentro de las herramientas existentes, podemos encontrar instrumentos destinados a población clínica y numerosos dispositivos dirigidos a la población en general (Caballo et al., 2010; Connor et al., 2000; Heimberg, Mueller, Holt, Hope, & Liebowitz, 1993; La Greca & López, 1998; Heimberg et al., 1999; Turner, Stanley, Beidel, & Bond, 1989).
Los instrumentos más utilizados a nivel internacional han establecido su estructura interna a partir de procesos hipotético-deductivos (Salazar, Caballo, & Arias, 2016), basándose en los resultados del análisis factorial exploratorio (AFE) y confirmatorio (AFC) para determinar las dimensiones del constructo. Además, la mayoría de las interpretaciones de los factores han tenido fundamento en criterios clínicos (Fernández-Sogorb, Aparicio-Flores, Granados, Aparisi-Sierra, & Inglés, 2018) establecidos por el DSM IV (APA, 2000). Las dimensiones de los instrumentos, por un lado se han orientado a evaluar distintos aspectos cognitivos de la ansiedad determinados a partir de diversos estudios empíricos que han estudiado los factores etiológicos y de mantenimiento más relevantes (Wong & Rapee, 2016). Por otro lado, otras escalas buscan medir con qué intensidad el fenómeno es padecido, por lo que cobra importante relevancia la pertinencia y la representatividad de las situaciones sociales que se contemplan de acuerdo a la población meta de evaluación, es decir, la adecuación contextual del contenido.
A modo de síntesis, las dimensiones que surgen en la mayoría de las escalas se vinculan con situaciones específicas generadoras de ansiedad, entre ellas la interacción social con conocidos y desconocidos, miedo a ser observado y miedo a la evaluación negativa (La Greca & López, 1998; Heimberg et al., 1999). Los enunciados plantean escenarios y demandas generales sin dirigir a una población específica, como son los estudiantes universitarios, quienes cotidianamente se enfrentan a situaciones particulares que pueden ser potencialmente generadoras de ansiedad como, por ejemplo, rendir un examen oral o exponer un trabajo frente a la clase. Bhamani y Hussain (2012) argumentaron que contar con especificidad en la adecuación contextual de los instrumentos destinados a medir la ansiedad social en los estudiantes de educación superior sería una herramienta de suma importancia para los gabinetes de asistencia psicológica y consejería. Con este fin, construyeron una escala para universitarios de Pakistán, sobre la cual solo evaluaron los niveles de confiabilidad, sin reportar estudios de validez.
Teniendo en cuenta la importancia de contar con instrumentos que posean adecuadas propiedades psicométricas y que sean pertinentes a la población y su contexto, el objetivo del presente estudio es construir un instrumento de evaluación de ansiedad social dirigido específicamente para estudiantes universitarios.
Método
Para la construcción de la escala se utilizó un diseño de tipo instrumental (Montero & León, 2002) compuesto por cinco estudios. En primer lugar, se redactaron los ítems y se aportó evidencia de validez de contenido mediante juicio de expertos. En segundo y tercer lugar, se constató la estructura interna de la escala mediante análisis factorial exploratorio y confirmatorio, respectivamente, y se analizó la consistencia interna. En cuarto lugar, se realizó un estudio de grupos contrastados según el sexo. Finalmente, se realizó un estudio de validez concurrente con variables teóricamente relacionadas.
Participantes
Para el estudio de juicio de expertos: 2 en construcción de escalas, 1 en construcción de pruebas de evaluación de ansiedad y 3 expertos en AS.
Las muestras utilizadas para los estudios estuvieron conformadas por estudiantes universitarios de 8 universidades de la provincia de Córdoba en Argentina: 25% de la Universidad Siglo 21, 51% de la Universidad Nacional de Córdoba, 12% de la Universidad Nacional de Río Cuarto, 8% de la Universidad Cervantes y 4% distribuido en otras universidades. Las edades estuvieron comprendidas entre 18 y 30 años de edad, con predominio de tercer y cuarto año de cursado. Los participantes fueron seleccionados mediante muestreo no probabilístico accidental durante el horario de cursado. Además, se recolectaron los datos con el previo consentimiento de los participantes quienes fueron informados sobre su participación voluntaria, anónima y confidencial, y sobre los objetivos de la investigación.
Para realizar el análisis factorial exploratorio y el análisis de la consistencia interna de la escala, se trabajó con una muestra de 652 participantes, compuesta por 71.6% mujeres y 28.4% hombres (edad M = 21.88, DE = 2.85). Para el análisis factorial confirmatorio y el análisis de la fiabilidad compuesta, la muestra estuvo formada por 501 participantes compuesta por 73.5% mujeres y 26.5% hombres (edad M = 21.22, DE = 2.63). Para el análisis de evidencia concurrente, se utilizó una muestra de 440 participantes compuesta por 72% mujeres y 28% hombres (edad M = 21.3, DE = 4.05). Previo a los análisis, se evaluó la calidad de todas las bases de datos, analizando valores perdidos y casos atípicos univariados y multivariados.
Instrumentos
Test de Ansiedad Social para estudiantes universitarios (TAS-U). Para el diseño de los ítems preliminares, se analizaron dimensiones comunes y situaciones abordadas en cada uno de los ítems de 18 escalas de ansiedad social y fobia social, utilizadas en diferentes países y para diferentes poblaciones. Sumado a ello, se tuvieron en cuenta las consideraciones teóricas y empíricas sobre la ansiedad social, sus síntomas, escenarios y componentes. Finalmente, se revisaron dos escalas de evaluación de constructos relacionados con la interacción social (Morán, Olaz, & Del Prette, 2015), construidos específicamente en nuestro medio para estudiantes universitarios con el fin de extraer las situaciones sociales, contextos y demandas comunes para esta población. Los ítems fueron redactados teniendo en cuenta situaciones sociales típicas en este tipo de problemática. Así, se contemplaron situaciones que generasen con mayor probabilidad AS según lo indicado por la literatura (APA, 2000; Beidel, Turner, & Dancu, 1985; Eysenck, 2013) y entrevistas realizadas a expertos en la construcción de escalas de medición de este constructo (Loureiro, comunicación personal). Otros factores que se tuvieron en cuenta en la redacción de ítems fue la inclusión de diferentes tipos de desempeño (individual o en interacción), diversos contextos y demandas, distintos niveles de familiaridad de los participantes y también diferentes números de personas en la interacción. De esta manera, se obtuvieron 68 ítems iniciales con una escala de respuesta tipo Likert de 10 puntos (1 a 10) donde la persona que responde debe indicar la intensidad o el grado de tensión, nerviosismo o ansiedad que experimenta ante cada situación social planteada, por ejemplo, «Proponer una reunión o actividad a tu grupo de amigos».
Escala de Dificultades en la Regulación Emocional (DERS). Se utilizó la escala construida por Gratz y Roemer (2004) validada en estudiantes universitarios argentinos por Medrano y Trogolo (2016). Este instrumento evalúa déficits y dificultades en diferentes procesos involucrados en la regulación de las emociones, por ejemplo, «Cuando me enfado, pierdo el control sobre mis comportamientos». La versión local está compuesta por 21 ítems con un formato de respuesta Likert de 5 posiciones (desde 1 = casi nunca, hasta 5 = casi siempre) y una estructura de cuatro factores: 1) dificultades en el control de impulsos (seis ítems), 2) falta de aceptación emocional (seis ítems), 3) interferencia en conductas dirigidas a metas (cinco ítems), y 4) falta de claridad emocional (cuatro ítems). En su análisis factorial confirmatorio, los autores evidenciaron la existencia de una estructura factorial de segundo orden, donde los cuatro factores mencionados se agrupaban para formar dos factores más denominados dificultades en el procesamiento emocional (agrupa los factores 2 y 4) y dificultades en la regulación de la respuesta emocional (agrupa los factores 1 y 3). Cabe señalar que las diferentes escalas, tanto de primero y segundo orden, presentan una elevada consistencia interna (valores α comprendidos entre .73 y .88).
Procedimiento y análisis de datos
Los ítems preliminares del instrumento fueron entregados a los jueces y se les solicitó que indicaran la pertinencia de cada ítem en base a su contenido y que los calificaran en sus aspectos formales (claridad semántica y corrección sintáctica) utilizando una escala de 1 a 5, donde el puntaje menor indica una baja claridad y una recomendación implícita para su reelaboración; mientras que el puntaje mayor significa una alta calidad formal. Finalmente, se le permitió a cada juez indicar las observaciones y esclarecimientos que consideraran pertinentes para el perfeccionamiento de cada reactivo. Para determinar el acuerdo entre jueces sobre la calidad de los ítems se utilizó el coeficiente V de Aiken (Aiken, 1985) y se utilizó el método score para el cálculo de los intervalos de confianza de cada coeficiente, debido a que no depende de la distribución normal de la variable y es altamente exacto (Merino & Livia, 2009).
Para el análisis factorial exploratorio mediante el software FACTOR 10.0, se utilizó el método de extracción de mínimos cuadrados no ponderados (ULS) con rotación Promax y se estimó la consistencia interna de los factores retenidos utilizando el método α de Cronbach. Para el análisis factorial confirmatorio mediante el software MPlus 7 se utilizó el método de estimación de mínimos cuadrados ponderados diagonales (DWLS) y los índices de ajuste considerados fueron el estadístico chi-cuadrado (χ2); el Índice de Ajuste Comparativo (CFI); el Índice de Tucker-Lewis (TLI), considerando para ambos valores entre .90 y .95 como de aceptables a excelentes; el Error Cuadrático Medio de Aproximación (RMSEA), para el que se esperan valores entre .05 y .08; y la ponderada Media Cuadrática Residual (WRMR), esperando valores menores a 1 (Yu & Muthén, 2002). Para analizar la consistencia interna de la escala se calculó el índice de fiabilidad compuesta (ρ).
Para el análisis de grupos contrastados, se realizó un análisis multivariado de la varianza (MANOVA) para analizar las diferencias en los factores y para el análisis de validez concurrente, se calcularon los coeficientes de correlación Pearson (r) entre las puntuaciones del TAS-U y las medidas del DERS. 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 .10, medio cuando está en torno a .30 y grande cuando es mayor que .50 (Cohen, 1988).
Resultados
Evidencia de contenido
El análisis de la concordancia de los jueces en relación a la calidad de los ítems, dio como resultado que de los 68 reactivos evaluados, 55 presentaron coeficientes V satisfactorios superiores a .80 con intervalos de confianza entre 95% y 99%. Por otro lado, 7 ítems obtuvieron coeficientes V de .75, los cuales fueron conservados por considerarse relevantes como indicadores del constructo; y se eliminaron 6 ítems que presentaron coeficientes menores a .75 con intervalos de confianza no significativos. Finalmente, se reformularon 11 ítems en base a las observaciones propuestas por los jueces. Como resultado, quedó una escala preliminar compuesta por 62 ítems que fueron sometidos a los análisis psicométricos recomendados por la American Educational Research Association (AERA), la American Psychological Association (APA) y el National Council of Measurement in Education (NCME) (2014).
Evidencia de Estructura Interna y Análisis de Consistencia Interna
Análisis factorial exploratorio. El índice de adecuación muestral Kaiser-Meyer-Olkin (KMO) presentó un valor de .95 y el test de esfericidad de Bartlett fue significativo a un nivel p < .001, lo cual indica una adecuada intercorrelación entre los datos y la factibilidad de realizar el análisis factorial. Utilizando el método de extracción de componentes principales y la regla de Kaiser-Gutman, se obtuvo una solución inicial de 10 factores iniciales con autovalores superiores a 1, los cuales explicaban en conjunto un 56% de la varianza total de la prueba. Sin embargo, los resultados del análisis paralelo de Horn (1965) y del Scree Test permitieron identificar un máximo de cinco factores. Sobre la base de estos resultados, se volvió a analizar los datos solicitando la extracción de diferentes soluciones hasta cinco factores. Los resultados permitieron inferir la existencia de entre cinco y cuatro factores, observándose que la solución más clara fue la de cuatro.
A partir de la inspección de la matriz de componentes, se eliminaron los ítems con pesos factoriales bajos (menores a .40), aquellos ítems con cargas compartidas (superiores a .30) con otro factor, y aquellos ítems que no correlacionaban con ningún factor. De esta manera, se retuvieron un total de 38 ítems distribuidos en cuatro factores teóricamente claros que explicaron un 55% de la varianza de respuestas al test (Tabla 1). Tal como recomiendan Costello y Osborne (2005), cada factor identificado agrupaba al menos 5 ítems con cargas factoriales cercanas a .50. Solo se conservó un factor con cuatro ítems con cargas factoriales adecuadas (superiores a .50) por considerarlo una dimensión teóricamente relevante del constructo. Finalmente, se obtuvo una adecuada fiabilidad en todos los factores, cuyos coeficientes α presentaron valores considerados buenos y muy buenos (ver Tabla 1).
El examen del contenido de los ítems permitió interpretar al factor 1 como Ansiedad ante situaciones sociales con personas conocidas, el factor 2 fue denominado Ansiedad ante situaciones de desempeño académico o laboral. El factor 3 se denominó como Ansiedad a ser observado por otros en situaciones generales. Finalmente, el factor 4 fue interpretado como Ansiedad ante situaciones de abordaje afectivo-sexual.
Análisis factorial confirmatorio. El modelo inicial especificado según la estructura obtenida en el AFE, obtuvo un coeficiente χ2 significativo (2885.15; p < .001). Los resultados mostraron índices de ajuste que, si bien no alcanzaron los valores establecidos, fueron cercanos (CFI = .88, TLI = .87, RMSEA = .082 y WRMR = 1.83). Tomando en consideración los resultados obtenidos se procedió a la reespecificación del modelo.
En primer lugar, se omitieron aquellos ítems que presentaran covarianzas residuales estandarizadas altas (superiores a 2.58, según los criterios de Hair, Black, Babin, Anderson, & Tatham, 2006), y se atendió a los índices de modificación (MI) de los mismos y a la importancia del ítem como indicador del constructo. Se obtuvo una estructura final de 27 indicadores agrupados en 4 factores (Figura 1) y con coeficientes de regresión significativos (p < .001). En la reespecificación del modelo se eliminaron 11 ítems y, teniendo en cuenta los MI, se introdujeron covarianzas entre los errores de algunos ítems que pertenecían al mismo factor y que tenían un contenido equivalente (Figura 1), siguiendo las recomendaciones de Brown (2006). En relación a los índices de ajuste, si bien se obtuvo un coeficiente χ2 significativo, su valor se redujo considerablemente (940.58; p < .001). Por otra parte, los índices de ajuste (CFI = .95, TLI = .95 RMSEA = .063 y WRMR = 1.19) fueron satisfactorios por lo cual se conservó el modelo priorizando la retención de ítems teóricamente relevantes. Como se observa, la versión final de la escala resultó con menos ítems que los iniciales, sin embargo, tal como señala Uriel y Aldás (2005), en aquellos casos en los cuales la eliminación de un reactivo puede aumentar el ajuste del modelo, y tiene un sentido teórico, la eliminación puede ser deseable en términos de parsimonia.
Finalmente, se calculó la fiabilidad compuesta de las escalas, obteniendo .87 para el factor 1, .89 para el factor 2, .81 para el factor 3, y .84 para el factor 4. Se observa que todos los constructos latentes presentaron valores considerados buenos por la literatura.
Invarianza factorial. Para observar si la estructura factorial difiere según el sexo, se realizó un análisis de invariancia para el modelo configural, el modelo métrico y el modelo escalar. Los tres modelos obtuvieron índices de ajuste satisfactorios (Tabla 2). Las diferencias de χ2 entre el modelo de base (configural) y el modelo métrico fueron significativas. Dado que la prueba de chi-cuadrado es sensible al tamaño de la muestra, basado en el criterio de Chen (2007) se indica que en el modelo métrico no hubo alteraciones significativas en el ajuste, ya que no hubo descenso mayor a .10 del CFI ni incremento mayor a .15 en el RMSEA. Por otro lado, las diferencias con el modelo escalar fueron no significativas por lo que se determina que la escala es invariante para ambos sexos.
Análisis de grupos contrastados
En primer lugar, se igualaron los grupos eligiendo al azar 297 casos del grupo de mujeres, quedando confeccionada la muestra final con 594 casos. En el MANOVA se obtuvieron resultados significativos en la prueba de contraste Lambda de Wilks = .983, F (2.67), p < .05. En los contrastes post hoc sobre el impacto de la VI en las VD mediante contrastes ANOVA univariados se pudieron observar diferencias significativas (p < .05) a favor de las mujeres en situaciones académicas y en situaciones de abordaje afectivo-sexual (p < .001), con tamaños del efecto bajos (Tabla 3). Utilizando el procedimiento Roy-Bargmann Stepdown Analysis, se observaron diferencias significativas (p < .05) en los mismos factores (AS en situaciones académicas y en abordaje afectivo-sexual) a favor de las mujeres y no hubo variación en el tamaño del efecto.
Análisis de validez concurrente
Los resultados de diversas investigaciones evidencian que las personas socialmente ansiosas podrían presentar un déficit específico en sus habilidades de regulación emocional (McClure & Pine, 2015). Teniendo en cuenta esto, se correlacionaron las diferentes subescalas del TAS-U y los factores de primer y segundo orden del DERS, observándose relaciones positivas significativas (valores r comprendidos entre .10 y .29). Los tamaños del efecto fueron medianos y bajos (ver Tabla 4).
Discusión
La ansiedad social es una problemática de gran prevalencia en la actualidad, por lo cual profundizar en el conocimiento de este fenómeno en población universitaria resulta de suma importancia. Para contribuir a este campo de investigación, se hace imprescindible contar con instrumentos de evaluación que permitan obtener mediciones válidas y confiables. Por ello, el objetivo de este trabajo consistió en la construcción del Test de Ansiedad Social para universitarios (TAS-U).
En primer lugar, se realizó una exhaustiva revisión de las escalas de ansiedad social existentes, los desarrollos teóricos y empíricos antecedentes, y se realizaron consultas con expertos. Para el diseño de los ítems, se tuvieron en cuenta diferentes situaciones sociales, distintos números de integrantes y diversos niveles de familiaridad, y los distintos componentes de la AS que la literatura sugiere. El segundo paso fue recabar evidencia de contenido a través del juicio de expertos sobre la inclusión y calidad de los reactivos obteniéndose un instrumento inicial de 62 ítems que fueron sometidos a estudios de estructura interna mediante AFE. Este análisis permitió identificar una estructura interna compuesta de 38 ítems distribuidos en cuatro factores, que posteriormente fue confirmada mediante el AFC, aunque el número final de ítems se redujo a 27 indicadores.
El primer factor se denomina Ansiedad ante situaciones sociales con personas conocidas, el cual está presente en otros instrumentos de AS, tales como Social Anxiety Scale for adolescents (SAS-A; La Greca & López, 1998), Social Interaction Anxiety Scale (SIAS; Heimberg et al., 1993), y Social Phobia Scale (SPS; Heimberg et al., 1999). Este factor evalúa ansiedad ante situaciones de interacción social con amigos, colegas o familiares, involucrando demandas sociales generales, como iniciar una conversación, hasta exigencias más específicas que pueden implicar una potencial evaluación por parte de los demás, por ejemplo, defender las propias ideas o hablar de sexualidad.
El segundo factor se denomina Ansiedad ante situaciones de desempeño académico o laboral, y, junto al cuarto factor, evalúa ansiedad generada ante situaciones y demandas sociales, características en los estudiantes universitarios. En particular, este factor mide ansiedad ante situaciones de demanda con diferentes niveles de exigencia que se presentan cotidianamente como parte de las actividades típicas del periodo de formación profesional (rendir exámenes o interactuar con profesores, por ejemplo). Este tipo de tareas implica instancias de evaluación real, ya sea por parte de los superiores, como también por parte de los compañeros o colegas. Del Prette y Del Prette (2003) indican que tanto el mercado laboral como los mismos estudiantes universitarios presentan una evidenciada carencia de herramientas interpersonales en sus escenarios de actuación cotidiana, y ante ello, son quienes presentan una mayor demanda de intervención y abordaje, por lo cual resulta una dimensión de suma relevancia dentro de los aspectos a ser evaluados como parte de la escala.
El tercer factor se denomina Ansiedad a ser observado por otros en situaciones generales y el mismo también ha sido evidenciado en la estructura factorial de la SIAS y en la SPS. Por otro lado, puede encontrarse su equivalente en la subescala Miedo al desempeño de la Liebowitz Social Anxiety Scale (LSAS; Heimberg et al., 1999). Este factor evalúa ansiedad generada por el miedo a ser observado por otras personas al ejecutar acciones cotidianas que no necesariamente implican una exposición o una instancia evaluativa, por ejemplo, comer o caminar. Como se ha señalado, la ansiedad social se caracteriza por miedo a situaciones sociales o desempeños en público, por temor a que resulten vergonzosas o humillantes (APA, 2000). En este sentido, quien padece ansiedad producto de las situaciones presentadas en este factor, estaría ejerciendo un automonitoreo excesivo o una hipervigilancia, característica de este trastorno (Rapee & Heimberg, 1997).
Finalmente, el cuarto factor se denomina Ansiedad ante situaciones de abordaje afectivo-sexual. Este factor evalúa ansiedad generada por la interacción o abordaje hacia personas que resulten atractivas, y también fue evidenciado en la estructura factorial del Cuestionario de Ansiedad Social para Adultos (CASOA30, Caballo et al., 2010) y se considera de suma importancia su atención en la población universitaria, ya que investigaciones han demostrado la prevalencia de dificultades de los adolescentes para relacionarse con el sexo opuesto (Coronel, Levin, & Mejail, 2011; Velázquez & Trenas, 2014). Sumado a esto, los resultados de diferentes investigaciones evidencian que el uso de sustancias, tales como el alcohol, se convierte en una de las estrategias de afrontamiento predilectas ante la ansiedad que surge a la hora de acercarse o interactuar con otros individuos que provocan una atracción sexual y/o intereses afectivos (Buckner & Matthews, 2012; Camacho, 2005).
Con respecto a la fiabilidad de la escala, todos los factores presentaron una consistencia interna adecuada según los criterios sugeridos por la preceptiva psicométrica en general, principalmente en los primeros estudios de construcción de una escala (Campo-Arias & Oviedo, 2008; Roberts, Priest, & Traynor, 2006). De acuerdo a la normativa que proponen Nunnally y Bernstein (1995), la escala permite su utilización confiable tanto para fines de investigación como para aplicaciones con fines clínicos ya que los coeficientes de fiabilidad compuesta superaron el valor de .80 en todas las subescalas.
Los resultados del estudio de validez por grupos contrastados evidencian diferencias entre hombres y mujeres, a favor del género femenino en los factores Ansiedad ante situaciones de abordaje afectivosexual y en Ansiedad ante situaciones de desempeño académico o laboral, tal como se ha evidenciado en investigaciones antecedentes (Asher et al., 2017). Estudios de diferencias de género revelan que las mujeres presentan mayores niveles de ansiedad social, especialmente ante situaciones de evaluación social real (La Greca & López, 1998) tales como las situaciones que estas dimensiones plantean. Xu et al. (2012) observaron que la prevalencia de vida del trastorno de ansiedad social es de 4.2% para los hombres y de 5.67% para las mujeres, quienes a su vez mostraron mayor número de situaciones sociales temidas, así como también más miedos relacionados con el contexto laboral o profesional, y las consecuencias que la ansiedad podría traer a su carrera. Este mismo hallazgo fue reportado anteriormente en otro estudio (Turk et al., 1998) donde además se indica que las situaciones en este contexto que generan mayor ansiedad a las mujeres involucran hablar con personas con autoridad, presentarse ante una audiencia o hablar en público, trabajar mientras es observada, hablar en reuniones y presentar informes, expresar desacuerdo o desaprobación, ser el centro de atención, entre otras.
Por otro lado, con respecto a la ansiedad de abordaje afectivo sexual, Xu et al. (2012) encontraron que los hombres eran más propensos a padecer ansiedad ante situaciones vinculadas a proponer citas o encuentros amorosos; este dato no es coincidente con las diferencias encontradas en nuestro estudio, ya que han sido las mujeres quienes presentan mayores niveles de ansiedad en este punto. Esta divergencia podría tener su explicación en cuestiones culturales. Coincidiendo con Daros (2014) si bien en Latinoamérica se están produciendo cambios en los estereotipos y creencias de género en relación al abordaje afectivo y sexual, que incluyen una mayor toma de iniciativa de las mujeres en estas situaciones, su desempeño continúa aun siendo más discreto y selectivo que el de los hombres, y la exposición a un potencial rechazo o evaluación negativa podría tener mayores repercusiones afectivas.
Finalmente, Turk et al. (1998) encontraron que tanto hombres y mujeres presentaron niveles similares de ansiedad ante situaciones de interacción informal como, por ejemplo, ir a una fiesta, o en situaciones en general, como caminar o comer en lugares públicos. Este antecedente es coincidente con nuestros hallazgos, donde no se reportan diferencias significativas en el resto de los factores de la escala que refieren a este tipo de situaciones.
Con respecto a la validez externa, el examen de la matriz de correlaciones entre las diferentes escalas del TAS-U y diferentes dificultades en la regulación emocional mostró relaciones significativas en la dirección esperada. Mennin, McLaughlin, y Flanagan (2009) evidenciaron que las dificultades en la comprensión de las emociones es un factor predictor del diagnóstico de SAD. Sumado a ello, los resultados de otros estudios evidencian que las personas que utilizan la supresión como método de regulación emocional presentan dificultades en sus relaciones interpersonales y su competencia social dado que la menor expresividad emocional genera una respuesta negativa en las otras personas (Cutuli, 2014; English & John, 2013; Reeck, Ames, & Ochsner, 2016). En este sentido, en la presente investigación se observó que los universitarios con mayores niveles de ansiedad social presentan también mayores dificultades para regular sus emociones y, por el contrario, quienes no padecen niveles disfuncionales de ansiedad social pueden realizar un uso más adaptativo de sus estrategias de regulación emocional tal como se plantea en estudios antecedentes (Blanco & Joormann, 2017; Jazaieri, Morrison, Goldin, & Gross, 2015; Helbig-Lang, Rusch, & Lincoln, 2015; McClure & Pine, 2015). Tomando en consideración el modelo de déficits en el comportamiento interpersonal (Del Prette & Del Prette, 2014), las dificultades interpersonales pueden deberse a un déficit en el repertorio o a la inhibición comportamental mediada por pensamientos y cogniciones. Así, en el caso de la ansiedad social, las dificultades en la regulación de emociones específicas, como la vergüenza, podrían mediar los comportamientos de evitación que muchas de las personas utilizan como estrategias de afrontamiento, incluyendo la supresión emocional, la evitación activa de emociones, o la rumiación. Sin embargo, es necesario incrementar la investigación al respecto.
Con respecto a las limitaciones de este estudio, el método de muestreo fue de tipo no probabilístico accidental, el cual si bien puede ser utilizado cuando se trata de participantes con características heterogéneas, no se debe ignorar que conlleva un riesgo importante de que los individuos seleccionados no sean representativos de la población. No obstante, la factibilidad de aplicar métodos de muestreo probabilísticos en el conjunto estudiado es reducida, por lo que para minimizar la probabilidad de sesgos, se tomaron ciertos recaudos tales como incluir universidades públicas y privadas, carreras de diferentes facultades y ramas de estudio, y alumnos de distintos años de cursado. Otra limitación es que no se identificaron diagnósticos de psicopatología ansiosa en los participantes, lo cual no permitió validar el funcionamiento del instrumento con muestras clínicas.
Los resultados obtenidos aportaron evidencia inicial de validez de contenido y de estructura interna, así como también evidencia de validez externa mediante análisis de concurrencia y de grupos contrastados para la evaluación de la ansiedad social en universitarios argentinos. Sin embargo, es preciso tener en cuenta que es pertinente ampliar el estudio realizando nuevos análisis que permitan obtener evidencia de otras fuentes de validez, por ejemplo, el análisis de detección de cambios ante una intervención, así como también la evaluación en poblaciones clínicas como se mencionó.
Este estudio presenta una nueva herramienta que siendo optimizada representará un importante aporte para las instituciones universitarias y sus gabinetes psicoterapéuticos, ya que puede ser incorporada en baterías de tests para identificar diferencias individuales en los estudiantes con el fin de generar programas de asistencia en la adaptación al contexto académico y en el trascurso de la vida universitaria. De esta manera, no solo se trata de una contribución al desempeño y éxito académico, sino también sería un aporte para que el paso por la universidad no solo sea una instancia de formación educacional, sino también una experiencia de aprendizaje y crecimiento personal, lo cual contribuye tanto al éxito profesional futuro, como al bienestar individual.
Por otro lado, también resulta un instrumento de relevancia para diferentes investigaciones que pretendan continuar contribuyendo al campo de conocimiento de la ansiedad social en estudiantes, no solo incrementando los reportes epidemiológicos, sino también en la indagación sobre la interacción de la AS con otros factores.
Finalmente, con respecto a la pertinencia de utilizar esta escala en otros países sudamericanos, es importante tener en cuenta que, si bien el lenguaje empleado resulta aplicable para aquellos de habla hispana, la adecuación de un instrumento de medición no solo requiere ajustar cuestiones idiomáticas, sino también es imprescindible atender al ajuste cultural, por lo que se recomienda evaluar si el contenido es adecuado a las características culturales de la población en la cual se pretende utilizar (Lauffer, Solé, Bernstein, Lopes, & Francisconi, 2013).
Conflicto de intereses
Los autores manifiestan que no existen conflictos de intereses de ningún tipo.
Responsabilidad ética
En esta investigación no se han realizado experimentos con humanos ni animales. Los participantes respondieron las encuestas previa aceptación del consentimiento informado. Se siguieron las normativas vigentes en el momento de la recolección de datos donde, previo a la administración de los tests, se solicita el consentimiento de los participantes, informando sobre los objetivos del trabajo, la voluntariedad de la participación, el anonimato y la confidencialidad de los datos. En este estudio, no aparecen datos personales de los participantes que permiten revelar su identidad, solo se reportan estadísticas del total de la muestra.
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Departamento de Psicología, Universidade Federal de São Carlos, Brasil
Doctora en Psicología. Profesora Titular de la Universidade Federal de São Carlos. Cuenta con estudios sobre el comportamiento interpersonal, siendo uno de los principales referentes en investigación sobre habilidades sociales en Latinoamérica.
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Recibido: 06 de julio de 2018
Aceptado: 11 de octubre de 2018