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“Escala de ansiedad infantil de Spence” (Spence Children´s Anxiety Scale,
SCAS): fiabilidad y validez de la versión española.
Article in Behavioral Psychology/Psicologia Conductual · January 2012
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Antonio Godoy Avila
Yolanda Casado
University of Malaga
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Obsessive-Compulsive & Related Disorders (OCRDs) in children and adolescents View project
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Behavioral Psychology / Psicología Conductual, Vol. 20, Nº 3, 2012, pp. 529-545
“ESCALA DE ANSIEDAD INFANTIL DE SPENCE” (SPENCE
CHILDREN’S ANXIETY SCALE, SCAS): FIABILIDAD Y VALIDEZ DE
LA VERSIÓN ESPAÑOLA
Francisco Carrillo, Antonio Godoy, Aurora Gavino, Raquel Nogueira,
Carolina Quintero y Yolanda Casado
Universidad de Málaga (España)
Resumen
Este estudio ha sometido a examen la fiabilidad y la validez de la “Escala
de ansiedad infantil de Spence” (Spence Children’s Anxiety Scale, SCAS) en una
muestra de 1636 estudiantes de 9 a 17 años de España. La consistencia interna
(alfa de Cronbach) de la puntuación total ha sido de 0,92 y las de las subescalas
han fluctuado entre 0,81 (pánico-agorafobia) a 0,61 (ansiedad de separación y
miedo al daño físico). La fiabilidad test-restest (correlación intra-clase) de la puntuación total ha sido 0,61 y las de las subescalas han fluctuado entre 0,62 (Miedo
al daño físico) y 0,51 (pánico-agorafobia). Todas las puntuaciones de la SCAS
disminuyeron ligeramente del test al retest. Las puntuaciones de la SCAS han
mostrado validez convergente al correlacionar alto con otras medidas de ansiedad,
tanto generales como específicas de problemas concretos, y validez divergente
al correlacionar bajo con medidas de trastornos distintos de la ansiedad, incluyendo la depresión. Se concluye que la SCAS es una prueba adecuada para evaluar
en España los trastornos de ansiedad infanto-juveniles tal como aparecen en el
DSM-IV.
Palabras clave: SCAS, trastornos de ansiedad, niños, adolescentes.
Abstract
This study examined the reliability and validity of the Spence Children’s Anxiety
Scale (SCAS) in a sample of 1,636 Spanish students 9-17 years old. The total-score
internal consistency (Cronbach’s alpha) was 0.92 and indices of subscales ranged
from 0.81 (Panic-Agoraphobia) to 0.61 (Separation Anxiety and Physical Injury
Fear). The test-retest reliability (intra-class correlation) was 0.61 and subscales ran-
La presente investigación se ha realizado gracias a la ayuda económica de la Junta de Andalucía al
proyecto de excelencia P06-HUM-1548.
Correspondencia: Antonio Godoy, Facultad de Psicología, Universidad de Málaga, 29071 Málaga
(España). E-mail: [email protected]
530
Carrillo, Godoy, Gavino, Nogueira, Quintero y Casado
ged from 0.62 (Specific Phobias) to 0.51 (Panic-Agoraphobia). All scores decreased
slightly from test to retest. SCAS scores showed convergent validity in their high
correlation with general and specific anxiety measures. SCAS scores also showed
divergent validity in their low correlation with several measures of non-anxiety
disorders, including depression. It is concluded that the SCAS is a suitable tool to
assess in Spanish children anxiety disorders as they are depicted in DSM-IV.
Key words: SCAS, anxiety disorders, children, adolescents.
Introducción
Los síntomas y trastornos de ansiedad son de los problemas psicológicos más
comunes en niños y adolescentes (Orgilés, Espada y Méndez, 2008; Suárez, Polo,
Chen y Alegría, 2009). Diversos estudios indican que su prevalencia en edad infantil
y juvenil supera el 10% de la población (Costello, Mustillo, Erkanli, Keeler y Angold,
2003; Cox, Clara, Hills y Sareen, 2010). La falta de diagnóstico y tratamiento puede
llevar a que la sintomatología se prolongue hasta la edad adulta (Weems, 2008),
siendo un factor de riesgo para el desarrollo de otros tipos de patologías como
depresión, problemas escolares y familiares y abuso de sustancias (Bados, Reinosa
y Benedito, 2008; Esbjørn, Hoeyer, Dyrborg, Leth y Kendall, 2010; Irurtia, Caballo y
Ovejero, 2009; Markarian et al., 2010). Para poder intervenir y prevenir problemas
adicionales en la edad adulta, los investigadores y terapeutas han tomado conciencia de la importancia de diagnosticar a edad temprana los trastornos de ansiedad
(Donovan y Spence, 2000; Keeley y Storch, 2008). Por ello, es necesario desarrollar
métodos fiables y válidos para la evaluación de la ansiedad infanto-juvenil (véase la
revisión en Schniering, Hudson y Rapee, 2000). Aunque las entrevistas diagnósticas
estructuradas suelen considerarse el mejor instrumento diagnóstico, su utilización
en la práctica clínica presenta serios inconvenientes, ya que requieren entrevistadores bien formados y mucho tiempo para su administración. En comparación con las
entrevistas, los cuestionarios e inventarios permiten evaluar experiencias emocionales y pensamientos subjetivos no observables directamente y son más fáciles de
estandarizar y de aplicar.
Debido a estas ventajas, se han creado numerosos cuestionarios para evaluar
síntomas de ansiedad en niños y adolescentes, que de acuerdo con la clasificación realizada por Muris, Merckelbach, Ollendick, King y Bogie (2002) pueden dividirse en dos grupos: 1) el de las pruebas tradicionales que conciben la ansiedad
desde un punto de vista dimensional, como por ejemplo, el “Cuestionario de
ansiedad estado/rasgo en niños” (State-Trait Anxiety Inventory for Children, STAIC;
Spielberger, Edwards, Luchene, Montuori y Platzek, 2001) y que suelen ser réplicas adaptadas de escalas para adultos, incluyendo preguntas sobre ansiedad poco
relevantes para poblaciones jóvenes (Spence, Barrett y Turner, 2003) y 2) el de las
pruebas más recientes que se han creado ex profeso para este tipo de población
y que pretenden ser de utilidad como instrumentos de cribado en el diagnóstico
de los trastornos de ansiedad infanto-juveniles, tal como se definen en el DSM-IV
(American Psychiatric Association, 2002). De acuerdo con el DSM-IV, los problemas
Fiabilidad y validez de la SCAS
531
de ansiedad que pueden diferenciarse en niños y adolescentes son los siguientes:
trastorno de ansiedad de separación, trastorno de ansiedad generalizada, fobia
social, trastorno de pánico, que puede acompañarse de agorafobia, trastorno obsesivo compulsivo, fobia específica, trastorno de estrés agudo y trastorno de estrés
postraumático.
Entre estas escalas más recientes, que se ajustan a lo establecido en el DSM-IV
sobre los trastornos de ansiedad en niños y adolescentes, destacan dos: el “Cribado
de trastornos emocionales relacionados con la ansiedad infantil” (Screen for Child
Anxiety Related Emotional Disorders (SCARED; Birmaher et al., 1997) y la “Escala
de ansiedad infantil de Spence” (Spence Children’s Anxiety Scale, SCAS; Spence,
1997).
El SCARED es una medida de autoinforme que cuenta con varias versiones. La
prueba original, de 38 ítems, evalúa trastorno de ansiedad generalizada, trastorno
de ansiedad de separación, fobia social, trastorno de pánico y fobia escolar. Debido
a que la escala de fobia social discriminaba poco en comparación con el resto de las
escalas, Birmaher et al. (1999) le añaden tres ítems más. Muris, Merckelbach, van
Brakel y Mayer (1999) le añaden 15 ítems para mejorar la escala de fobias específicas y 13 más para evaluar el trastorno obsesivo compulsivo y el trastorno por estrés
postraumático. Recientemente, Bodden, Bögels y Muris (2009) han añadido cinco
ítems más a la escala de fobia social. La versión de 41 ítems ha sido adaptada a
nuestro medio. Varios estudios muestran que el SCARED posee buenos índices de
fiabilidad y que correlaciona de forma sustancial con otras escalas de ansiedad. Sin
embargo, los análisis factoriales, tanto exploratorios como confirmatorios, de las
distintas versiones han arrojado, bien un único factor que explica la mayor parte de
la varianza (p. ej., Muris et al., 1999), bien tres (p. ej., Wren et al., 2007), cuatro o
cinco factores (p. ej., Birmaher et al., 1997, 1999). Dada esta diversidad de resultados en la estructura interna del SCARED, resulta problemático establecer qué es
exactamente lo que se evalúa, sobre todo si tenemos en cuenta que, como han
señalado Muris et al. (2002), la prueba posee ítems relacionados con el estado de
ánimo y con problemas de atención, impulsividad y relación con los compañeros,
que nada tienen que ver con la ansiedad.
Existen otras muchas pruebas destinadas a evaluar la ansiedad en niños y adolescentes, algunas de ellas adaptadas a nuestro medio. Sin embargo, estas otras
pruebas o bien poseen un objetivo concreto distinto de la prueba que estudiamos aquí, la SCAS (como ocurre, por ejemplo, con el STAIC, que evalúa ansiedad
estado y ansiedad rasgo) o bien evalúan sólo alguna categoría diagnóstica (como
por ejemplo, miedos o ansiedad social) o bien parecen encontrarse bastante menos
difundidas y empleadas en la investigación que la SCAS (como ocurre, por ejemplo,
con la “Escala revisada de depresión y ansiedad infantil” [Revised Child Anxiety and
Depression Scale, RCADS] que, además de categorías diagnósticas de ansiedad,
evalúa depresión; véase Sandín, Valiente y Chorot, 2009).
La SCAS, sobre la que versa el presente trabajo, posee versiones, además de
la original en inglés, en alemán (Essau, Muris y Ederer, 2002), catalán (Tortella,
Balle, Servera y García, 2005), español de Méjico (Hernández et al., 2010) y de
España (Godoy, Gavino, Carrillo, Cobos y Quintero, 2011), holandés (Muris,
532
Carrillo, Godoy, Gavino, Nogueira, Quintero y Casado
Schmidt y Merckelbach, 2000), japonés (Ishikawa, Ota y Sakano, 2001), entre
otros (véase www.scaswebsite.com). Este autoinforme de 38 ítems y cuatro
opciones de respuesta, desde 0 (nunca) a 3 (siempre), evalúa los seis trastornos
de ansiedad infanto-juveniles más frecuentes: trastorno de pánico y agorafobia,
trastorno de ansiedad de separación, fobia social, miedo al daño físico como
representante de las fobias específicas, trastorno obsesivo compulsivo y trastorno de ansiedad generalizada. Se han aportado pruebas sobre su validez e
invarianza factorial en chicos y chicas, así como en niños de distintas edades (p.
ej., Godoy, Gavino, Carrillo et al., 2011; Spence, 1997, 1998), encontrándose
en la mayoría de los casos los seis factores esperados (Essau et al., 2011) (véase
Tortella et al., 2005).
También existe apoyo empírico de la fiabilidad de la SCAS. La consistencia
interna (alfa de Cronbach) de la escala fluctúa entre 0,92-0,94, tanto en poblaciones de escolares (Essau et al., 2002, 2011; Ishikawa, Sato y Sasagawa, 2009;
Muris et al., 2000, 2002; Spence, 1998; Spence et al., 2003), como en poblaciones clínicas (Whiteside y Brown, 2008). En estos mismos estudios, la consistencia
interna de las subescalas suele arrojar índices en torno a 0,80 para la escala de
pánico-agorafobia; entre 0,70 y 0,80 para las escalas de obsesiones-compulsiones,
ansiedad generalizada, ansiedad de separación y fobia social y entre 0,53 y 0,61
para la escala de miedo al daño físico, que posee solo cinco ítems.
La estabilidad temporal de las puntuaciones de la SCAS varía según la escala y el
periodo transcurrido entre el test y el retest, habiéndose encontrado correlaciones
entre las puntuaciones totales de ambos momentos temporales entre 0,60 y 0,63.
Las subescalas muestran correlaciones entre 0,45 (para la escala de pánico-agorafobia y seis meses entre test y retest, en el estudio de Spence, 1998) y 0,75 (en
fobia social y 12 semanas entre test y retest, en el estudio de Spence et al., 2003).
La mayoría de las subescalas presentan índices de fiabilidad test-retest entre 0,50 y
0,60 (Chorpita, Yim, Moffitt, Umemoto y Francis, 2000; Spence, 1998; Spence et
al., 2003). En el estudio de Ishikawa et al. (2009), no obstante, se obtuvieron en
todos los casos correlaciones test-retest superiores a las de los estudios anteriormente citados (entre 0,64, para obsesiones-compulsiones y 0,86, para la puntuación total).
La SCAS ha mostrado poseer buena validez convergente, presentando su puntuación total correlaciones entre 0,70 y 0,80 con varias pruebas de ansiedad general, como el STAIC (Hernández et al., 2010; Muris et al., 2002; Spence, 1998;
Spence et al., 2003). Además, las correlaciones de las escalas de la SCAS con las
escalas equivalentes del SCARED suelen ser de 0,70 o superior, excepto para la
escala de fobia social, donde fluctúa en torno a 0,40 (Muris et al., 1999, 2000,
2002). Por último, tal como han encontrado Essau et al. (2002), las escalas de la
SCAS presentan también una correlación alta (r= 0,67) con la puntuación total del
“Autoinforme juvenil” (Youth Self-Report; Achenbach, 1991) y, especialmente, con
la puntuación en comportamientos interiorizados (r= 0,92) y con la escala de ansiedad/ depresión (r= 0,71).
La validez discriminante de las puntuaciones de la SCAS con respecto
a la depresión parece ser baja o moderada. Así, aunque en el estudio de
Fiabilidad y validez de la SCAS
533
Spence de 1998 se informaba de correlaciones entre las escalas de la SCAS
y el “Inventario de depresión infantil” (Children Depression Inventory, CDI)
en torno a 0,30-0,50, en estudios posteriores han aparecido correlaciones
de hasta 0,60 (Spence et al., 2003) e incluso de 0,72 (Muris et al., 2002). La
correlación con pruebas de depresión distintas del CDI suele fluctuar entre
0,17 y 0,50, como es el caso de “Depresión, del centro de estudios epidemiológicos” (Center for Epidemiologic Studies-Depression, CES-D) en el estudio
de Hernández et al. (2010) o la prueba japonesa de depresión utilizada por
Ishikawa et al. (2009). Por el contrario, la correlación de la SCAS con escalas
de falta de sinceridad al contestar a los ítems en ningún caso sobrepasa el
0,10 (Spence, 1998; Spence et al., 2003). De igual forma, las correlaciones
de la SCAS con las escalas de comportamientos exteriorizados son sustancialmente menores que las que mantiene con las escalas de comportamientos
interiorizados (Essau et al., 2002; 2011), como era de esperar.
Las escalas de la SCAS han mostrado, además, que son capaces de distinguir
entre muestras con trastornos de ansiedad y muestras no clínicas (Spence, 1998;
Whiteside y Brown, 2008) y los resultados de los estudios antes citados muestran que la SCAS puede ser utilizada (y lo está siendo en muchos países) para
evaluar los trastornos de ansiedad, tal como los define el DSM-IV. Sin embargo,
en nuestro medio la única versión que posee datos publicados sobre su fiabilidad y validez está en catalán (Tortella et al., 2005). También existe una versión
de la SCAS en español, la de Hernández et al. (2010). Esta última, aunque posee
buenos índices de fiabilidad y algunos datos sobre su validez convergente y
divergente, parece presentar problemas en su composición factorial (Hernández
et al., 2010). Además en esta versión, los ítems están redactados en el español
de México. El texto de la mayoría de los ítems de la versión mexicana puede ser
comprendido por los niños españoles; sin embargo, algunos de ellos contienen términos y expresiones inusuales en nuestro medio y, por ello, podrían ser
malinterpretados u ofrecer problemas de comprensión, especialmente entre los
más pequeños. Así ocurre con expresiones tales como “siento raro en el estómago” por sentir una sensación rara en el estómago, “me da miedo presentar
un examen” por hacer un examen, “me asustan los lugares altos (…) o los ‘elevadores’” por sentir miedo de las alturas o en los ascensores, “carro” por coche,
“camiones” por autobuses (como ejemplo de espacio cerrado donde se agrupa
mucha gente), “tener miedo de hablar frente a mi salón” por tener miedo de
hablar delante de la clase, o tener miedo de estar en “cuartos pequeños”, en
lugar de habitaciones pequeñas.
Dado que consideramos que la redacción de los ítems en la versión de Godoy et
al. (2011) es más apropiada para los niños de nuestro medio que la de Hernández
et al. (2010), el objetivo del presente estudio ha sido evaluar la consistencia interna
y la fiabilidad test-retest, así como la validez convergente y divergente de la versión
de Godoy et al. (2011). Dicha evaluación mostrará si la adaptación de la SCAS de
estos últimos autores es fiable, temporalmente estable y válida para su aplicación
en población infanto-juvenil española.
534
Carrillo, Godoy, Gavino, Nogueira, Quintero y Casado
Método
Participantes
Participaron 1636 estudiantes (51% mujeres) de entre 9 y 17 años (M= 13,26;
DT=1,87) procedentes de 14 colegios públicos y concertados de enseñanza primaria, secundaria y educación profesional elegidos por su disponibilidad. De ellos,
136 (52% mujeres y aproximadamente 15 niños de cada edad -esto es, 15 niños
de 9 años, 15 de 10 años, etc.) realizaron un retest entre 17 y 21 días después de
la primera aplicación. Todos participaron voluntariamente, previo consentimiento
paterno y del director del centro. Todos los colegios participantes estaban situados
en zonas de clase obrera o clases medias en Málaga y provincia.
Instrumentos
· “Escala de ansiedad infantil de Spence” (Spence Children´s Anxiety Scale,
SCAS; Spence, 1997). Esta escala aparece descrita en la Introducción. La versión
española de la SCAS, utilizada en el presente estudio, ha mostrado poseer validez factorial para evaluar los seis tipos de ansiedad más frecuentes en niños y
adolescentes, presentando invarianza factorial entre niños y niñas y entre los de
más edad y los más jóvenes (Godoy, Gavino, Carrillo et al., 2011).
· “Inventario de ansiedad, de Beck” (Beck Anxiety Inventory, BAI; Beck, Epstein,
Brown y Steer, 1988) versión española en Sanz
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y Navarro (2003). Es un inventario de 21 ítems, en el que se evalúa en una escala de 0 a 3 el grado de molestia
que provoca cada uno de los síntomas de ansiedad descritos. Tiene una alta
consistencia interna (α= 0,92) y una buena fiabilidad test-retest (r= 0,75) (Beck
et al., 1988). El BAI es más sensible a la activación fisiológica asociada con
la ansiedad que a la asociada con las preocupaciones y la tensión (Anthony,
Purdon, Swinson y Downie, 1997). El BAI, aunque es usualmente considerado
una prueba para adultos, puede emplearse en niños y adolescentes (Steer,
Kumar, Ranieri y Beck, 1995).
· “Cuestionario de preocupaciones y ansiedad” (Worry and Anxiety
Questionnaire, WAQ; Dugas, Freeston, Lachance, Provencher y Ladouceur,
1995) versión española de Ibáñez et al. (2000). Este autoinforme tiene 16
ítems que abarcan los criterios diagnósticos del DSM-IV para el trastorno de
ansiedad generalizada. Consta de dos factores, uno para la preocupación y
otro para la emoción, aunque en el presente trabajo únicamente utilizaremos
la puntuación total. La puntuación total presenta buena consistencia interna
(α= 0,91), alta fiabilidad test-retest (0,80) y validez convergente y discriminante adecuadas (Ibáñez et al., 2000). Aunque el WAQ también es considerado usualmente como una prueba para adultos, sus ítems son fáciles de
comprender y de contestar, habiendo sido aplicada con éxito tanto en niños
y adolescentes (Raush y Rovella, 2009) como en personas de la tercera edad
(Nuevo, 2005).
Fiabilidad y validez de la SCAS
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· “Cuestionario de fortalezas y dificultades” (Strengths and Difficulties
Questionnaire, SDQ; Goodman, Meltzer y Bailey, 2003). La prueba está constituida por 25 ítems que se contestan en un formato tipo Likert con tres opciones
de respuesta, agrupados en cinco escalas de cinco ítems cada una: problemas
de conducta, hiperactividad, síntomas emocionales, problemas con los compañeros y conducta prosocial. Sumando todas las escalas, a excepción de la de
conducta prosocial, se obtiene una puntuación total de dificultades. La fiabilidad
de la puntuación total y de cada una de las escalas es adecuada para este tipo
de pruebas (alfas de Cronbach entre 0,61 y 0,82). Se da también una buena
relación entre las puntuaciones de la prueba autoaplicada (autoinforme) y de
las versiones destinadas a padres y profesores. Además, el SDQ ha mostrado
ser capaz de discriminar entre sujetos normales y sujetos clínicos (Goodman et
al., 2003). Información sobre las versiones en castellano, catalán, eusquera y
gallego de la prueba puede conseguirse en www.sdqinfo.org. En el presente
estudio se ha utilizado la versión de autoinforme en castellano.
· “Escala obsesivo-compulsiva de Yale-Brown para niños y adolescentes”
(Children’s Yale-Brown Obsessive Compulsive Scale, CY-BOCS; Storch et al.,
2004, 2006) versión española en Godoy, Gavino, Valderrama et al. (2011). Se
trata del autoinforme de la versión para niños y jóvenes de la “Escala obsesivo
compulsiva de Yale-Brown” (Yale-Brow Obsessive Compulsive Scale; Goodman
et al., 1989). Consta de una lista de obsesiones y compulsiones seguida de
la prueba propiamente dicha, compuesta por 10 ítems, valorados de 0 a 4.
Su puntuación total se obtiene sumando la puntuación de los ítems y mide la
gravedad de la obsesión y/o de compulsión dominantes en el sujeto. Muestra
buenas propiedades psicométricas, tanto en muestras clínicas como no clínicas.
· “Inventario de depresión infantil-versión corta” (Children Depression Inventoryshort, CDI-S; Kovacs, 1992) adaptación española en del Barrio, Roa, Olmedo y
Colodrón (2002). Consta de 10 ítems, valorados en una escala de 0 a 3, que
describen síntomas relacionados con los aspectos cognitivos, afectivos y conductuales de la depresión. Tanto la fiabilidad como la validez convergente y
divergente de la prueba son adecuadas (Kovacs, 1992) y no difieren de las de la
versión de 27 ítems (del Barrio et al., 2002).
Procedimiento
Las pruebas a pasar se organizaron en seis cuadernillos, de tal forma que el
orden en que aparecían quedara equilibrado. Estos cuadernillos se repartieron al
azar. Los participantes completaron las pruebas en horario lectivo dentro de su centro educativo, siendo supervisados por un psicólogo con experiencia que resolvió las
dudas surgidas y vigiló que se contestaran todos los ítems. Aunque todos anotaron
su nombre, sexo y edad, se les informó de que sus respuestas serían confidenciales
y tratadas de manera anónima.
536
Carrillo, Godoy, Gavino, Nogueira, Quintero y Casado
Análisis de datos
De los 1636 participantes, 73 dejaron un 10% o menos de ítems de alguna
de las pruebas en blanco, asignándoseles una puntuación mediante el método
de imputación por patrones de respuestas similares (con el programa PRELIS). Las
puntuaciones de 43 escolares que dejaron en blanco más del 10% de alguna de las
pruebas no se han tenido en cuenta y no se contabilizan entre los 1636 de los que
se informa. Todos los cálculos se han realizado con el programa SPSS 15, excepto la
d de Cohen, que se ha calculado con Excel. Para el análisis de la constancia interna
se ha utilizado el alfa de Cronbach. Para el cálculo de la estabilidad temporal de las
puntuaciones, la correlación intraclase y las diferencias de medias entre el test y el
retest mediante la prueba t para muestras relacionadas. El tamaño del efecto de
dichas diferencias se ha estimado mediante la d de Cohen utilizando la fórmula proporcionada por este autor (Cohen, 1988, p. 48) para calcular el tamaño del efecto
entre diferencias test-retest (esto es, utilizando la desviación típica de las diferencias
entre ambas mediciones, no la desviación típica de las puntuaciones del test y el
retest consideradas conjuntamente). La relación de las escalas de la SCAS con otras
variables se ha calculado mediante la correlación de Pearson.
Resultados
En el presente estudio no se informa sobre las medias y desviaciones típicas de
las escalas de la SCAS, ni sobre las diferencias entre chicos y chicas o entre niños
de diferente edad porque han sido publicados ya en un trabajo anterior (Godoy,
Gavino, Carrillo et al., 2011), en el que se encontró que las medias de las escalas de
la SCAS son completamente invariantes a lo largo de las edades estudiadas (de 10
a 17 años) y que las diferencias de medias entre niños y niñas presentan un tamaño
del efecto poco apreciable.
Como puede verse en la tabla 1, la consistencia interna (alfa de Cronbach) de la
puntuación total de la SCAS ha sido de 0,92. Es adecuada la consistencia interna de
las subescalas pánico-agorafobia, obsesiones-compulsiones y ansiedad generalizada
y menor de lo deseado las de ansiedad de separación, miedo al daño físico y fobia
social, que no han alcanzado el valor de 0,70.
En la estimación de la fiabilidad test-retest, los valores de la correlación intraclase (CIC) de todas las escalas de la SCAS, incluida la puntuación total, fueron ligeramente superiores a 0,60, excepto en las escalas de pánico-agorafobia y ansiedad
generalizada. Para la puntuación total de la SCAS, CIC fue de 0,61, siendo la CIC de
las subescalas de 0,54 (ansiedad generalizada), 0,61 (ansiedad de separación), 0,61
(fobia social), 0,51 (pánico-agorafobia), 0,62 (miedo al daño físico) y 0,61 (trastorno
obsesivo compulsivo). La comparación de las medias entre el test y el retest resultó
en todos los casos estadísticamente significativa. Sin embargo, el tamaño del efecto
de dichas diferencias, como aparece en la última columna de la tabla 1, en ningún
caso supera el valor 0,34, con lo que, según la clasificación de Cohen (1988), puede
considerarse una diferencia entre pequeña y moderada.
537
Fiabilidad y validez de la SCAS
Tabla 1
Fiabilidad de la “Escala de ansiedad para niños, de Spence” (SCAS)
a de
Cronbach
Correlación
intraclase
Test
M (DT)
Retest
M (DT)
t*
d
Total
0,92
0,61
26,24 (18,49)
20,65
(17,00)
3,43
0,30
Pánico-agorafobia
0,81
0,51
3,84 (4,61)
3,04 (3,63)
1,92
0,17
Ansiedad de
separación
0,61
0,61
4,99 (3,50)
3,78 (3,28)
3,95
0,34
Fobia social
0,64
0,61
4,34 (3,34)
3,45 (3,03)
3,06
0,26
Miedo al daño físico
0,61
0,62
3,43 (3,09)
2,78 (2,99)
2,40
0,21
Obsesionescompulsiones
0,77
0,61
3,82 (3,50)
2,93 (3,15)
2,95
0,25
Ansiedad
generalizada
0,74
0,54
6,12 (3,76)
4,76 (3,66)
3,80
0,33
Subescalas de la
SCAS
Nota: *Todas las t son estadísticamente significativas con p= 0,05.
La validez convergente fue examinada mediante la correlación de las puntuaciones de la SCAS con otras pruebas que evalúan el constructo de ansiedad. Los
resultados se muestran en la tabla 2. La puntuación total de la SCAS correlaciona
con las medidas generales de problemas de ansiedad (el BAI y la escala de Síntomas
Emocionales del SDQ) en todos los casos por encima de 0,50. Las correlaciones
de las subescalas con estas mismas medidas son, en general, algo menores, pero
siempre por encima de 0,40. La subescala de la SCAS con la que más alto correlaciona la puntuación total del CY-BOCS es, como se esperaba, la de ObsesionesCompulsiones (r= 0,48). De forma semejante, la subescala que más correlaciona
con la puntuación total del WAQ es la de Ansiedad Generalizada (r= 0,58). No
obstante, el resto de las subescalas de la SCAS también correlacionan de forma
moderada, aunque algo menos, tanto con la CY-BOCS como con el WAQ (rs entre
0,32 y 0,50). También fue moderada la correlación de todas las escalas de la SCAS
con la puntuación total del SDQ, que puede tomarse como un índice de todos los
problemas psicológicos (emocionales o no) que presenta un niño.
La validez divergente fue examinada mediante la correlación de las puntuaciones de la SCAS con otras pruebas que evalúan variables distintas de la ansiedad:
depresión (CDI), problemas de conducta, hiperactividad y problemas con los compañeros (escalas del SDQ) y conducta prosocial (SDQ).Como aparece en la última
mitad de la tabla 2, la mayoría de las correlaciones de las escalas de la SCAS con
estas otras variables, teóricamente poco relacionadas con la ansiedad, son inferiores
a las encontradas con las pruebas que sí evalúan problemas de ansiedad, como el
BAI, la CY-BOCS, el WAQ y la escala de Síntomas Emocionales del SDQ. Esto es, de
las 35 correlaciones calculadas para examinar la validez divergente de la SCAS, sólo
538
Carrillo, Godoy, Gavino, Nogueira, Quintero y Casado
Tabla 2
Correlaciones de la “Escala de ansiedad para niños, de Spence” (SCAS) con otras
medidas
Total
Pan.ago.
Ans.
sep.
Fob.
soc.
Mie.
dañ.
Obs.
com.
Ans.
gen.
BAI
0,63
0,57
0,43
0,45
0,41
0,51
0,58
CY-BOCS total
0,52
0,47
0,40
0,38
0,32
0,48
0,40
WAQ
0,60
0,49
0,39
0,46
0,41
0,50
0,58
SDQ total
0,57
0,59
0,39
0,43
0,41
0,47
0,40
SDQ Síntomas
emocionales
0,69
0,61
0,52
0,53
0,48
0,57
0,57
SDQ Problemas de
conducta
0,35
0,43
0,24
0,25
0,24
0,31
0,20
SDQ Hiperactividad
0,23
0,24
0,12
0,14
0,19
0,17
0,20
SDQ Problemas con
compañeros
0,31
0,38
0,21
0,29
0,22
0,25
0,12
SDQ Conducta
prosocial
0,19
0,02
0,17
0,15
0,10
0,20
0,28
CDI-S
0,31
0,31
0,18
0,27
0,23
0,24
0,24
Escalas
Notas: BAI= “Inventario de ansiedad de Beck”; CY-BOCS= “Escala obsesivo compulsiva de Yale-Brown
para niños”; WAQ= “Cuestionario de preocupaciones y ansiedad”; SDQ= “Cuestionario de fortalezas y
dificultades”; CDI-S= “Inventario de depresión para niños -versión corta”; Pan.-ago.= Pánico-agorafobia;
Ans. sep.= Ansiedad separación; Fob. soc.= Fobia social; Mie. dañ.= Miedo daño físico; Obs. com.=
Obsessiones-compulsiones; Ans. gen.= Ansiedad generalizada. Todas las correlaciones son estadísticamente significativas con p= 0,01, excepto la de la escala Pánico-agorafobia con conducta prosocial del
SDQ, que no es estadísticamente significativa.
cuatro obtienen un valor superior a 0,30, lo que concuerda con lo encontrado por
Essau et al. (2011) en un estudio de la SCAS en cinco países europeos. Las correlaciones de las escalas de la SCAS con el CDI (depresión), en general, alcanzan valores
en torno a 0,20-0,30.
Por último, cabe señalar que las correlaciones parciales de las escalas de la SCAS
con el resto de variables que aparecen en la tabla 2 son estadísticamente significativas
(con p=0,01) cuando se detrae la varianza explicada por la depresión (CDI), excepto
en el caso de la relación entre pánico-agorafobia y conducta prosocial (SDQ).
Discusión
El propósito de este trabajo era examinar la fiabilidad y validez de la versión
española de la SCAS en niños y adolescentes. Al contrario que otros instrumentos
Fiabilidad y validez de la SCAS
539
de evaluación de la ansiedad más tradicionales, la SCAS pretende evaluar los tipos
de trastornos de ansiedad más frecuentes definidos en el DSM-IV.
Los datos encontrados apoyan la fiabilidad y validez de la versión española de
la SCAS. La consistencia interna de la puntuación total ha sido alta (a= 0,92). Las
subescalas de pánico-agorafobia, obsesiones-compulsiones y ansiedad generalizada
presentan una consistencia interna adecuada (alfa superior a 0,70), semejante a la
encontrada en estudios previos (Chorpita et al., 2000; Essau et al., 2002; Ishikawa
et al., 2009; Muris et al., 2000; 2002; Spence, 1998; Spence et al., 2003). Sin
embargo, las subescalas de ansiedad de separación, fobia social y miedo al daño
físico presentan índices inferiores a 0,70. Aunque la subescala de miedo al daño
físico era esperable que no presentara una consistencia alta, tal como se había
encontrado en los estudios recién citados y dado su menor número de ítems, las
de ansiedad de separación y de fobia social han presentado índices algo inferiores
a los informados por la mayoría de los estudios previos, aunque semejantes a los
encontrados por Ishikawa et al. (2009) y por Tortella et al. (2005).
Las diferencias en los índices de consistencia interna en una misma escala entre
unas muestras y otras (incluyendo la utilizada en el presente estudio) puede atribuirse principalmente a dos causas: bien a que en los distintos estudios se han
utilizado versiones diferentes de la SCAS y algunas versiones obtienen puntuaciones
más fiables que otras o a la normal fluctuación en los estadísticos calculados sobre
muestras distintas, especialmente cuando en el cálculo de dichos estadísticos, como
es el caso del índice alfa, influye fuertemente la varianza de la muestra utilizada.
Creemos que esta segunda explicación parece más probable, ya que con frecuencia una misma versión ha arrojado valores diferentes en muestras distintas (ver,
por ejemplo, los resultados obtenidos por Muris et al., 2000, 2002 con la versión
holandesa). En realidad las diferencias cuantitativas en los índices alfa en unos y
otros estudios (incluido el nuestro) no son especialmente llamativas. Sin embargo, la
utilización del valor 0,70 como punto de corte arbitrario (Nunnally y Berstein, 1994)
para juzgar si una prueba presenta o no una fiabilidad aceptable tiende a producir
una valoración totalmente distinta cuando alfa queda en el rango de 0,60 y cuando
queda en el de 0,70.
A este respecto, no obstante, debe tenerse en cuenta que en pruebas de pocos
ítems y, especialmente cuando estos son bastante heterogéneos entre sí (como
es el caso de la SCAS, la mayoría de cuyas escalas constan de seis ítems), los índices alfas que cabe esperar no son tan altos como deben serlo cuando se evalúan
constructos muy homogéneos o pruebas con muchos ítems (Streiner, 2003). De
ahí que, excepto en los casos de la puntuación total (con 38 ítems) y de la escala
de pánico-agorafobia (con nueve ítems), el resto de las escalas hayan obtenido en
muchos estudios alfas que quedan por debajo de 0,70 (especialmente la de miedos
específicos, que consta de solo cinco ítems).
Respecto a la fiabilidad test-retest, encontramos una estabilidad moderada
en un periodo aproximado de tres semanas, hallando un rango de correlaciones
intraclase entre 0,54 en pánico y agorafobia y 0,62 en miedo al daño físico.
En general, estos resultados son muy semejantes a los encontrados en estudios
previos con la SCAS (Chorpita et al., 2000; Ishikawa et al., 2009; Spence, 1998;
540
Carrillo, Godoy, Gavino, Nogueira, Quintero y Casado
Spence et al., 2003; Tortella et al. 2005) y con otras medidas de ansiedad (March,
Sullivan y Parker, 1999). Sin embargo, hay que señalar que las puntuaciones de
todas las escalas disminuyen entre el test y el retest, aunque dicha disminución
posee un tamaño del efecto entre pequeño y moderado (d de Cohen igual a 0,34
o inferior). A pesar de que esta diferencia entre el test y el retest no es grande,
conviene tenerla en cuenta cuando se repita la aplicación de la SCAS en varias
ocasiones, tal como cuando se estiman la diferencia entre el pre- y el pos-tratamiento en los estudios sobre la eficacia de intervenciones sobre los problemas de
ansiedad.
Se puede concluir que la validez convergente de las escalas de la SCAS ha recibido apoyo empírico si se comparan las correlaciones entre sus puntuaciones y otras
pruebas que evalúan ansiedad en general, como el BAI, o síntomas emocionales
como la escala de este nombre del SDQ. Por otra parte, de entre todas las subescalas de la SCAS, las de obsesiones-compulsiones y de ansiedad generalizada
son las que han mostrado una correlación más alta con las dos medidas que se
han podido utilizar sobre tipos concretos de problemas de ansiedad (la CY-BOCS
para las obsesiones-compulsiones y el WAQ para la ansiedad generalizada), lo que
sugiere que, al menos algunas de estas subescalas, poseen un cierto grado de validez convergente.
Por otro lado, al evaluar la validez divergente con pruebas de depresión y otros
problemas distintos de la ansiedad aparecieron correlaciones inferiores a las encontradas para la validez convergente, como era de esperar. A este respecto, cabe
destacar que las correlaciones entre la SCAS y la medida de depresión utilizada, el
CDI-S, han sido menores o similares a las encontradas en publicaciones anteriores
(Hernández et al., 2010; Ishikawa et al., 2009; Muris et al., 2002; Spence, 1998;
Spence et al., 2003). En general, puede afirmarse que la SCAS muestra una adecuada validez divergente, ya que se relaciona poco con variables con las que es de
esperar que mantenga una relación baja.
Hay que añadir, además, que las relaciones encontradas, tanto al calcular la validez convergente como la validez divergente, se mantuvieron al controlar la varianza
explicada por la depresión mediante correlaciones parciales.
Los altos índices de correlación entre las escalas de la SCAS informados por
Godoy, Gavino, Carrillo et al. (2011) y la cuantía de las correlaciones de las distintas subescalas de la SCAS con las otras medidas de ansiedad, incluso con las más
específicas como la CY-BOCS y el WAQ, encontrados en el presente trabajo, apoya
la opinión de que los distintos trastornos de ansiedad en niños y adolescentes,
aunque diferenciables entre sí, poseen una parte importante de varianza común,
como también sugieren los altos índices de comorbilidad observados (87%, según
Romero et al., 2010) y la aparición de un factor de segundo orden que explica en
alto grado los factores de primer orden que representan los trastornos concretos
(Spence, 1997). De hecho, como puede apreciarse en la tabla 2, todas las subescalas de la SCAS presentan un patrón muy semejante de correlaciones con el resto
de variables, arrojando todas ellas valores bastante apreciables con las variables
que aparecen en la primera mitad de dicha tabla (validez convergente) y bastante
menores en la segunda mitad de la tabla (validez divergente).
Fiabilidad y validez de la SCAS
541
La correlación de la puntuación total de la SCAS con la puntuación total
del SDQ es muy semejante a la que mantiene con medidas de ansiedad (BAI,
CY-BOCS, WAQ). Esto podría hacer pensar que la SCAS mide, no problemas
de ansiedad, sino problemas psicopatológicos en general. Esta hipótesis, sin
embargo, se desmiente si se atiende a las correlaciones con las subescalas de la
propia SDQ, puesto que en todos los casos las correlaciones son bastante bajas
excepto (como era de esperar) en el caso de la subescala de síntomas emocionales. Esto indica que la varianza común entre las puntuaciones totales de ambas
pruebas es prácticamente explicada por la subescala de problemas emocionales.
Las modestas correlaciones con depresión (CDI) muestran que la SCAS no evalúa
simplemente estado de ánimo. De la misma forma, que las correlaciones de la
SCAS con otras variables se mantengan cuando se detrae la varianza explicada
por la depresión, muestra que la relación de la SCAS con dichas variables no se
explica simplemente porque tanto la SCAS como las otras pruebas evalúan afectos negativos.
Varias son las limitaciones que presenta este estudio. En primer lugar, la recogida de datos está realizada en una muestra de conveniencia y en personas sin
diagnosticar, lo que impide su generalización, especialmente a muestras clínicas.
En segundo lugar, se utiliza como técnica de recogida de datos el autoinforme.
Aunque emplear diversos informantes es el método ideal para evaluar psicopatología infanto-juvenil, los autoinformes resultan especialmente adecuados, incluso en
niños y adolescentes, para evaluar sintomatología interna, tan frecuente en los problemas de ansiedad (Rapoport et al., 2000). Queda para estudios futuros demostrar
que las características psicométricas de la SCAS aquí informadas se mantienen
cuando se utilizan muestras clínicas.
En general, no obstante, puede afirmarse que los resultados del presente estudio
indican que la versión española de la SCAS de Godoy, Gavino, Carrillo et al. (2011)
es un instrumento razonablemente fiable (en términos de consistencia interna y
estabilidad temporal) y válido (a nivel convergente y divergente) para evaluar problemas específicos de ansiedad en jóvenes sin diagnosticar y que los resultados que
con ella se obtienen son muy semejantes a los encontrados con las versiones de la
prueba en otros idiomas. La posibilidad de evaluar las categorías diagnósticas del
DSM-IV y su reducido número de ítems con respecto a la cantidad de información
que proporciona, hacen de la SCAS una prueba de cribado diagnóstico especialmente atractiva.
La versión oficial de la SCAS, realizada por Mireia Orgilés, puede descargarse
desde la siguiente dirección de Internet: www.scaswebsite.com/index.php?p=1_42.
La versión española de la SCAS de Godoy, Gavino, Carrillo et al. (2011), utilizada en
el presente estudio, es muy semejante, aunque no idéntica, a la de Orgilés.
Referencias
Achenbach, T. M. (1991). Manual for the Youth Self-Report and 1991 profile. Burlington,
VT: University of Vermont.
542
Carrillo, Godoy, Gavino, Nogueira, Quintero y Casado
Antony, M. M., Purdon, C., Swinson, R. P. y Downie, F. (1997). Beck Anxiety Inventory
across the anxiety disorders and individuals from a community sample. Comunicación
presentada en la Annual convention of the Association for Advancement of Behavior
Therapy, Miami, FL, EE.UU.
American Psychiatric Association (2002). DSM-IV-TR. Manual diagnóstico y estadístico de los
trastornos mentales. Barcelona: Masson. (Orig. 2000).
Bados, A., Reinosa, M. y Benedito, N. (2008). ¿Existe una relación específica entre la
ansiedad por separación en la infancia y la aparición posterior de los trastornos de pánico
y agorafobia? Behavioral Psychology/ Psicología Conductual, 16, 181-196.
Beck, A. T., Epstein, N., Brown, G. y Steer, R. A. (1988). An inventory for measuring clinical
anxiety: psychometric properties. Journal of Consulting and Clinical Psychology, 56, 893-897.
Birmaher, B., Brent, D. A., Chiappetta, L., Bridge, J., Monga, S. y Baugher, M. (1999).
Psychometric properties of the screen for child anxiety related emotional disorders
(SCARED): a replication study. Journal of the American Academy of Child and Adolescent
Psychiatry, 38, 1230-1236.
Birmaher, B., Khetarpal, S., Brent, D., Cully, M., Balach, L., Kaufman, J. y Neer, S. M. (1997).
The screen for child anxiety related emotional disorders (SCARED): scale construction and
psychometric characteristics. Journal of the American Academy of Child and Adolescent
Psychiatry, 36, 545-553.
Bodden, D. M., Bögels, S. M. y Muris, P. (2009). The diagnostic utility of the Screen for Child
Anxiety Related Emotional Disorders-71 (SCARED-71). Behaviour Research and Therapy,
47, 418-25.
Chorpita, B. F., Yim, L., Moffitt, C. E., Umemoto, L. A. y Francis, S. E. (2000). Assessment of
symptoms of DSM- IV anxiety and depression in children: a Revised Child Anxiety and
Depression Scale. Behaviour Research and Therapy, 38, 835-855.
Cohen, J. (1988). Statistical power analysis for the behavioral sciences. (2nd ed). Hillsdale,
NJ: LEA.
Costello, E. J., Mustillo, S., Erlanki, A., Keeler, G. y Angold, A. (2003). Prevalence and
development of Psychiatric disorders in childhood and adolescence. Archives of General
Psychiatry, 60, 837-844.Cox, B. J., Clara, I. P., Hills, A. L. y Sareen, J. (2010). Obsessivecompulsive disorder and the underlying structure of anxiety disorders in a nationally
representative sample: confirmatory factor analytic findings from the German Health
Survey. Journal of Anxiety Disorders, 24, 30-33.
del Barrio, M. V., Roa, M. L., Olmedo, M. y Colodrón, F. (2002). Primera adaptación del CDI-S
a población española. Acción Psicológica, 3, 263-272.
Donovan, C. L. y Spence, S. H. (2000). Prevention of childhood anxiety disorders. Clinical
Psychology Review, 24, 509−531.
Dugas, M. J., Freeston, M. H., Lachance, S., Provencher, M. y Ladouceur, R. (1995). The
Worry and Anxiety Questionnaire: initial validation in non‑clinical and clinical samples.
Comunicación presentada en la Reunión Anual de la Association for the Advancement
of Behavior Therapy, Washington, DC, Estados Unidos.
Esbjørn, B. H., Hoeyer, M., Dyrborg, J., Leth, I. y Kendall, P. C. (2010). Prevalence and
co-morbidity among anxiety disorders in a national cohort of psychiatrically referred
children and adolescents. Journal of Anxiety Disorders, 24, 866-72.
Essau, C. A., Muris, P. y Ederer, E. M. (2002). Reliability and validity of the Spence Children’s
Anxiety Scale and the Screen for Child Anxiety Related Emotional Disorders in German
children. Journal of Behavior Therapy and Experimental Psychiatry, 33, 1-18.
Essau, C., Sasagawa, S., Anastassiou-Hadjcharalambous, X., Olalla-Guzmán, B. y Ollendick,
T. H. (2011). Psychometric properties of the Spence Child Anxiety Scale with adolescents
from five European countries. Journal of Anxiety Disorders, 25, 19-27.
Fiabilidad y validez de la SCAS
543
Godoy, A., Gavino, A., Carrillo, F., Cobos, M. P. y Quintero, C. (2011). Composición factorial
de la versión española de la Spence Children Anxiety Scale (SCAS). Psicothema, 23, 289294.
Godoy, A., Gavino, A., Valderrama, L., Quintero, C., Cobos, M. P., Casado, Sosa, M. D. y
Capafons, J. I. (2011). Estructura factorial y fiabilidad de la adaptación española de la
Escala Obsesivo-Compulsiva de Yale-Brown para Niños y Adolescentes en su versión de
autoinforme (CY-BOCS-CR). Psicothema, 23, 330-335.
Goodman, R., Meltzer, H. y Bailey, V. (2003). The Strengths and Difficulties Questionnaire: a
pilot study on the validity of the self-report version. International Review of Psychiatry,
15, 173-177.
Goodman, W. K., Price, L. H., Rasmussen, S. A., Mazure, C., Fleischmann, R. L., Hill, C.L.,
Heninger, G. R. y Charney, S. S. (1989). The Yale-Brown Obsessive Compulsive Scale I.
Development, use, and reliability. Archives of General Psychiatry, 46, 1006-1011.
Hernández, L., Bermúdez, G., Spence, S. H., González, M. J., Martínez, J. I., Aguilar, J. y
Gallegos, J. (2010). Versión en español de la Escala de Ansiedad para Niños de Spence
(SCAS). Revista Latinoamericana de Psicología, 42, 13-24.
Ibáñez, I., González, M., Fernández-Valdés, A., Lopez-Curbelo, M., Rodríguez, M. y García,
C. D. (2000). El Cuestionario de Preocupación y Ansiedad: un instrumento para la
evaluación del trastorno de ansiedad generalizada. Ansiedad y Estrés, 6, 203-221.
Irurtia, M. J., Caballo, V. E. y Ovejero, A. (2009). Trastorno de ansiedad provocado por
sustancias psicoactivas. Behavioral Psychology/Psicología Conductual, 17, 155-168.
Ishikawa, S., Ota, R. y Sakano, Y. (2001). Development of the Japanese version of Spence
Children’s Anxiety Scale. Waseda Journal of Clinical Psychology, 1, 75-84.
Ishikawa, S., Sato, H. y Sasagawa, S. (2009). Anxiety disorder symptoms in Japanese children
and adolescents. Journal of Anxiety Disorders, 23, 104-11.
Keeley, M. y Storch, E. A. (2008). Naturaleza, evaluación y tratamiento del trastorno obsesivo
compulsivo en niños y adolescentes. Behavioral Psychology/Psicología Conductual, 16,
535-551.
Kovacs, M. (1992). Children’s Depression Inventory CDI Manual. Nueva York: Multi-Health
Systems.
March, J. S., Sullivan, K. y Parker, J. (1999). Test-retest reliability of the Multidimensional
Anxiety Scale for Children. Journal of Anxiety Disorders, 13, 349-358.
Markarian, Y., Larson, M. J., Aldea, M. A., Baldwin, S. A., Good, D., Berkeljon, A. Murphy,
T. K., Storch, E. A. y McKay, D. (2010). Multiple pathways to functional impairment in
obsessive-compulsive disorder. Clinical Psychology Review, 30, 78-88.
Muris, P., Merckelbach, H., Ollendick, T. H., King, N. y Bogie, N. (2002). Three traditional
and three new childhood anxiety questionnaires: their reliability and validity in a normal
adolescent sample. Behaviour Research and Therapy, 40, 753-772.
Muris, P., Merckelbach, H., Van Brakel, A. y Mayer, B. (1999). The revised version of the
Screen for Child Anxiety Related Emotional Disorders (SCARED-R): further evidence for
its reliability and validity. Anxiety, Stress, and Coping, 12, 411-425.
Muris, P., Schmidt, H. G. y Merckelbach, H. (2000). Correlations among two self-report
questionnaires for measuring DSM-defined anxiety disorder symptoms in children: the
Screen for Child Anxiety Related Emotional Disorders and the Spence Children’s Anxiety
Scale. Personality and Individual Differences, 28, 333-346.
Nuevo, R. (2005). Sensibilidad y especificidad del Cuestionario de preocupación y ansiedad
para la detección del trastorno de ansiedad generalizada en la edad avanzada. Revista
de Psicopatología y Psicología Clínica, 10, 135-142.
Nunnally, J. C. y Bernstein, I. H. (1994). Psychometric theory (3ª ed.). Nueva York: McGrawHill.
544
Carrillo, Godoy, Gavino, Nogueira, Quintero y Casado
Orgilés, M., Espada, J. P. y Méndez, X. (2008). Avances en el tratamiento de las fobias
específicas en la infancia y la adolescencia. Behavioral Psychology/Psicología Conductual,
16, 481-500.
Raush, L. y Rovella, A. (2009). Variables cognitivas del trastorno de ansiedad generalizada en
adolescentes. Acta Psiquiátrica y Psicológica de America Latina, 55, 102-112.
Rapoport, J. L., Inoff-Germain, G., Weissman, M. M., Greenwald, S., Narrow, W. E., Jensen,
P. S., Lahey, B. B. y Canino, G. (2000). Childhood obsessive-compulsive disorder in
the NIMH MECA study: parent versus child identification of cases. Journal of Anxiety
Disorders, 14, 535-548.
Romero, K., Canals, J., Hernández, C., Jané, M. C., Viñas, F. y Domènech, E. (2010).
Comorbilidad entre los factores de ansiedad del SCARED y la sintomatología depresiva
en niños de 8-12 años. Psicothema, 22, 613-618.
Sadín, B., Valiente, R. M. y Chorot, P. (2009). RCADS: evaluación de los síntomas de los
trastornos de ansiedad y depresión en niños y adolescentes. Revista de Psicopatología y
Psicología Clínica, 14, 193-206.
Sanz, J. y Navarro, M. E. (2003). Propiedades psicométricas de una versión española del
inventario de ansiedad de Beck (BAI) en estudiantes universitarios. Ansiedad y Estrés, 9,
59-84.
Schniering, C. A., Hudson, J. L. y Rapee, R. M. (2000). Issues in the diagnosis and assessment
of anxiety disorders in children and adolescents. Clinical psychology Review, 20, 453-78.
Spence, S. H. (1997). Structure of anxiety symptoms among children: a confirmatory factoranalytic study. Journal of Abnormal Psychology, 106, 280-297.
Spence, S. H. (1998). A measure of anxiety symptoms among children. Behaviour Research
and Therapy, 36, 545-566.
Spence, S. H., Barrett, P. M. y Turner, C. M. (2003). Psychometric properties of the Spence
Children’ s Anxiety Scale with young adolescents. Journal of Anxiety Disorders, 17, 605-625.
Spielberger, C. D., Edwards, C. D., Lushene, R. E., Montuori, J. y Platzek, D. (2001). STAIC.
Cuestionario de autoevaluación ansiedad estado/rasgo en niños. Madrid: TEA.
Steer, R. A., Kumar, G., Ranieri, W. F. y Beck, A. T. (1995). Use of the Beck Anxiety Inventory
with adolescent psychiatric outpatients. Psychological Reports, 76, 459-465.
Storch, E. A., Murphy, T. K., Adkins, J. W., Lewin, A. B., Geffken, G. R., Johns, N. B., Jann,
K. E. y Goodman, W. K. (2006). The Children’s Yale - Brown Obsessive-Compulsive
Scale: psychometric properties of child -and parent- report formats. Journal of Anxiety
Disorders, 20, 1055-1070.
Storch, E. A., Murphy, T. K., Geffken, G. R., Soto, O., Sajid, M., Allen, P., Roberti, J. W.,
Killiani, E. M. y Goodman, W. K. (2004). Psychometric evaluation of the children’s YaleBrown obsessive compulsive scale. Psychiatry Research, 129, 91-98.
Streiner, D. L. (2003). Starting at the beginning: an introduction to coefficient alpha and
internal consistency. Journal of Personality Assessment, 80, 99-103.
Suárez, L. M., Polo, A. J., Chen, C. y Alegría, M. (2009). Prevalencia y correlación del inicio de
los trastornos de ansiedad en la infancia entre blancos latinos y no latinos en los Estados
Unidos. Behavioral Psychology/Psicología Conductual, 17, 89-109.
Tortella, F. M., Balle, M., Servera, B. M. y García, B. G. (2005). Propiedades Psicométricas
de la Adaptación Catalana de la Escala de Ansiedad para Niños/as de Spence (SCAS).
Psicología Conductual, 13, 111-123.
Weems, C. (2008). Developmental trajectories of childhood anxiety: identifying continuity
and change in anxious emotion. Developmental Review, 28, 488-502.
Whiteside, S. P. y Brown, A. M. (2008). Exploring the utility of the Spence Children’s Anxiety
Scales parent- and child-report forms in a North American sample. Journal Of Anxiety
Disorders, 22, 1440-1446.
Fiabilidad y validez de la SCAS
545
Wren, F. J., Berg, E. A., Heiden, L. A., Kinnamon, C. J., Ohlson, L. A., Bridge, J. A. y Birmaher,
B. (2007). Childhood anxiety in a diverse primary care population: parent- child reports,
ethnicity and SCARED factor structure. Journal of the American Academy of Child and
Adolescent Psychiatry, 46, 332-340.
Recibido: 3 de marzo de 2011
Aceptado: 30 de mayo de 2011
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