Introducción

El trastorno de ansiedad social (TAS) o fobia social está caracterizado por una ansiedad intensa y persistente en una o más situaciones sociales en las que el individuo está expuesto. En muchos casos, las personas con TAS evitan esta clase de situaciones, lo que hace que el trastorno suela ir acompañado de problemas en el aspecto social (American Psychiatric Association, 2013).

El TAS se encuentra entre los trastornos de ansiedad más frecuentes (Bandelow y Michaelis, 2015), con menor probabilidad de recuperación en ausencia de tratamiento (Bruce et al., 2005) y representa un problema de salud pública en países de Latinoamérica, Norteamérica, África, Europa y Oceanía (Stein et al., 2017), así como en China (Guo et al., 2016) y Japón (Sado et al., 2013). Asimismo, ha sido asociado con una mayor tendencia a presentar síntomas depresivos (Ratnani et al., 2017; Stein et al., 2001), baja autoestima (Maldonado et al., 2013), bajas habilidades sociales (Caballo, Salazar, Irurtia, Olivares y Olivares, 2014) y ausentismo laboral (Alonso et al., 2004).

Pese a su alta prevalencia, el trastorno es raramente diagnosticado (Filho et al., 2010), ya que los síntomas pueden llegar a confundirse con características personales. Por esta razón, son necesarios instrumentos que puedan ayudar en su detección y diagnóstico. La Escala de Ansiedad Social de Liebowitz (LSAS) es el primer instrumento psicométrico desarrollado específicamente para la evaluación de este trastorno (Liebowitz, 1987), y se convirtió rápidamente en uno de los más empleados. Cabe resaltar que la escala fue inicialmente propuesta como una entrevista clínica, aunque posteriormente fue considerado su uso como autoinforme (Baker, Heinrichs, Kim y Hofmann, 2002; Fresco et al., 2001).

Las propiedades psicométricas de la LSAS han sido analizadas y se ha encontrado una excelente consistencia interna y validez convergente (Heimberg et al., 1999), así como una buena confiabilidad test-retest (Baker et al., 2002). En cuanto a la validez discriminante del instrumento, diversos estudios han mostrado que sujetos con TAS presentan puntajes significativamente mayores que quienes no tienen el trastorno (Bobes, Badía, García y Dal-Ré, 1999; Heimberg et al., 1999; Heimberg y Holaway, 2007; Oakman, Van Ameringen, Mancini y Farvolden, 2002). Asimismo, la LSAS ha sido utilizada para establecer la validez convergente de otros instrumentos tales como el Social Phobia Inventory (SPIN) (Connor et al., 2000), la Social Interaction Anxiety Scale (SIAS) y la Social Phobia Scale (SPS) (De Beurs, Tielen y Wollmann, 2014), así como el Cuestionario de Ansiedad Social para Adultos (CASO) (Salazar, Caballo y Arias, 2016).

No obstante, uno de los puntos más controvertidos en los estudios psicométricos del instrumento es lo que respecta a su estructura factorial. Distintas investigaciones han encontrado una cantidad diferente de factores: tres (Levin, Marom, Gur, Wechter y Hermesh, 2002), cuatro (Bobes et al., 1999; Safren et al., 1999; Sugawara et al., 2012), cinco (Caballo, Salazar, Arias, Hofmann y Curtiss, 2019; Baker et al., 2002; Terra et al., 2006) e incluso seis (Stein, Kasper, Andersen, Nil y Lader, 2004). Estos resultados contradictorios pueden deberse a las diferencias culturales de las muestras empleadas, ya que los síntomas del TAS pueden verse influenciados por el contexto cultural (Hofmann, Asnaani y Hinton, 2010).

Por estas razones, se hace necesario evaluar las propiedades psicométricas de la LSAS en un contexto peruano. El objetivo del presente estudio es determinar la estructura factorial que mantenga un mejor ajuste considerando factores propuestos por distintos autores. Asimismo, analizar la consistencia interna del instrumento.

Método

Participantes

La muestra consistió en 549 estudiantes de pregrado reclutados en 11 facultades distintas de una universidad estatal peruana. El total estuvo conformado por 261 mujeres (47,5 %) y 288 varones (52,5 %), con edades que van entre 16 y 43 años (M = 21,29;
DE = 5,23). Se utilizó un muestreo accidental, ya que la investigación se conformó por los sujetos disponibles a los que se tuvo acceso (Kerlinger y Lee, 2002). Todos los participantes dieron previamente su consentimiento informado para el estudio.

Instrumento

La Escala de Ansiedad Social de Liebowitz (LSAS) es un instrumento que cuenta con 24 ítems referidos a miedo/ansiedad y evitación en situaciones que suelen ser problemáticas para pacientes con fobia social. Cada uno de los ítems evalúa ambas variables. Los evaluados miden su miedo/ansiedad en una escala de Likert de 4 grados que varía de 0 (ninguna ansiedad) a 3 (bastante ansiedad). Asimismo, evalúan su grado de evitación en una escala de Likert de 4 grados que varía de 0 (ninguna evitación) a 3 (usualmente lo evito). El puntaje total se obtiene al sumar el puntaje de las dos subescalas. En cuanto a las propiedades psicométricas de la versión en español, se encontró una estructura de cuatro factores (González et al., 1998) como también de cinco (Caballo, Salazar, Irurtia, Arias y Nobre-Sandoval, 2013). En el presente estudio se utilizó una versión adaptada al contexto peruano de la LSAS, en la que se halló una excelente consistencia interna mediante el coeficiente alfa de .94 para la escala de ansiedad y de .92 para la escala de evitación (Franco-Jimenez y Pérez, 2018).

Procedimiento

Los individuos que participaron en el estudio lo hicieron de forma anónima y voluntaria, después de firmar un consentimiento informado. Asimismo, se les indicó que los datos recolectados serían usados para fines estrictamente académicos.

La escala fue administrada de manera colectiva en las aulas de clase por un grupo de estudiantes de psicología capacitados previamente, en un único encuentro con cada sujeto y con una duración aproximada de 30 minutos.

Resultados

El análisis psicométrico fue realizado mediante el lenguaje y programa de análisis estadístico R, específicamente, el paquete Lavaan. Se empleó el análisis factorial confirmatorio (AFC), el cual es una técnica estadística multivariada que permite determinar el ajuste entre una estructura factorial propuesta y los datos recolectados. Los modelos analizados en el estudio fueron los de dos, tres (Levin et al., 2002), cuatro (Safren et al., 1999) y cinco factores correlacionados (Caballo et al., 2019). El método de estimación usado fue el de los mínimos cuadrados ponderados con media y varianza ajustada (WLSMV). Los índices de ajuste seleccionados para la interpretación del modelo factorial fueron el índice de aproximación de la raíz de cuadrados medios del error (RMSEA), raíz cuadrada de la media de residuos al cuadrado (SRMR), índice de ajuste comparativo (CFI), índice de Tucker-Lewis (TLI), además del chi cuadrado (χ²). Se consideraron como adecuados valores del RMSEA ≤ .06, CFI/TLI ≥ .90 y SRMR ≤ .10 (Hu y Bentler, 1999; Mehmetoglu y Jakobsen, 2016).

En la tabla 1, se observa la matriz de correlaciones policóricas del instrumento, donde el ítem 13, “orinar en servicios públicos”, presenta correlaciones menores a .30 con los demás ítems de la LSAS, incluidos aquellos con quienes suele compartir el mismo factor en distintos modelos, tales como el ítem 22, el ítem 24 (Baker et al., 2002; Caballo et al., 2019; Stein et al., 2004) y el ítem 1 (Baker et al., 2002; Safren et al., 1999).

La tabla 2 muestra el resultado del AFC en la escala de ansiedad evidenciándose un ajuste adecuado en todos los modelos, aunque destaca la estructura de cinco factores de Caballo et al. (2019), χ²(160, N = 549) = 319.43, p < .001, CFI = .991, RMSEA = .043,
TLI = .990, SRMR = .051. Cabe resaltar que estos cinco factores son similares a los propuestos por Baker et al. (2002) y por Stein et al. (2004), por lo que se procedió a analizar sus propiedades.

Tabla 2
Índices de ajuste de seis modelos de la Escala de Ansiedad Social de Liebowitz (N = 549)

Modelos	χ²	gl	p	RMSEA [90 % IC]	CFI	TLI	SRMR
6 factores: Stein et al.	517.27	327.00	< .001	.046 [.041-.052]	.989	.988	.055
5 factores: Caballo et al.	319.43	160.00	< .001	.043 [.036-.049]	.991	.990	.051
5 factores: Baker et al.	451.99	199.00	< .001	.048 [.042-.054]	.989	.987	.055
4 factores Safren et al.	377.77	146.00	< .001	.054 [.047-.061]	.985	.983	.059
3 factores: Levin et al.	605.07	249.00	< .001	.051 [.046-.056]	.987	.985	.058
2 factores: interacciones sociales y desempeño	690.82	251.00	< .001	.057 [.052-.062]	.983	.982	.060

Elaboración propia

En la tabla 3 se observan las cargas factoriales del modelo considerado, las cuales se encuentran entre .49 y .82, demostrando ser adecuadas, a excepción del ítem 13 que presenta una carga factorial de .29.

Tabla 3
Cargas factoriales de la solución estandarizada del análisis factorial confirmatorio del modelo de cinco factores de Caballo et al. (2019)

Ítem	F1	F2	F3	F4	F5
5. Hablar con personas que tienen autoridad	.64
6. Actuar, hacer una representación o dar una charla ante un público	.65
15. Ser el centro de la atención	.73
16. Intervenir en una reunión	.66
20. Exponer un informe ante un grupo	.71
2. Participar en grupos pequeños		.55
3. Comer en lugares públicos		.61
4. Beber con otras personas en lugares públicos		.49
7. Ir a una fiesta		.68
13. Orinar en servicios públicos			.29
21. Intentar conquistar a alguien			.61
22. Devolver una compra a una tienda			.61
24. Resistir a la presión de un vendedor insistente			.61
8. Trabajar mientras le están observando				.82
9. Escribir mientras le están observando				.75
10. Llamar por teléfono a alguien que no conoce demasiado					.62
11. Hablar con personas que usted no conoce demasiado					.65
12. Conocer gente nueva					.68
19. Mirar a los ojos a alguien que usted no conoce demasiado					.60
23. Dar una fiesta					.64

Elaboración propia

Por otro lado, se muestra en la tabla 4 que las correlaciones entre los cinco factores propuestos por Caballo et al. (2019) en la escala de ansiedad fueron moderadas, variando entre .67 a .88.

Tabla 4
Correlación entre los cinco factores de la Escala de Ansiedad Social de Liebowitz

Factores	1	2	3	4	5
1. Hablar en público	-
2. Comer/beber delante de los demás	.82	-
3. Comportamientos asertivos	.72	.78	-
4. Trabajar/escribir delante de otras personas	.73	.67	.70	-
5. Interactuar con extraños	.79	.74	.88	.67	-

Elaboración propia

Se utilizó el coeficiente omega (McDonald, 1999) con el objetivo de evaluar la consistencia interna del instrumento. En relación con los cinco factores propuestos por Caballo et al. (2019), los valores fueron moderados, pues se obtuvieron coeficientes de entre .81 a .62.

Discusión

El objetivo del estudio fue analizar la estructura factorial de la LSAS en una muestra de 549 universitarios peruanos mediante el análisis factorial confirmatorio considerando los modelos de Caballo et al. (2019), Safren et al. (1999), Levin et al. (2002), Baker et al. (2002), Stein et al. (2004) y el planteamiento original de dos factores: interacciones sociales y desempeño (Liebowitz, 1987). Asimismo, determinar la consistencia interna del instrumento mediante el coeficiente omega.

Al emplearse el AFC, todos los modelos evaluados demostraron adecuados índices de ajuste, aunque destacó el modelo de cinco factores propuesto por Caballo et al. (2019), el cual incluye los factores también planteados en estudios previos tales como hablar en público (Safren et al., 1999; Oakman et al., 2002), comer/beber delante de otras personas (Safren et al., 1999; Stein et al., 2004; Oakman et al., 2002; Terra et al., 2006; Baker et al., 2002), conductas asertivas (Stein et al., 2004; Baker et al., 2002), trabajar/escribir mientras se es observado (Safren et al., 1999; Stein et al., 2004; Oakman et al., 2002; Baker et al., 2002) e interacciones con desconocidos (Safren et al., 1999, Oakman et al., 2002). Al evaluar la consistencia interna de los cinco factores mediante el coeficiente omega, se encontraron valores moderados.

Por otro lado, al analizar la matriz de correlaciones policóricas, se observa correlaciones bajas entre el ítem 13, “orinar en servicios públicos”, y los otros ítems ubicados en el mismo factor. Además, presenta una baja carga factorial, lo que da soporte a la idea propuesta por Caballo et al. (2019) de que este ítem puede no contribuir a la estructura factorial de la LSAS.

Cabe resaltar que en el modelo factorial de Caballo et al. (2019) solamente dos ítems se encuentran ubicados en el factor “trabajar/escribir mientras se es observado”. Resultados similares han sido obtenidos en los modelos de Baker et al. (2002) y Stein et al. (2004), quienes encuentran solo tres ítems en tal factor. Es posible que la LSAS se beneficie de una mayor cantidad de ítems dirigidos a evaluar el temor a ser observado, al ser una dimensión importante en el TAS (Heimberg, Mueller, Holt, Hope y Liebowitz, 1992).

Los resultados deben analizarse en el marco de ciertas limitaciones, por lo que no pueden considerarse definitivos. En primer lugar, el estudio estuvo conformado exclusivamente por una muestra de estudiantes universitarios, de modo que debería tenerse precaución al considerar generalizar los resultados a otros grupos socioculturales. Asimismo, se debe realizar investigaciones futuras en grupos de diferentes regiones del Perú. En segundo lugar, una limitación en el uso de autoinformes es la posibilidad de que existan sesgos en las respuestas de los sujetos debido a factores como deseabilidad social.

En resumen, los resultados proporcionan evidencia de que la LSAS presenta una estructura de cinco factores, tal como fue propuesto por Caballo et al. (2019), y demuestra adecuadas propiedades psicométricas en universitarios peruanos.

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