SCALA ANSIEDAD

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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/Psicología Conductual · January 2012
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Antonio Godoy Avila
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Yolanda Casado
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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 pun-
tuación 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, inclu-
yendo 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: godoy@uma.es
PC
Resaltado
PC
Nota adhesiva
estudiantes españoles de 9 a 17 años.
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 concien-
cia 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 entrevistado-
res bien formados y mucho tiempo para su administración. En comparación con las 
entrevistas, loscuestionarios e inventarios permiten evaluar experiencias emocio-
nales 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 clasifica-
ción realizada por Muris, Merckelbach, Ollendick, King y Bogie (2002) pueden divi-
dirse 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 répli-
cas 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 
531Fiabilidad y validez de la SCAS
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 obse-
sivo 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 específi-
cas 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 resul-
tados 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 ado-
lescentes, algunas de ellas adaptadas a nuestro medio. Sin embargo, estas otras 
pruebas o bien poseen un objetivo concreto distinto de la prueba que estudia-
mos 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 tras-
torno 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 pobla-
ciones 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 poblacio-
nes 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-ago-
rafobia 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 anterior-
mente citados (entre 0,64, para obsesiones-compulsiones y 0,86, para la puntua-
ción total).
La SCAS ha mostrado poseer buena validez convergente, presentando su pun-
tuación total correlaciones entre 0,70 y 0,80 con varias pruebas de ansiedad gene-
ral, 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 comportamientosinteriorizados (r= 0,92) y con la escala de ansie-
dad/ 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 
533Fiabilidad y validez de la SCAS
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 epidemio-
lógicos” (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 sustancial-
mente 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 mues-
tran 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 fiabili-
dad 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 contie-
nen 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 estó-
mago” 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 ‘ele-
vadores’” 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 pri-
maria, 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 vali-
dez 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 y Navarro (2003). Es un inventa-Sanz y Navarro (2003). Es un inventa-
rio 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 discrimi-
nante adecuadas (Ibáñez et al., 2000). Aunque el WAQ también es consi-
derado 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).
535Fiabilidad y validez de la SCAS
·	 “Cuestionario de fortalezas y dificultades” (Strengths and Difficulties 
Questionnaire, SDQ; Goodman, Meltzer y Bailey, 2003). La prueba está consti-
tuida 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 compa-
ñeros 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 Inventory-
short, 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 con-
ductuales 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 cen-
tro 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.
PC
Resaltado
PC
Nota adhesiva
y/o de la compulsión
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 pro-
porcionada 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 intra-
clase (CIC) de todas las escalas de la SCAS, incluida la puntuación total, fueron lige-
ramente 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.
PC
Resaltado
consistencia
537Fiabilidad y validez de la SCAS
La validez convergente fue examinada mediante la correlación de las puntua-
ciones 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 corre-
laciona la puntuación total del CY-BOCS es, como se esperaba, la de Obsesiones-
Compulsiones (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 puntuacio-
nes de la SCAS con otras pruebas que evalúan variables distintas de la ansiedad: 
depresión (CDI), problemas de conducta, hiperactividad y problemas con los com-
pañeros (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 
Tabla 1
Fiabilidad de la “Escala de ansiedad para niños, de Spence” (SCAS)
Subescalas de la 
SCAS
α 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
Obsesiones-
compulsiones
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
Nota: *Todas las t son estadísticamente significativas con p= 0,05.
538 carrillo, Godoy, Gavino, noGueira, Quintero y casado
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 correla-
ciones 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 
Tabla 2
Correlaciones de la “Escala de ansiedad para niños, de Spence” (SCAS) con otras 
medidas
Escalas 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
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 estadística-
mente significativas con p= 0,01, excepto la de la escala Pánico-agorafobia con conducta prosocial del 
SDQ, que no es estadísticamente significativa.
539Fiabilidad y validez de la SCAS
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 (α= 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 atri-
buirse 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 frecuen-
cia 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 índi-
ces 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; 
PC
Resaltado
pueden
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-trata-
miento 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 reci-
bido 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 sub-
escalas 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 vali-
dez 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 encon-
tradas 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 ade-
cuada 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 vali-
dez 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 distin-
tas 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 enniños 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 subes-
calas 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). 
541Fiabilidad y validez de la SCAS
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 emociona-
les. 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 afec-
tos negativos.
Varias son las limitaciones que presenta este estudio. En primer lugar, la reco-
gida 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 psicopatolo-
gía infanto-juvenil, los autoinformes resultan especialmente adecuados, incluso en 
niños y adolescentes, para evaluar sintomatología interna, tan frecuente en los pro-
blemas 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 pro-
blemas 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 especial-
mente 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.
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recibido: 3 de marzo de 2011
acePtado: 30 de mayo de 2011
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