Psicothema, 2003. Vol. Vol. 15 (nº 4). 673-678

Mª Amparo Martínez Valls, Azucena García Palacios y Cristina Botella

Universidad Jaime I de Castellón

La claustrofobia ha sido objeto de una reconceptualización en los últimos años. Su significado se ha ampliado hasta considerarse un constructo multidimensional, que engloba el miedo a las consecuencias de permanecer en un espacio cerrado, concretamente, miedo a la restricción y a la asfixia. Dentro de este marco teórico, Rachman y Taylor (1993) diseñaron el Cuestionario de Claustrofobia (CLQ), cuya versión más reciente fue realizada por Radomsky, Rachman, Thordarson, McIsaac y Teachman (2001). Los estudios realizados con este cuestionario confirman una estructura bifactorial de la claustrofobia y ofrecen buenos datos de fiabilidad y validez en poblaciones anglosajonas. El presente trabajo ofrece datos psicométricos de este cuestionario en población española universitaria. Los resultados confirman una estructura bifactorial en la claustrofobia, restricción y asfixia, una buena consistencia interna y una alta correlación con otras medidas de ansiedad rasgo, vulnerabilidad a la ansiedad, pánico, agorafobia y otros miedos (STAI, ASI y FQ).

Psychometric properties of the Claustrophobia Questionnaire in Spanish population. The concept of claustrophobia has been reviewed in the last years. Its meaning has changed fron a unidimensional to a multidimensional construct related to the fear about the consequences of being in a closed space, concretely, fear to restriction and suffocation. In this framework, Rachman & Taylor (1993) designed a questionnaire, the Claustrophobia Questionnaire (CLQ), which most recent version was done by Radomsky, Rachman, Thordarson, McIsaac & Teachman (2001). The studies carried out about this measure showed two separate but related factors (restriction and suffocation). The CLQ has showed good psychometric properties in English-speaking populations. The present work offers psychometric characteristics of this questionnaire in a Spanish sample composed by undergraduate students. The findings confirmed a two-factor solution, high internal consistency, and a high correlation with other scales measuring trait anxiety, anxiety sensitivity, panic, agoraphobia, and other phobias (STAI, ASI and FQ).

La definición más frecuente de claustrofobia es «miedo a los espacios cerrados». Las personas que la padecen suelen sentir temor en cualquier situación que implique restricción o confinamiento, como habitaciones pequeñas, túneles, sótanos, ascensores, etc. La claustrofobia se diagnostica como una fobia específica, subtipo situacional según el Manual diagnóstico y estadístico de los trastornos mentales, DSM-IV (APA, 1994).

La definición de claustrofobia como un miedo situacional implica que es un fenómeno unitario en el que el estímulo temido es el propio espacio cerrado (Febbraro y Clum, 1995). Sin embargo, actualmente el concepto de claustrofobia ha sido reconceptualizado. Rachman y Taylor (1993) proponen que las personas que sufren claustrofobia no temen el espacio cerrado en sí, sino lo que puede sucederles en esa situación; estos autores afirman que las principales amenazas que percibe una persona con claustrofobia en un espacio cerrado son la restricción y la asfixia.

Rachman (1997) realiza un análisis de estos conceptos. Para este autor, el miedo a la restricción incluye tanto la restricción de movimientos (no poder moverse) como el confinamiento (no poder salir). Este temor puede ser un miedo residual filogenético, ya que impide la conducta de escape cuando se percibe una amenaza. Por otro lado, el miedo a la asfixia es un temor bastante frecuente incluso en personas que no sufren claustrofobia. Hay tres tipos de situaciones relacionadas con la asfixia: la creencia de que no hay suficiente aire disponible, la creencia de que el acceso al aire está bloqueado y la creencia de que se padece una disfunción psicofisiológica que impide la respiración normal. Estos dos componentes de la claustrofobia, aunque pueden presentarse por separado en personas no claustrofóbicas, suelen darse conjuntamente en las que padecen este trastorno.

Otro aspecto de la claustrofobia lo constituye su relación con el trastorno de pánico y la agorafobia. Diversos autores (Marks, 1991; Rachman y Taylor, 1993; Febbraro y Clum, 1995) han estudiado esta relación. La claustrofobia y el trastorno de pánico son conceptos que tienen algunos componentes comunes, aunque se consideran trastornos diferentes. El miedo a la asfixia, característico de la claustrofobia, implica temor a una sensación corporal, algo que también está muy presente en el trastorno de pánico (Febbraro y Clum, 1995). En la agorafobia se teme lo que pueda ocurrir en determinadas situaciones, y una de estas situaciones pueden ser los espacios cerrados, al igual que en la claustrofobia; además, en los dos trastornos aparecen ataques de pánico, existe una gran preocupación acerca de la ansiedad y los síntomas físicos de arousal y es difícil predecir la respuesta de miedo (Febbraro y Clum, 1995). Öhman (1987) clasificó la claustrofobia y la agorafobia como miedos no comunicativos, ya que en los dos predomina el temor a los estímulos internos. Por otro lado, la claustrofobia y la agorafobia tienen una edad de inicio (Barlow, 1988) y un mecanismo de adquisición similares (Sandín, 1995). Según Barlow (1988), la claustrofobia es equivalente a la agorafobia tanto a nivel descriptivo como funcional, con la diferencia de que la claustrofobia presenta un menor rango de evitación.

En resumen, la claustrofobia ha pasado de conceptualizarse como un miedo específico a los espacios cerrados a considerarse un trastorno mucho más complejo. Actualmente, se considera que la claustrofobia no es el miedo a los espacios cerrados en sí, sino a las consecuencias de permanecer en un espacio cerrado. Este miedo tiene dos componentes diferenciados: miedo a la restricción y miedo a la asfixia. Asimismo, parece ser un concepto muy relacionado con el trastorno de pánico y la agorafobia.

Con respecto a la evaluación de la claustrofobia, Febbraro y Clum (1995) llevan a cabo una revisión en la que se observan dos líneas de trabajo en la medición de este problema, que coinciden con la conceptualización de esta fobia como un constructo unidimensional o multidimensional. Existen tres cuestionarios que evalúan la claustrofobia desde una perspectiva unidimensional: el Claustrophobia Scale (CS; Öst, Johansson y Jerrelmalm, 1981), que ha demostrado tener una alta fiabilidad; el University of British Columbia Fear of Enclosed Spaces Questionnaire (FOESQ; Rachman, 1985a); y el University of British Columbia Fear of Enclosed Spaces Cognitions Questionnaire (Rachman, 1985b). Estos dos cuestionarios no presentan datos sobre fiabilidad.

Con respecto a los cuestionarios que contemplan la claustrofobia desde una perspectiva multidimensional, Febbraro y Clum (1995) proponen dos instrumentos: el Claustrophobia Situations Questionnaire (CSQ) y el Claustrophobia General Cognitions Questionnaire (CGCQ). Ambos cuestionarios presentan una alta consistencia interna. Respecto a la estructura factorial, el CSQ presenta dos factores relacionados con el componente de ansiedad (miedo a la restricción de movimientos y miedo al confinamiento); y dos factores relacionados con el componente de evitación (evitación de multitudes y evitación del confinamiento). Con respecto al cuestionario de cogniciones agorafóbicas (CGCQ) se encontraron tres factores: miedo a perder el control, miedo a la asfixia y miedo a la imposibilidad de escapar.

Otro cuestionario que aborda la claustrofobia desde una perspectiva multidimensional es el Claustrophobia Questionnaire (CLQ) de Rachman y Taylor (1993), instrumento que analizaremos en el presente trabajo. Se ha elegido este cuestionario porque es el que ha sido objeto de un mayor número de estudios empíricos y es el que ofrece mejores propiedades psicométricas. A continuación, resumiremos los estudios realizados sobre este cuestionario.

La primera versión del CLQ, diseñada por Rachman y Taylor (1993), constaba de 36 ítems. Estos autores realizaron un análisis factorial, y, en un primer momento, obtuvieron una estructura de cinco factores, lo que implicaba una gran dificultad de interpretación y un alto solapamiento entre los factores. Por tanto, y siguiendo los criterios de Thurstone (1947) y Cattell (1966), se hizo un segundo análisis donde surgieron dos posibles estructuras: unifactorial o bifactorial. Los autores optaron por la solución bifactorial porque explicaba un porcentaje de la varianza mayor.

Estudios posteriores han ido depurando el cuestionario hasta su versión de 26 ítems. Radomsky, Teachman y Rachman (1997) encontraron que el CLQ era un buen predictor de la ansiedad subjetiva, las sensaciones corporales y los pensamientos de temor en sujetos con fobias específicas sometidos a un test de evitación comportamental en el que los sujetos se enfrentaban a un espacio cerrado.

McIsaac, Thordarson, Shafran, Rachman y Poole (1998) utilizaron el CLQ en un estudio sobre claustrofobia relacionada con el procedimiento de Resonancia Magnética. En esta investigación, las puntuaciones en el CLQ resultaron un buen predictor de la ansiedad subjetiva y la ocurrencia de ataques de pánico sufridos por los sujetos durante la prueba.

El estudio más reciente fue realizado por Radomsky, Rachman, Thordarson, McIsaac y Teachman (2001). Estos autores ofrecen datos normativos del CLQ. Asimismo, en este estudio el cuestionario obtuvo una alta consistencia interna, fiabilidad test-retest y una alta validez predictiva relacionada con un test de evitación comportamental. El CLQ también presentó una alta especificidad con respecto a otras medidas como la depresión medida por el Inventario de Depresión de Beck (BDI, Beck, Rush, Shaw y Emery, 1979), la ansiedad según el Inventario de Ansiedad de Beck (BAI, Beck y Steer, 1990) y la fobia social, medida por el Inventario de Ansiedad y Fobia Social (SPAI, Turner, Beidel, Dancu y Stanley, 1989). Por último, estos autores encontraron una alta correlación entre el CLQ y el Índice de Sensibilidad a la Ansiedad (ASI, Reiss, Peterson, Gursky y Mc Nally, 1986).

Los estudios realizados con el CLQ muestran buenas propiedades psicométricas que apoyan el uso de esta escala como medida de la claustrofobia. Sin embargo, estos estudios se han realizado con poblaciones universitarias y anglosajonas, por lo que sería necesaria la validación del cuestionario en poblaciones de otros países o culturas y en poblaciones más heterogéneas y clínicas.

El presente trabajo constituye una aportación a esta línea de investigación. Nuestro objetivo es realizar un análisis psicométrico preliminar del Cuestionario de Claustrofobia (CLQ) en una población española universitaria.

Método

La muestra se seleccionó entre los estudiantes de distintas titulaciones de la Universitat Jaume I de Castellón. La muestra se compuso de 426 personas. La mayoría, el 77,6%, eran mujeres y el 22,4% hombres. La media de edad era de 21 años, con una desviación típica de 3,02 años y un rango que iba desde los 18 a los 42 años. En cuanto a las carreras universitarias, el 65% estudiaba Psicología, el 13,5% Humanidades, el 10,4% Filología Inglesa y el 11,1% otras (Magisterio, Derecho, Ingenierías, etc.).

Cuestionario de Claustrofobia (Claustrophobia Questionnaire, CLQ; Radomsky et al., 2001). El CLQ consiste en descripciones de 26 situaciones claustrofóbicas. Se pregunta a los participantes acerca del grado en el que se sentirían ansiosos/as en esas situaciones según una escala tipo Likert de 5 alternativas, en la que (0) es «nada ansioso/a» y (4) «extremadamente ansioso/a». El CLQ se compone de dos subescalas: restricción de movimientos, que comprende del ítem 1 al 12, y asfixia, que abarca desde el ítem 13 al 26.

Cuestionario de Miedos (Fear Questionnaire, FQ; Marks y Mathews, 1979). Es un autoinforme diseñado para medir temor agorafóbico, ansiedad social y fobia tipo sangre-inyecciones-daño. La primera parte consiste en 17 ítems, que miden el grado en que la persona evita cada situación en una escala tipo Likert de 9 alternativas, en la que (0) es «no lo evito» y (8) es «siempre lo evito». La segunda parte del cuestionario permite que el sujeto valore la preocupación que le causan ciertos síntomas o pensamientos y el estado actual de sus síntomas fóbicos. La primera parte del FQ ha demostrado tener una alta consistencia interna, además de ser una medida fiable y válida para discriminar entre agorafobia y fobia social (Cox, Swinson y Shaw, 1991). Asimismo, diferentes autores han confirmado que presenta una estructura de tres factores y que es sensible al cambio en pacientes agorafóbicos (Mavissakalian, 1986).

Inventario de Ansiedad Estado-Rasgo (State-Trait Anxiety Inventory, STAI-R; Spielberger, Gorsuch y Lushene, 1970, adaptado para población española por TEA, 1988). En este trabajo se ha utilizado la escala de este cuestionario que mide ansiedad-rasgo. La ansiedad-rasgo se define como una propensión ansiosa relativamente estable por la que difieren los sujetos en su tendencia a percibir las situaciones como amenazantes. Esta escala consta de 20 ítems y se responde en una escala tipo Likert de 4 alternativas, donde (0) es «casi nunca» y (3) es «casi siempre».

Índice de Sensibilidad a la Ansiedad (Anxiety Sensitivity Index, ASI; Peterson y Reiss, 1992; adaptado para población española por Sandín, Chorot y McNally, 1996, 2001). Es un cuestionario que consta de 16 ítems. Se utiliza para medir la sensibilidad a la ansiedad. La sensibilidad a la ansiedad comprende el miedo a las sensaciones relativas a la ansiedad y la creencia de que estas sensaciones son peligrosas. Los participantes deben expresar el grado en el que están de acuerdo con cada uno de los 16 enunciados según una escala Likert de 5 alternativas, en la que (0) es «nada en absoluto» y (4) «muchísimo». Esta escala ha demostrado tener buenas propiedades psicométricas (Sandín et al., 1996, 2001).

En una primera fase se llevó a cabo la traducción y retrotraducción del CLQ. Una de las autoras del trabajo tradujo el cuestionario del inglés al español. Posteriormente, una persona bilingüe con conocimientos en Psicología, ajena a la investigación, llevó a cabo una retrotraducción del español al inglés. El proceso de traducción y retrotraducción fue satisfactorio.

En una segunda fase, los participantes que compusieron la muestra contestaron los cuestionarios CLQ, FQ, STAI-R y ASI. La muestra se consiguió en las clases de distintas titulaciones de la Universitat Jaume I de Castellón, donde, previa autorización del/la profesor/a, la investigadora pedía la colaboración de los alumnos en el estudio, recalcando la naturaleza voluntaria de su participación. En algunos casos, los cuestionarios fueron contestados en ese momento, y, en otros casos, se procedió a su recogida al cabo de unos días.

Resultados

Para analizar la estructura del cuestionario se realizó un análisis factorial de componentes principales con rotación varimax y oblimin. La consistencia interna del cuestionario se calculó a partir del análisis del coeficiente alfa de Cronbach y mediante el método de las dos mitades. Con respecto al componente externo de la validez, se realizaron correlaciones bivariadas Pearson entre el CLQ y otras medidas relacionadas con la ansiedad-rasgo, la sensibilidad a la ansiedad, la agorafobia y otras fobias.

Se realizó un primer análisis factorial utilizando el método de extracción de componentes principales con rotación varimax. El análisis factorial reveló seis factores con autovalores por encima de uno. Sin embargo, el test de Cattell (Scree test, 1966) para las magnitudes de los autovalores sugirió que podían ser extraídos dos factores. Estos dos factores explicarían el 36,9% de la varianza de la respuesta al test. De hecho, el factor 1 explicaría el 28,05% de la varianza y el 2 explicaría el 8,86%.

Estos datos, junto con los resultados obtenidos por los autores del cuestionario (Rachman y Taylor, 1993; McIsaac et al., 1998; y Radomsky et al., 2001) y el hecho de que las dos subescalas estaban altamente correlacionadas, nos llevaron a la realización de un segundo análisis factorial con rotación oblimin que confirmara esta estructura.

En la Tabla 1 se puede observar la saturación de cada ítem en cada uno de los dos factores. Los criterios utilizados para definir los factores fueron, por un lado, que la saturación de los ítems fuera mayor que 0.30 (Gorsuch, 1983). Por otro lado, como el objetivo era identificar distintas subescalas, si un ítem saturaba por encima de 0.30 en ambos factores se consideró que contribuía al factor en el que la saturación era mayor, siempre que la diferencia entre las saturaciones del ítem en los dos factores fuera mayor que 0.10. Si no lo era, se proponía eliminar el ítem. Estos criterios han sido utilizados en distintos estudios (p.ej., Morrison, Wells y Northard, 2000; Safren, Turk y Heimberg, 1998).

Los resultados fueron similares a los obtenidos por Rachman y Taylor (1993) y Radomsky et al. (2001). El primer factor se podría denominar factor de Asfixia y el segundo factor de Restricción. Al observar la Tabla 1 se puede ver que existen muchos ítems que saturan en los dos factores. Teniendo en cuenta que las saturaciones son mayores en un factor que en otro y que la diferencia entre ellas es mayor que 0.10 (excepto en los ítems 8, 9 y 11), éstos se distribuirían de la siguiente forma: el factor 1 incluiría los ítems 12, 13, 14, 15, 16, 17, 18, 19, 20, 21, 22, 23, 24, 25 y 26; y el factor 2 estaría conformado por los ítems 1, 2, 3, 4, 5, 6, 7 y 10.

Atendiendo a esta nueva distribución, y siguiendo los criterios planteados, los ítems 8, 9 y 11, que en la escala original se incluyen en el factor de restricción, serían eliminados. Por otro lado, el ítem 12, que en el cuestionario original se incluía en la escala de restricción, en nuestro análisis satura en el factor de asfixia pero no en el de restricción.

La consistencia interna del cuestionario se midió utilizando dos métodos diferentes: el coeficiente alfa de Cronbach, que proporcionó un índice de 0.88; y la correlación entre las dos mitades del cuestionario, cuyo resultado fue 0.77. Asimismo, se analizó la consistencia interna de cada subescala (restricción y asfixia) mediante el coeficiente alfa de Cronbach y la correlación dos mitades. La consistencia interna de la subescala de restricción calculada mediante el alfa de Cronbach fue 0.84, y mediante la correlación dos mitades resultó 0.77. La consistencia de la subescala de asfixia fue 0.83, obtenida mediante el coeficiente alfa, y la correlación dos mitades resultó de 0.74. Por otro lado, para analizar la relación entre las dos subescalas se realizó una correlación de Pearson entre ambas. La correlación obtenida fue 0.49, que resultó significativa al nivel de 0.01.

Con el fin de determinar si el cuestionario CLQ estaba relacionado con otras medidas que pueden estar asociadas a la claustrofobia, se realizaron correlaciones de Pearson bivariadas entre el cuestionario y una medida de ansiedad general (STAI), una medida de vulnerabilidad a la ansiedad, muy relacionada con pánico y agorafobia (ASI) y un cuestionario que mide distintos miedos, como son la agorafobia, la fobia social y el miedo a la sangre (FQ) y que se ha considerado como uno de los cuestionarios de elección para evaluar los síntomas fóbicos del trastorno de pánico/agorafobia (Shear y Maser, 1994).

El cuestionario CLQ correlacionó positivamente y de forma significativa (p<0.01) con todas las medidas propuestas. La correlación de las puntuaciones entre el CLQ y el ASI fue 0.37; con el STAI-R se obtuvo una correlación de 0.36. En cuanto a las diferentes subescalas del FQ, la correlación entre el CLQ y la subescala de agorafobia fue de 0.33, en la subescalada de fobia social se obtuvo una correlación de 0.32, con la subescala de fobia a la sangre la correlación fue de 0.24 y la correlación obtenida con la subescala de preocupación fue de 0.34.

Discusión

El objetivo de este trabajo fue realizar un estudio preliminar sobre las propiedades psicométricas en población española del Cuestionario de Claustrofobia (CLQ). Este trabajo constituye también una aportación a una línea de investigación relevante en el ámbito de la Psicología Clínica, la validación de instrumentos de medida que permitan evaluar con mayor rigor distintos aspectos clínicos (p.ej., Bobes et al., 2000; Méndez, Inglés e Hidalgo, 1999; Quiles, Ortigosa, Méndez y Pedroche, 1999).

Los resultados de nuestro estudio en cuanto a la estructura factorial del cuestionario sugieren dos factores que coinciden en su mayoría con los encontrados por Rachman y Taylor (1993) y por Radomsky et al. (2001). El primero de ellos explica el 28,05% de la varianza y podría denominarse «factor de asfixia». El segundo factor explica el 8,86% de la varianza y podría denominarse «factor de restricción». En principio, se observa que la mayoría de los ítems satura en los dos factores, lo cual resulta coherente, dada la alta correlación encontrada entre las dos subescalas. Sin embargo, también en la mayoría de los ítems vemos que esa saturación es mayor en un factor que en otro. En el caso de los ítems 8, 9 y 11 la diferencia de saturación es mínima, por lo que estaría indicado eliminarlos. En el cuestionario original estos ítems están incluidos en el factor de restricción. Asimismo, el ítem 12, que en el estudio de Radomsky et al. (2001) se incluía en el factor de restricción, en este caso satura en el factor de asfixia, y, además, la consistencia interna de esta subescala aumenta, aunque ligeramente, al introducir este cambio. El hecho de que la subescala de asfixia contenga un número mayor de ítems que la del cuestionario original podría explicarse por diferencias entre distintas poblaciones (canadiense y española). Por otro lado, y considerando que las fobias son trastornos de incidencia universal, es posible que estos resultados reflejen que la asfixia es el factor principal en la claustrofobia. El propio Rachman (1997) afirma que la restricción puede percibirse como una amenaza de asfixia. Nuestros datos apoyan esta idea.

Nuestros datos sugieren un cuestionario de claustrofobia de 23 ítems con dos subescalas, una de restricción que contaría con 8 ítems (del 1 al 7 y el 10 del cuestionario original), y una subescala de asfixia que comprendería 15 ítems (del 12 al 26). Sin embargo, todavía es pronto para realizar estos cambios en el cuestionario original. Serían necesarios más estudios para confirmar estos resultados.

Los datos obtenidos confirman que la consistencia interna del cuestionario global es alta. Además, cuando se divide el cuestionario en las dos subescalas propuestas, la escala de restricción y la escala de asfixia, también encontramos una alta consistencia en cada una de las subescalas. Es decir, podemos concluir que el cuestionario, tanto globalmente como en cada una de sus escalas, presenta una alta homogeneidad de sus ítems.

Respecto a la relación del CLQ con otras medidas, este cuestionario correlaciona de forma positiva y significativa con una medida de ansiedad-rasgo (el STAI-R), con la sensibilidad a la ansiedad (ASI) y con las diferentes escalas que comprende el cuestionario de miedos (FQ).

El STAI-R evalúa ansiedad rasgo, que se caracteriza como una predisposición a percibir las situaciones como amenazantes. La claustrofobia también nos indica una predisposición a valorar un tipo de situaciones, los espacios cerrados, como amenazantes, por lo que no es de extrañar que ambos cuestionarios correlacionen. Por otro lado, la característica esencial de la claustrofobia es el miedo, y las personas con mayor grado de ansiedad-rasgo son más vulnerables a la posibilidad de padecer miedos. Nuestros datos están en la línea de los encontrados por otros autores, que encuentran una relación significativa y positiva entre el STAI y cuestionarios relacionados con los trastornos de ansiedad (p.ej., Oei, Evans y Crook, 1990).

La sensibilidad a la ansiedad, medida por el ASI, indica una tendencia a responder con miedo ante los síntomas de ansiedad. El ASI puede considerarse, por un lado, una medida de vulnerabilidad a la ansiedad y, como en el caso del STAI, es coherente pensar que la claustrofobia esté relacionada con ser más vulnerable a padecer problemas de ansiedad. Por otro lado, el ASI constituye una medida fundamental del trastorno de pánico. Como se vio en la introducción, la claustrofobia parece estar muy relacionada con el pánico y la agorafobia (Barlow, 1988; Marks, 1991; Rachman y Taylor, 1993; Febbraro y Clum, 1995). Una de las características comunes es el miedo a los síntomas de ansiedad. La nueva conceptualización de la claustrofobia indica un temor a las consecuencias de síntomas físicos de ansiedad como, por ejemplo, la falta de aire (asfixia). La correlación encontrada entre el ASI y el CLQ apoyan esta idea y coincide con los resultados obtenidos en este mismo sentido por Radomsky et al. (2001).

Disponemos de otros datos que parecen apoyar la relación entre la claustrofobia y el pánico/agorafobia. Las puntuaciones del cuestionario de claustrofobia también aparecen muy relacionadas con la subescala de agorafobia del cuestionario de miedos (FQ). La subescala de agorafobia del FQ se considera una buena medida de la agorafobia (Shear y Maser, 1994). Por otro lado, también hemos encontrado correlaciones positivas y significativas entre el CLQ y las escalas de fobia social, fobia a la sangre y preocupación del FQ. La subescala de preocupación hace referencia a la sensibilidad del sujeto ante ciertos síntomas afectivos y cognitivos. Por tanto, esto es un dato más que nos confirma la relación entre un factor de vulnerabilidad emocional y la claustrofobia.

El hecho de que hayamos encontrado una correlación positiva entre claustrofobia y otras fobias, como son la fobia social y la fobia a la sangre está en contradicción con los datos obtenidos en el estudio de Radomsky et al. (2001), que no hallaron correlaciones significativas entre las puntuaciones del CLQ y la fobia social medida por el SPAI y la ansiedad experimentada al exponerse a una serpiente y a las alturas. Estos datos también cuestionan la relación conceptual entre la claustrofobia y la agorafobia que antes comentábamos, ya que lo esperable habría sido encontrar correlaciones mayores entre el CLQ y el ASI o la escala de agorafobia del FQ que con las escalas que miden otras fobias. Nuestros datos hacen pensar en los datos de comorbilidad entre las diferentes fobias. La literatura indica que las fobias específicas presentan una gran comorbilidad con otras fobias (Magee, Eaton, Wittchen, McGonagle y Kessler, 1996; Antony y Swinson, 2000). Desde una perspectiva teórica, esto lleva a la pregunta de si realmente la claustrofobia está más relacionada con la agorafobia que con otras fobias, ya que podría ser simplemente una relación de comorbilidad. Sin embargo, el hecho de que hayamos encontrado una relación entre la claustrofobia y los síntomas fóbicos propios del trastorno de pánico (agorafobia del FQ), pero también una relación con la sensibilidad a la ansiedad, que es un factor de predisposición para padecer trastorno de pánico/agorafobia, nos indica que es posible que exista una relación conceptual entre el pánico/agorafobia y la claustrofobia.

Por otro lado, la discordancia encontrada entre nuestros datos y los de Radomsky et al. (2001) respecto a la relación entre la claustrofobia y la fobia social podría ser debida a la diferencia entre la escala de fobia social del FQ y el SPAI. El SPAI es un cuestionario que recoge de forma más exhaustiva las características de la ansiedad social. En cuanto a las diferencias entre la claustrofobia y otras fobias específicas, las medidas utilizadas por estos autores y las utilizadas en nuestro estudio son distintas. Ellos utilizaron la respuesta a un test conductual y nosotros hemos utilizado un cuestionario, el FQ. Creemos que serían necesarios más estudios, sobre todo con poblaciones clínicas, para aclarar estos resultados contradictorios.

Nos gustaría señalar que este trabajo presenta la limitación de que la muestra utilizada es universitaria, por lo que sería conveniente realizar una validación del cuestionario con muestras más representativas de la población general. Ahora bien, como ya hemos comentado, los estudios que se han realizado hasta el momento con el CLQ, mencionados anteriormente, han utilizado también muestras de estudiantes. La aportación de nuestro estudio estriba en ofrecer datos psicométricos en una muestra de la población española, lo que puede constituir un primer paso para la validación de este cuestionario y su utilización en marcos clínicos y de investigación en nuestro país. Para conseguir este objetivo sería necesaria la realización de estudios de validación en muestras más representativas de la población española y trabajos en la misma línea utilizando poblaciones clínicas.

En resumen, el presente trabajo, desde la perspectiva de un estudio preliminar, indica que el cuestionario CLQ, en su versión española, presenta unas buenas cualidades psicométricas. Por otro lado, nuestros datos apoyan los resultados y la perspectiva teórica de Rachman sobre la estructura bifactorial del cuestionario y sobre la importancia del temor a las consecuencias de lo que ocurra en un espacio cerrado, más que al espacio cerrado en sí, en la conceptualización de la claustrofobia. Respecto a la relación entre la restricción y la asfixia, nuestros datos apoyan la idea de Rachman, que ya hemos comentado, sobre la mayor importancia del factor de asfixia que el de restricción en la claustrofobia. Este dato, es decir, la importancia del miedo a la asfixia en la claustrofobia, apoya también la idea de que existe una relación importante entre el trastorno de pánico y la agorafobia y la claustrofobia. Las correlaciones encontradas entre el CLQ y cuestionarios que miden aspectos importantes del trastorno de pánico y la agorafobia apoyan también esta idea. Sin embargo, no podemos afirmar que estos resultados sean concluyentes, ya que nuestros datos indican que la claustrofobia parece estar también altamente relacionada con la ansiedad rasgo y con otros miedos.

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