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 Nada de lo psicológico nos es ajeno
III Congreso Nacional de Psicología - Oviedo 2017
Universidad de Oviedo

 

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ARTÍCULO SELECCIONADO

Psicothema

ISSN EDICIÓN EN PAPEL: 0214-9915

1999. Vol. 11, nº 1, pp. 65-74
Copyright © 2014


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PROPIEDADES PSICOMÉTRICAS DEL CUESTIONARIO DE CONFIANZA PARA HABLAR EN PÚBLICO: ESTUDIO CON UNA MUESTRA DE ALUMNOS DE ENSEÑANZAS MEDIAS

 

Francisco Xavier Méndez Carrillo, Cándido José Inglés Saura y María Dolores Hidalgo Montesinos

Universidad de Murcia

Este estudio analizó la fiabilidad (coeficiente alpha) y la validez de constructo del Cuestionario de Confianza para Hablar en Público (Bados, 1986, 1991), en una muestra representativa de 799 estudiantes del Curso de Orientación Universitaria (COU) y del primer curso de Formación Profesional de Segundo Grado (1° FP2). La consistencia interna fue alta (0,906). Usando un análisis factorial confirmatorio con el programa LISREL 8 (Jöreskog y Sörbom, 1993) comprobamos, al comparar varios modelos alternativos, que un modelo unifactorial se ajustaba relativamente bien a los datos. Concluimos que el Cuestionario de Confianza para Hablar en Público es un instrumento válido y fiable para evaluar el miedo a hablar en público en estudiantes españoles de enseñanzas medias, y proponemos una versión abreviada del mismo.

Psychometric properties of the Cuestionario de Confianza para Hablar en Público: A study with a sample of secondary education. This research analyzed both the reliability (alpha coefficient) and the construct validity of the Cuestionario de Confianza para Hablar en Público (Bados, 1986, 1991), in a representative sample of 799 students of the University Orientation Course (UOC) and the first grade of High Professional Education (1st HPE). The internal consistency was high. By means of a confirmatory factorial analysis with the LISREL 8 program (Jöreskog y Sörbom, 1993), we found that, comparing several alternative models, an unifactorial model adjusted quite well to data. We conclude that the Cuestionario de Confianza para Hablar en Público is a reliable and valid instrument to assess speech anxiety with Spanish students of Secondary Education, and we propose a short version of this instrument.

 
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Correspondencia: Francisco Xavier Méndez Carrillo
Facultad de Psicología
Universidad de Murcia
Apartado 4021. 30080 Murcia (Spain)
E-mail: xmendezc@fcu.um.es

 

El miedo a hablar en público es una de las dificultades interpersonales que mayor atención ha recibido por los investigadores y expertos de este campo (Gil, 1983). Aunque a algunas personas les agrada hablar ante un auditorio, bastantes sujetos manifiestan tener dificultad para expresarse en público, experimentando sentimientos de insatisfacción o frustración y un importante deterioro en su funcionamiento social, académico y laboral (Greer, 1965). Hablar en público es considerado por adultos y adolescentes como una de las situaciones sociales más difíciles (Argyle, 1981; Harris y Brown, 1982). Según Pollard y Henderson (1988), el 23% de las situaciones sociales temidas por las personas se refiere a hablar en público. Igualmente Borkovec y O'Brien (1976) señalan que el 25% de los adultos reconoce experimentar intenso temor cuando hablan ante un grupo.

El miedo a hablar en público es uno de los problemas más extendidos entre la población universitaria. Entre el 20% y el 30% informa tener grandes dificultades para hablar en público ( Bados, 1986; Borkovec y OBrien, 1976; Borkovec y Sides, 1979; Broocks y Platz, 1968; Giffin y Bradley, 1969; Gil, 1981; Granell y Feldman, 1987; Gross y Fremouw, 1982; Lane y Borkovec, 1984; Lang, Levin, Miller y Kozak, 1983). Montorio, Guerrero e Izal (1991) efectuaron un estudio en la Universidad Autónoma de Madrid con una muestra de 403 estudiantes, encontrando que sólo el 8% no experimentaba ningún grado de dificultad para hablar en público mientras que el 45% informaba «mucha» o «muchísima» dificultad. Estos autores encontraron, además, que el miedo a hablar en público es un problema que interfiere en gran medida en la vida de las personas que lo padecen. En primer lugar, el 70% reconocía que les afectaba en su vida en alguna medida, y de este porcentaje uno de cada cinco señalaban que mucho o con mucha frecuencia. En segundo lugar, el 76% evitaban hablar en público, al menos alguna vez al año, mientras que el 65% dejaban de realizar actividades que implicaban hablar en público en algún grado. Además, del conjunto de sujetos que evitaban hablar en público, casi la mitad lo hacían sistemáticamente o con elevada frecuencia.

La conceptualización del miedo a hablar en público no está exenta de dificultades. Se han propuesto numerosas definiciones, incluso se puede afirmar que prácticamente existen tantas como autores se han ocupado de estudiar el tema. Sin embargo, el mayor interés lo han mostrado los investigadores de orientación conductual. Así, Fremouw y Breitenstein (1990) definen la ansiedad para hablar en público como un conjunto de reacciones fisiológicas y cognitivas no adaptativas ante sucesos ambientales, que dan lugar a un comportamiento ineficaz. Borkovec, Weerts y Bernstein (1977) proporcionan una definición más completa, entendiendo el miedo a hablar en público como un patrón de conducta variable y complejo, que implica tres componentes o sistemas de respuesta (cognitivo, conductual y fisiológico), separados pero interactivos, que ocurren en respuesta a estímulos externos (socio-ambientales) e internos (cognitivos y fisiológicos).

En los últimos años el miedo a hablar en público se ha delimitado de forma más precisa. Bados (1990) distingue dos tipos de problemas: déficit de habilidades para intervenir en público y/o presencia de ansiedad social. Por su parte, Montorio, Fernández, Lázaro y López (1996) mantienen que ambos conceptos, déficit en habilidades y ansiedad social, deben entenderse como un continuo a lo largo del cual se sitúa cada persona. Además consideran que términos tales como temor a la comunicación o ansiedad social trascienden el concepto de miedo a hablar en público.

La evaluación del miedo a hablar en público es un proceso complejo en el cual se emplea diversos procedimientos de evaluación. Sin embargo, los autoinformes son los instrumentos más utilizados por la viabilidad de su aplicación. Uno de los más antiguos es el Inventario de Ansiedad E-R (S-R Inventory Anxiousness), de Endler, Hunt y Rosenstein (1962), en el que se sustituyen los once ítems originales relativos a distintas situaciones estimulares generadoras de ansiedad por otros que hacen referencia específica a hablar en público y que pueden individualizarse para cada sujeto. Como información adicional, la persona indica su grado estimado de habilidad en cada una de las situaciones. También durante la década de los 60, Paul (1966) desarrolló el Informe Personal de Confianza como Orador (Personal Report of Confidence as Speaker), que evalúa las reacciones afectivas y conductuales en situaciones de hablar en público. Consta de 30 ítems, la mitad son enunciados positivos y la otra mitad negativos. El sujeto indica si cada una de las afirmaciones presentadas es verdadera o falsa en relación a sus sentimientos y conducta durante la última charla.

Posteriormente, Lamb (1972) creó el Inventario de Ansiedad al Discurso (The Speech Anxiety Inventory, SAI), compuesto por dos escalas diferentes: Rasgo de Miedo a Hablar en Público (Speech Anxiety-Trait, SAT) y Estado de Miedo a Hablar en Público (Speech Anxiety-State, SAS). El SAI se elaboró inicialmente para investigar varias hipótesis relacionadas con ansiedad-rasgo y ansiedadestado (Spielberger, 1966), en situación de hablar en público. El SAT permite identificar individuos con elevado miedo a hablar en público; consta de 28 items y una escala de 4 puntos, de 1 («casi nunca») a 4 («casi siempre»). El SAS ofrece una medida de la ansiedad experimentada al dar una charla; incluye 23 ítems y una escala de 4 puntos, de 1 («en absoluto») a 4 («muchísimo»).

El Autoinforme de Temor a la Comunicación (Personal Report of Communication Apprehension, PRCA-24), de McCroskey (1982), comprende 24 ítems agrupados en cuatro subescalas: «situaciones de grupo», «reuniones», «conversaciones» y «hablar en público». El sujeto responde mediante una escala de 5 puntos: de 1 («totalmente de acuerdo») a 5 («totalmente en desacuerdo»). Otro autoinforme de la década de los 80 es la Escala de Ansiedad ante una Audiencia (Audience Anxiousness Scale, AAS), de Leary (1983). Evalúa aspectos subjetivos de la ansiedad al hablar ante un auditorio. Consta de 12 ítems y una escala de 5 puntos, de 1 («en absoluto es característico en mí») a 5 («extremadamente característico en mí»).

En nuestro país sólo disponemos de dos autoinformes para evaluar el miedo a hablar en público: el Cuestionario de Dificultad para Hablar en Público elaborado por Montorio et al (1991) y el Cuestionario de Confianza para Hablar en Público, que es la adaptación española de la prueba de Paul realizada por Bados (1986). El primero está formado por 33 ítems que se dividen de la siguiente forma: 7 ítems cognitivos, que miden el grado de adecuación de los pensamientos relacionados con la situación de hablar en público; 15 ítems fisiológicos, que evalúan el nivel de activación fisiológica experimentado por el sujeto al hablar en público; 11 ítems motores, relativos a la preparación y calidad de la ejecución al exponer en público. El Cuestionario de Confianza para Hablar en Público presenta dos modificaciones con respecto a la versión original: omite la referencia a la charla más reciente y sustituye el formato de respuesta verdadero-falso por una escala de 6 puntos, de 1 («completamente de acuerdo») a 6 («completamente en desacuerdo») para cada uno de los 30 ítems. La puntuación mínima es 30 y la máxima 180, siendo su valor central 105. Los resultados se interpretan en el sentido de a mayor puntuación, más miedo a hablar en público.

La escasez de instrumentos validados con muestras españolas y de investigaciones con estudiantes no universitarios nos condujo a plantearnos el presente trabajo, cuyo objetivo fue obtener las propiedades psicométricas del Cuestionario de Confianza para Hablar en Público (Bados, 1986, 1991) en una muestra representativa de estudiantes del Curso de Orientación Universitaria (COU) y del primer curso de Formación Profesional de Segundo Grado (1° FP2).

Método

Sujetos

Se realizó un muestreo aleatorio por conglomerados, representando éstos cada una de las zonas geográficas de la Región de Murcia. Se solicitó a la Delegación del Ministerio de Educación y Cultura de la Región de Murcia, el listado de centros de enseñanzas medias de la comunidad autónoma. A fin de que todas las zonas de la Región de Murcia estuvieran representadas, se seleccionaron aleatoriamente un total de 17 centros, con una media de 2 centros por zona. Una vez determinado el número de institutos a participar en el estudio, se seleccionaron, de cada uno de ellos, también aleatoriamente, dos aulas, resultando un total de 50 sujetos, aproximadamente, por centro.

En total participaron 799 jóvenes, estudiantes de COU y de 1° FP2, con un rango de edad de 16 a 18 años (media = 17,20; desviación típica = 0,58). En la tabla 1 se presenta la distribución de los sujetos por edades y sexos.

Procedimiento

El mismo investigador llevó a cabo una entrevista con los jefes de los departamentos de orientación y/o con los jefes de estudios de los correspondientes centros para explicar el objetivo de la investigación, presentar el instrumento de evaluación que se iba a aplicar y solicitar su colaboración. Estos profesionales se pusieron en contacto con los representantes de los padres para pedirles su consentimiento.

Una vez obtenido el correspondiente permiso, los sujetos cumplimentaron voluntariamente el Cuestionario de Confianza para Hablar en Público (Bados, 1986, 1991), de forma colectiva en el aula, durante la hora asignada a la actividad de tutoría. El investigador procedió a la entrega de los ejemplares que incluían las instrucciones y los ítems de la prueba e indicó que cumplimentaran los datos de identificación. A continuación leyó en voz alta las instrucciones, aclarando cualquier duda que surgiera, pero procurando no influir en la respuesta de los sujetos y advirtiendo la importancia de no dejar ningún ítem en blanco. Una vez contestado procedió a su recogida.

El investigador estuvo presente durante toda la aplicación para proporcionar ayuda si era necesaria, para verificar la cumplimentación correcta e independiente de los sujetos y para asegurarse que los datos de identificación habían sido debidamente anotados.

Resultados

Estudio descriptivo

La media total de la muestra fue 101,925 y la desviación típica 11,377. El rango de puntuaciones fue de 55 a 141, situándose la mediana en la puntuación 102. La figura 1 presenta un gráfico de densidad de la distribución de puntuaciones totales en el cuestionario.

La tabla 2 presenta las medias y desviaciones típicas en función de las variables edad y sexo. Se llevó a cabo un ANOVA de dos factores no encontrándose diferencias significativas en función de la edad {F(2, 793)= 0,522; p= 0,593}, ni del sexo {F(l, 793)= 0,444; p= 0,505}.

Análisis de ítems y fiabilidad

Se realizó un análisis clásico de ítems, calculándose las correlaciones de cada ítem con las puntuaciones totales del cuestionario. Los análisis se realizaron con el programa estadístico TESTAT 2.0 (Stenson, 1988). Para los enunciados positivos la correlación más alta con el total del cuestionario fue 0,726, del ítem 22: «mi mente está clara cuando me encuentro delante de un auditorio», y la más baja fue 0,348, del ítem 4: «los auditorios parecen amables cuando me dirijo a ellos». La única correlación negativa correspondió al ítem 30: «tengo una sensación de atención vigilante al estar enfrente de un auditorio». Para los enunciados negativos la correlación más alta fue 0,661, del ítem 29: «me siento aterrorizado(a) ante la idea de hablar delante de un grupo de personas», y la más baja fue 0,255, del ítem 13: «prefiero tener notas a mano por si olvido mi charla». En la tabla 3 se presentan los coeficientes de correlación de cada uno de los ítems con la puntuación total del cuestionario (r=correlación ítem-test) y la correlación ítem-puntuación del test corregida (rc).

El valor de consistencia interna, coeficiente «α» de Cronbach, fue 0,906.

Análisis factorial

Se realizó un análisis factorial común de ejes principales iterados para explorar la estructura subyacente al cuestionario. Los resultados del análisis factorial exploratorio apuntaban la existencia de dos factores, que daban cuenta de un 33,92% de la varianza total. En el primer factor saturaron los ítems 2, 3, 5, 7, 8, 13, 15, 18, 19, 20, 24, 25, 26, 28, 29 y 30. En el segundo factor saturaron los restantes.

Se llevó a cabo un análisis factorial confirmatorio para probar la estructura dimensional subyacente al cuestionario. Se sometieron a estudio tres modelos factoriales. El modelo nulo (M0) es el modelo de línea base que asume la máxima independencia entre ítems, es decir, el modelo sin estructura factorial. El modelo de un factor (M1) asume que todos los ítems saturan en un único factor. Y por último el modelo de dos factores (M2), basado en los resultados encontrados en el análisis exploratorio. Todos los modelos fueron estimados con el programa LISREL 8 (Jöreskog y Sörbom, 1993), mediante el método de mínimos cuadrados generalizados partiendo de la matriz de correlaciones policóricas entre ítems.

La tabla 4 ofrece distintos índices de bondad de ajuste: el estadístico χ2, la raíz cuadrática media de residuales (S-RMR), el índice de bondad de ajuste (GFI), el índice ajustado de bondad de ajuste (AGFI), el índice de ajuste normado (Δl) y el índice de ajuste no normado (Δ2). Los resultados muestran que los niveles de probabilidad para todos los estadísticos χ2 son menores que 0,001, indicando un mal ajuste de los modelos. Sin embargo, estos valores deben ser tomados con precaución, ya que el estadístico χ2 de bondad de ajuste proporcionado depende del tamaño muestral. Este estadístico es muy potente con muestras grandes y puede detectar diferencias significativas aún cuando el modelo se ajuste bien a los datos. Adicionalmente, a fin de tener otros indicadores del ajuste del modelo hemos incluido los índices GFI, AGFI, Δ1 y Δ2. En los índices GFI y AGFI, valores de 0,90 o superiores indican un buen ajuste del modelo. El mejor ajuste encontrado en los modelos bajo estudio fue el modelo de un factor. Como se observa en la tabla 4 presenta valores aceptables de GFI, AGFI y SRMR y es el modelo más parsimonioso.

En la tabla 5 se presenta la estructura factorial resultante. El ítem 13 fue el único cuya carga factorial no superó el valor 0,40.

Discusión

Consideramos que el Cuestionario de Confianza para Hablar en Público muestra una elevada consistencia interna, apreciándose que la homogeneidad de los ítems es alta, esto es, los elementos que componen el instrumento se encuentran altamente relacionados entre sí. Paul (1966) y Daly (1978) informaron del mismo índice de consistencia interna (0,91). Tanto la media de la puntuación total de la muestra como las calculadas para cada uno de los grupos de edad y para ambos sexos están comprendidas entre 100 y 103, valores muy próximos al valor central del cuestionario (105). Este dato significa que los sujetos preuniversitarios presentaban un nivel medio de dificultad para hablar en público. Los resultados son similares a los encontrados por Bados (1986, 1991) con universitarios. Por otro lado, el miedo a hablar en público no varía en función del sexo ni de las edades del estudio.

En base a los resultados obtenidos proponemos una estructura de un solo factor, confianza para hablar en público, conceptualizado como un continuo con un polo positivo, seguridad al hablar en público, que comprende un conjunto de respuestas antes, durante y después de la exposición ante un auditorio, situación que el hablante afronta y resuelve satisfactoriamente, incluso disfrutando, y un polo negativo, miedo al hablar en público, que incluye una serie de elementos psicofisiológicos (p.ej: sudoración), motores (p.ej: postura forzada) y cognitivos (p.ej: confusión de ideas), indicativos de un estado de ansiedad al enfrentarse a un auditorio. Al constituir nuestra investigación el primer análisis factorial del cuestionario no es posible realizar ninguna comparación.

El ítem 30 fue el único con carga factorial de signo negativo. El término original inglés «alertness» es ambiguo, de modo que su traducción castellana «atención vigilante» puede considerarse tanto una respuesta de atención (reflejo de orientación), como una respuesta de ansiedad (reflejo de defensa). De los resultados del estudio se deduce que los sujetos de la muestra entendieron más bien la segunda acepción. Sería conveniente, por tanto, su reformulación.

Basándonos en los resultados del análisis de ítems y del análisis factorial planteamos un nuevo estudio de las propiedades psicométricas de una versión abreviada del cuestionario, compuesto por 12 enunciados, 6 de carácter positivo (9, 10, 11, 12, 16 y 22), y 6 de tipo negativo (8, 15, 18, 25, 26 y 29). Los dos criterios para seleccionar los ítems de esta versión son: a) correlación con el total del test igual o mayor que 0,60 (véase tabla 3), y b) saturación igual o mayor que 0,65 (véase tabla 5). El Cuestionario de Confianza para Hablar en Público-12, respeta la composición original (mitad de elementos positivos y mitad negativos), elimina ítems problemáticos (13 y 30), y supone un importante ahorro de tiempo en su aplicación y corrección. Futuras investigaciones deberán examinar las propiedades psicométricas del instrumento depurado, así como analizar su capacidad diagnóstica (validez predictiva), su estabilidad temporal (fiabilidad test-retest) y su relación con autoinformes similares y diferentes (validez convergente y discriminante).

Agradecimientos

Nuestro agradecimiento a los profesores Arturo Bados, por un lado, e Ignacio Montorio y colaboradores, por otro, por facilitarnos documentación de sus respectivas investigaciones.


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Aceptado el 6 de mayo de 1998

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