L’esordio del Disturbo d’Ansia Sociale (DAS), caratterizzato dal timore di situazioni che potrebbero implicare l’essere esposti al giudizio di persone sconosciute, o anche soltanto alla loro presenza (American Psychiatric Association, 2013), avviene generalmente in adolescenza (Klein, 2009), una fase del ciclo di vita in cui l’ansia sociale può acuirsi in seguito ai cambiamenti fisici e sociali associati alla pubertà (Blumenthal, Leen-Feldner, Trainor, Babson, & Bunaciu, 2009; Deardorff, Hayward, Wilson, Bryson, Hammer, & Agras, 2007; Peleg, 2012).

Un indicatore su cui basare la valutazione del DAS potrebbe essere la presenza del bias interpretativo, una distorsione cognitiva caratterizzata dalla tendenza ad assegnare in modo sistematico un significato minaccioso a uno stimolo ambiguo (Castillo & Leandro, 2010). Amir e Bomyea (2010) infatti sostengono che questo bias meriti attenzione nello studio del DAS poiché le interazioni sociali, ovvero lo stimolo temuto da chi ha ansia sociale, sono generalmente ambigue. In letteratura, molti studi hanno evidenziato il ruolo di questo bias nello sviluppo e nel mantenimento del DAS negli adulti (Amir, Foa, & Coles, 1998; Brendle & Wenzel, 2004; Constans, Penn, Ihen, & Hope, 1999; Stopa & Clark, 2000; Vassilopoulos, 2006; Voncken, Bӧgels, & de Vries, 2003) e negli adolescenti (de Hullu, de Jong, Sportel, & Nauta, 2011; Giannini & Loscalzo, 2015; Loscalzo, Giannini, & Miers, 2015; Miers, Blöte, Bögels, & Westenberg, 2008; Rozenman, Amir, & Weersing, 2014). Inoltre, come dimostrato da due studi condotti su adolescenti (Loscalzo et al., 2015; Miers, Blöte, de Rooij, Bokhorst, & Westenberg, 2013), il bias interpretativo negativo è un aspetto dimensionale dell’ansia sociale, ovvero aumenta con l’incremento del livello di ansia sociale, e quindi può essere considerato un buon indicatore del rischio di sviluppo di DAS.

Per studiare il bias interpretativo sono stati creati molti strumenti per la popolazione adulta (e.g. Amir, Foa, & Coles, 1998; Stopa & Clark, 2000; Voncken, Bögels, & de Vries, 2003), mentre per gli adolescenti l’unico questionario disponibile è l’Adolescents’ Interpretation and Belief Questionnaire (AIBQ, Miers et al., 2008), creato combinando due strumenti sviluppati per gli adulti: l’Interpretation and Judgmental Questionnaire (IJQ, Voncken et al., 2003) e l’Ambiguous Social Situation Interpretation Questionnaire (ASSIQ, Stopa & Clark, 2000).

L’AIBQ è un questionario composto da 10 situazioni ambigue, cinque non sociali e cinque sociali. Le situazioni sociali, oltre a essere rilevanti per l’età dei ragazzi valutati, sono tipiche della vita scolastica (ad esempio esporre una presentazione in classe, invitare i compagni alla festa di compleanno). Dopo ogni situazione segue una domanda che evidenzia l’ambiguità dello scenario, chiedendo quale potrebbe essere la spiegazione alla base di quanto accaduto nella scena appena letta. Vengono presentate quindi tre interpretazioni (una positiva, una negativa e una neutrale), e il compito del ragazzo consiste nel valutare su una scala Likert a 5 punti quanto ognuna di esse potrebbe venirgli in mente se si trovasse nella situazione presentata (1 = non mi verrebbe in mente, 3 = potrebbe venirmi in mente, 5 = sicuramente mi verrebbe in mente). Infine sono riportate nuovamente le tre interpretazioni e il ragazzo deve scegliere quale è quella a cui crederebbe di più. Mentre le situazioni presentate sono simili a quelle proposte agli adulti da Voncken et al. (2003), la parte del questionario relativa all’interpretazione da scegliere come più credibile è stata inserita in base al questionario di Stopa e Clark (2000).

L’AIBQ comprende quindi otto scale: Interpretazione Positiva, Interpretazione Negativa, Interpretazione Neutrale, Credenza nell’Interpretazione Negativa (quattro per le situazioni sociali e quattro per quelle non sociali). L’unico dato psicometrico fornito per questo strumento è relativo alla scala Interpretazione Negativa nelle situazioni sociali, per la quale viene indicato il valore alfa di Cronbach, pari a .73 (Miers et al., 2013).

Dato che l’AIBQ è l’unico strumento presente in letteratura per la misura del bias interpretativo negli adolescenti (valutando anche la credenza nell’interpretazione negativa che potrebbe avere importanza quanto il bias interpretativo nel determinare il mantenimento del DAS; Giannini & Loscalzo, 2015; Loscalzo et al., 2015), è stata realizzata questa ricerca il cui obiettivo è quello di valutare le proprietà psicometriche della versione italiana. Nello specifico, sono state ipotizzate: (1) una struttura fattoriale coerente con la struttura teorica del questionario (Miers et al., 2008); (2) una buona attendibilità delle otto scale dell’AIBQ (Miers et al., 2013); (3) una buona validità convergente dell’AIBQ (correlazione tra le scale sociali Interpretazione Negativa e Credenza nell’Interpretazione Negativa e il punteggio totale del Social Phobia Inventory) (SPIN; Connor et al., 2000) (Giannini & Loscalzo, 2015; Loscalzo et al., 2015; Miers et al., 2008; Miers et al., 2013); (4) l’accuratezza del questionario diagnostico lungo tutto il range dei valori possibili (Giannini & Loscalzo, 2015; Loscalzo et al., 2015; Miers et al., 2008; Miers et al., 2013).

Metodo

Partecipanti

Hanno partecipato alla ricerca 329 adolescenti, di cui 25 con diagnosi di DAS. I 304 ragazzi appartenenti alla popolazione generale (127 ragazzi e 177 ragazze) hanno tra i 13 e i 19 anni (M = 15.44; DS = 1.09) e sono stati contattati presso due scuole medie superiori della regione Toscana. Relativamente alla classe frequentata, il 27% degli studenti frequenta la prima superiore, il 34.5% la seconda e infine il 38.5% la terza. L’82.9% dei ragazzi è di origine italiana, mentre tra gli altri Paesi i più rappresentati sono l’Albania (6.6%), la Romania (4.9%) e il Marocco (1.6%). Gli adolescenti del campione clinico (13 ragazzi e 12 ragazze) hanno tra i 13 e i 17 anni (M = 14.56; DS = 1.42) e sono tutti di origine italiana.

Strumenti

Adolescents’ Interpretation and Belief Questionnaire. I partecipanti hanno compilato la traduzione italiana (Giannini & Loscalzo, 2013) dell’Adolescents’ Interpretation and Belief Questionnaire (AIBQ, Miers et al., 2008). La traduzione dello strumento è stata eseguita mediante la procedura di back-translation, seguita da un confronto con l’autrice del questionario, al fine di ottenere un accordo circa la bontà della versione italiana.

Social Phobia Inventory Scale (SPIN). È stata somministrata la traduzione italiana a cura di Pannocchia (Antony & Rowa, 2008/2010) del Social Phobia Inventory Scale (SPIN, Connor et al., 2000). È uno strumento self-report a 17 item per la valutazione della gravità del disturbo d’ansia sociale. Gli item descrivono alcuni dei sintomi tipici del disturbo (essere criticato mi spaventa, evito di dover fare dei discorsi in pubblico) e il soggetto deve indicare, su una scala Likert a 5 punti, quanto ognuno di essi lo ha infastidito nella settimana precedente (0 = per niente, 1 = un po’, 2 = qualche volta, 3 = molto, 4 = moltissimo). La validazione italiana del test ha evidenziato ottime proprietà psicometriche (α = .87) (Gori et al., 2013) e, nel nostro campione di adolescenti, il valore dell’alfa di Cronbach è pari a .91. Sebbene non si tratti di un test specifico per la popolazione adolescente, alcuni studi dimostrano come possa essere utilizzato anche per gli adolescenti, a condizione di elevare il cut-off a 21 (Johnson, Inderbitzen-Nolan, & Anderson, 2006), 24 (Ranta, Kaltiala-Heino, Rantanen, Tuomisto, & Marttunen, 2007; Ranta et al., 2007) o 25 (Sosic, Gieler, & Stangier, 2008; Tsai, Wang, Juang, & Fuh, 2009).

Procedura

Per il campione non clinico, dopo aver avuto l’autorizzazione del Dirigente Scolastico a raccogliere i dati presso le due scuole medie superiori, è stato distribuito nelle classi il Consenso Informato, per ottenere il consenso dei genitori e dei ragazzi. È iniziata quindi la somministrazione dei test al computer nell’aula di informatica degli Istituti, grazie alla collaborazione dei docenti. I ragazzi hanno compilato una prima parte relativa ad alcuni dati personali (età, classe frequentata, paese d’origine), seguita dall’AIBQ e dalla SPIN.

I ragazzi appartenenti al campione clinico, invece, sono stati reperiti grazie alla collaborazione di alcuni psicoterapeuti che hanno condotto un’intervista clinica per individuare i ragazzi con DAS, seguita dalla somministrazione dell’AIBQ (versione carta e matita) dopo aver ottenuto il consenso sia dei genitori che dei ragazzi.

 Analisi dei Dati

Le analisi statistiche sono state condotte mediante l’utilizzo del software SPSS.20. Sul campione di popolazione generale, per la verifica della validità di costrutto dell’AIBQ, è stata utilizzata l’Analisi Fattoriale Esplorativa (AFE), seguita dall’analisi dell’attendibilità e della validità convergente. Successivamente, al fine di valutare la capacità discriminante del questionario e l’accuratezza del questionario diagnostico lungo tutto il range dei valori possibili, sono stati utilizzati il test t di Student e un’analisi ROC sul campione clinico (n =25) e non clinico (studenti che hanno ottenuto un punteggio inferiore a 25 alla SPIN, n = 162).

Risultati

Analisi Fattoriale Esplorativa (AFE)

Il numero dei fattori da estrarre è stato scelto in base alla struttura teorica del questionario (Valenza delle interpretazioni, Credenza, Situazioni sociali/non sociali), ma non sono emersi risultati del tutto coerenti con la struttura dell’AIBQ. È stata quindi utilizzata un’AFE data driven sulle otto scale totali.

Il valore del KMO è .55, di poco inferiore a .60, valore indicato come adeguato da Pallant (2001). Dall’analisi degli autovalori, dello Scree Test e dell’Analisi Parallela il numero di fattori da estrarre è risultato pari a tre. Sono stati estratti quindi tre fattori, sia con una rotazione Promax che Varimax (vedi Tabella 1). Dai risultati non è emersa la presenza di fattori coerenti con la struttura dell’AIBQ.

Tabella 1 Analisi Fattoriale Esplorativa e attendibilità delle scale totali (n = 304).

Nota. Credenza = Credenza nell’interpretazione negativa. Metodo di estrazione: Fattorizzazione dell’asse principale. Rotazione: Varimax. Autovalori > 1. Matrice fattoriale ruotata. Saturazioni fattoriali inferiori a .25 non sono presentate.

Attendibilità

Successivamente è stata analizzata l’attendibilità delle otto scale, mediante il calcolo dell’alfa di Cronbach e delle correlazioni item-totale. Come riportato nella Tabella 1, l’attendibilità delle scale è bassa, soprattutto per quelle relative alle situazioni non sociali. Il valore di alfa più elevato è per la scala Interpretazione Negativa Sociale (.65). Coerentemente con questi risultati, anche i valori relativi alle correlazioni item-totale non sono elevati, variando per le scale sociali da un minimo di .15 ad un massimo di .49 (per la scala Interpretazione Neutrale presentando anche correlazioni nulle).

Validità Convergente

Per valutare la validità convergente dell’AIBQ, sono stati esaminati i valori di correlazione (r di Pearson) tra le scale dell’AIBQ che misurano l’interpretazione negativa e la credenza nelle interpretazioni negative e il punteggio totale ottenuto alla SPIN. I risultati evidenziano una buona correlazione con il punteggio totale della SPIN sia per Interpretazione Negativa (.49, p < .001) che per Credenza nell’Interpretazione Negativa (.41, p < .001), evidenziando una buona validità convergente tra i due strumenti.

t di Student

Per valutare la presenza di differenze nelle medie tra il gruppo clinico (n = 25) e il gruppo della popolazione generale (n = 162) è stato utilizzato il test t di Student per campioni indipendenti sulle scale sociali Interpretazione Negativa e Credenza nell’Interpretazione Negativa. Non sono stati utilizzati tutti i partecipanti della popolazione generale (n = 304), ma sono stati selezionati solo i ragazzi che avevano ottenuto alla SPIN un punteggio indicativo di assenza di ansia sociale (inferiore a 25) (Sosic et al., 2008; Tsai et al., 2009).

I risultati hanno evidenziato differenze statisticamente significative sulle scale Interpretazione Negativa, t(59) = 12.84, p < .001, Differenza Media = 1.19, e Credenza nell’Interpretazione Negativa, t(185) = 3.15, p < .001, Differenza Media = .19, con il gruppo clinico caratterizzato da valori più elevati su entrambe le scale.

Receiver Operating Characteristics (ROC)

È stata infine utilizzata un’analisi ROC per valutare l’accuratezza del questionario diagnostico lungo tutto il range dei valori possibili, confrontando il campione clinico (n = 25) e il campione tratto dalla popolazione generale con un punteggio inferiore al cut-off di 25 sulla SPIN (n = 162). La scala Interpretazione Negativa ha mostrato un’ottima capacità discriminante (ASC = .92), mentre Credenza nell’Interpretazione Negativa ha riportato valori minori (ASC = .70). Per quanto riguarda il cut-off ottimale, la Tabella 2 mostra come 3.50 sia il cut-off migliore per la scala Interpretazione Negativa, dal momento che questo punteggio classifica correttamente l’80% di adolescenti con DAS e l’86% di ragazzi senza DAS. Per la scala Credenza nell’Interpretazione Negativa, il cut-off ottimale invece è pari a 2.10 punti, e classifica correttamente il 56% di ragazzi con DAS e il 67% di ragazzi senza DAS.

Tabella 2 Sensibilità e specificità dei cut-off delle scale dell’AIBQ (campione clinico, n = 25; popolazione generale, n = 162).

Discussione

Il Disturbo d’Ansia Sociale (DAS) ha esordio generalmente durante l’adolescenza (Klein, 2009), di conseguenza la prevenzione rivolta agli adolescenti è fondamentale poiché consente di evitare la cronicizzazione del disturbo. È quindi necessario poter disporre di strumenti che consentano di individuare gli adolescenti a rischio di DAS.

Gli studi presenti in letteratura evidenziano il ruolo fondamentale del bias interpretativo nello sviluppo e nel mantenimento del DAS (e.g. Amir et al., 1998; Brendle & Wenzel, 2004; Miers et al., 2008). Inoltre due studi, entrambi condotti su adolescenti, indicano che il bias interpretativo negativo sia un aspetto dimensionale dell’ansia sociale, che aumenta con l’incremento del livello di ansia (Loscalzo et al., 2015; Miers et al., 2013). Quindi, il bias interpretativo negativo e una maggior credenza nelle interpretazioni negative potrebbero essere buoni indicatori di rischio per lo sviluppo di DAS. Date queste premesse è stata condotta un’analisi delle caratteristiche psicometriche dell’Adolescents’ Interpretation and Belief Questionnaire (AIBQ; Miers et al., 2008), l’unico strumento presente in letteratura per la misura del bias interpretativo negli adolescenti, con l’obiettivo di introdurre nel contesto italiano uno strumento utile per lo screening dell’ansia sociale negli adolescenti.

I risultati hanno evidenziato l’assenza di una struttura fattoriale coerente con il modello del questionario (Valenza delle interpretazioni, Credenza, Situazione sociale/non sociale). È emersa inoltre anche una bassa attendibilità delle otto scale (in particolare quelle non sociali). La scala Interpretazione Negativa delle situazioni sociali, pur presentando il valore più elevato (α = .65), non raggiunge il valore della versione originale (α = .73; Miers et al., 2013). Questi risultati statistici sono in linea con le critiche di Stravynski, Bond, e Amado (2004) relative all’assenza di una chiara definizione del costrutto dei bias cognitivi. Va detto però che sia la struttura fattoriale debole che la scarsa coerenza interna delle scale potrebbero essere dovute al fatto che gli item esaminano aspetti diversi del costrutto, e che non sempre scale fattoriali molto definite e omogenee sono le più utili nella pratica clinica.

Le analisi successive, infatti, hanno evidenziato una buona validità convergente con la SPIN, strumento di misura della gravità dell’ansia sociale, per le due scale dell’AIBQ relative all’interpretazione negativa e alla credenza nell’interpretazione negativa nelle situazioni sociali. Inoltre, queste due scale discriminano adeguatamente gli adolescenti senza DAS da ragazzi con diagnosi di DAS, presentando differenze statisticamente significative nelle medie per entrambe le scale. Infine, l’analisi ROC ha evidenziato un’ottima capacità discriminante della scala Interpretazione Negativa (ASC = .92) che, utilizzando un cut-off pari a 3.50, classifica correttamente l’80% di adolescenti con DAS e l’86% di ragazzi senza DAS. Una buona capacità discriminante, seppur minore (ASC = .70), è emersa anche per la scala Credenza nell’Interpretazione Negativa, che utilizzando un cut-off di 2.10 punti classifica correttamente il 56% di ragazzi con DAS e il 67% di ragazzi senza DAS. Queste analisi mostrano l’utilità dell’AIBQ per uno screening degli adolescenti volto ad individuare i ragazzi a rischio per lo sviluppo di DAS. Sulla base dei risultati ottenuti, la scala Interpretazione Negativa sembrerebbe fornire una misura migliore rispetto alla scala Credenza nell’Interpretazione Negativa; presenta infatti attendibilità, validità convergente e capacità discriminante migliori rispetto a Credenza nell’Interpretazione Negativa.

Questo studio rappresenta il primo tentativo di valutare un nuovo strumento utile per la valutazione degli adolescenti della popolazione generale, per individuare i ragazzi che presentano livelli elevati di ansia sociale e quindi un maggior rischio di sviluppare il disturbo. In ottica preventiva potrebbe essere utile somministrare l’AIBQ nelle scuole medie superiori, ad esempio utilizzando come indicatore di rischio un punteggio uguale o maggiore a 3.50 sulla scala Interpretazione Negativa Sociale. In questo modo potrebbero essere individuati i ragazzi a cui proporre alcuni interventi psicologici, con l’obiettivo di ridurre il bias interpretativo e prevenire lo sviluppo del DAS.

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