Psychometric Properties of the Five Facet Mindfulness Questionnaire Short Version (FFMQ-SF) in the Colombian Population

Título

Propiedades psicométricas del Cuestionario de Atención Plena de Cinco Facetas - Forma Breve (FFMQ-SF) en la población colombiana

Referencia Completa

Castañeda, D. F., Bianchi, J. M., Villalba-Garzón, J. A., & Ruiz, F. J. (2025). Psychometric Properties of the Five Facet Mindfulness Questionnaire Short Version (FFMQ-SF) in the Colombian Population. Mindfulness, 16, 918–932. https://doi.org/10.1007/s12671-025-02533-8

Aceptado: 30 de enero de 2025 | Publicado en línea: 19 de febrero de 2025

Tipo de Estudio

Estudio psicométrico transversal de validación instrumental. Análisis confirmatorio de la estructura factorial del FFMQ-SF-24 en una muestra colombiana, con examen de la invarianza de medición respecto al sexo y la práctica meditativa, y análisis basado en el Modelo de Rasch.

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CONTEXTO Y OBJETIVOS

El mindfulness es conceptualizado como una conciencia enfocada en el momento presente, caracterizada por apertura, receptividad, curiosidad y aceptación de las experiencias en curso (Kabat-Zinn, 2003; Raul & Williams, 2016). En el campo clínico, el mindfulness es el núcleo de intervenciones basadas en la atención plena, incluyendo la Reducción del Estrés Basada en Mindfulness (MBSR), Terapia Cognitiva Basada en Mindfulness (MBCT), Terapia de Aceptación y Compromiso (ACT), Terapia de Activación Conductual y Terapia de Desactivación Modal (Baer et al., 2006; Hayes et al., 1999; Jennings & Apsche, 2014).

El Cuestionario de Atención Plena de Cinco Facetas (FFMQ) es uno de los instrumentos más ampliamente utilizados para evaluar el mindfulness. Desarrollado por Baer et al. (2006), fue diseñado sobre la base de escalas previamente desarrolladas: MAAS (Mindful Attention Awareness Scale), KIMS (Kentucky Inventory of Mindfulness Skills), CAMS (Cognitive and Affective Mindfulness Scale) y FMI (Freiburg Mindfulness Inventory). El FFMQ identificó cinco facetas: (a) Observar (atención a experiencias internas y externas), (b) Describir (etiquetar experiencias con palabras), (c) Actuar con conciencia (realizar tareas con atención), (d) No juzgar la experiencia (adoptar una postura no evaluativa), y (e) No reactividad a la experiencia interna (permitir que los pensamientos fluyan sin engancharse).

El FFMQ original consta de 39 elementos con correlaciones internas adecuadas a buenas (valores α entre 0.75 y 0.91). Bohlmeijer et al. (2011) desarrollaron la versión de 24 elementos (FFMQ-SF-24) seleccionando elementos con mejores correlaciones corregidas elemento-total y cargas factoriales estandarizadas, reduciendo la longitud del cuestionario sin comprometer sus propiedades psicométricas.

La investigación previa sobre el FFMQ ha examinado sus propiedades psicométricas en diversas poblaciones y idiomas: España (Cebolla et al., 2012; Francia (Heeren et al., 2011); China (Hou et al., 2014); Noruega (Dundas et al., 2013); y Chile (Schmidt & Vinet, 2015). Sosa (2019) validó el FFMQ en muestras colombianas, reportando una estructura de cinco factores con valores de fiabilidad entre 0.79 y 0.87. Sin embargo, la mayoría de la investigación sobre el FFMQ-SF-24 se ha limitado, particularmente respecto a la invarianza factorial con relación al sexo y la práctica meditativa.

El presente estudio tuvo como objetivo examinar las propiedades psicométricas del FFMQ-SF-24 en una muestra colombiana de 582 adultos, incluyendo análisis de la estructura factorial, fiabilidad, invarianza de medición respecto al sexo y la práctica meditativa, y relaciones con constructos relacionados (síntomas de depresión, ansiedad y estrés; inflexibilidad psicológica; recompensa ambiental; y activación conductual).

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MÉTODO

Participantes

Los participantes fueron 582 adultos colombianos (edad: 18–87 años; M = 34.69, SD = 14.51). La muestra fue mayoritariamente femenina (74.3%, n = 432), soltera (68.0%, n = 396) y compuesta por estudiantes universitarios (53.2%, n = 310). Los participantes fueron reclutados de cinco regiones del país, principalmente de Bogotá, D.C. (333, 57.22%). Respecto a la salud mental, 241 participantes (41.41%) habían asistido a servicios de asesoramiento psicológico o psiquiátrico en algún momento de sus vidas; 72 participantes (12.37%) habían recibido servicios en el mes anterior. Veintisiete participantes fueron excluidos porque reportaron una práctica meditativa menor a 6 meses.

Instrumentos Evaluados

Cuestionario de Atención Plena de Cinco Facetas - Forma Breve (FFMQ-SF-24). El FFMQ fue desarrollado por Baer et al. (2006), y se utilizó la versión en español adaptada por Sosa (2019). El FFMQ es un cuestionario de 39 elementos, aunque este estudio utilizó la versión de 24 elementos. Los elementos se responden en una escala de 5 puntos (1 = nunca o muy raramente verdadero; 5 = muy a menudo o siempre verdadero) y evalúan cinco facetas del mindfulness: Observar (atención a experiencias internas y externas), Describir (etiquetar con palabras), Actuar con conciencia (realizar tareas enfocadamente), No juzgar de la experiencia (no evaluatividad), y No reactividad a la experiencia interna (permitir que los pensamientos fluyan). La versión colombiana (Sosa, 2019) presentó consistencia interna adecuada (α = 0.86) y correlaciones significativas con otras variables. La FFMQ-SF-24 (Bohlmeijer et al., 2011) consta de 24 elementos seleccionados con mejores correlaciones elemento-total corregidas y cargas factoriales estandarizadas, manteniendo propiedades psicométricas similares a la versión larga. En el presente estudio, el FFMQ presentó alfa de Cronbach = 0.91 y omega de McDonald = 0.91, con una puntuación media de 128.46 (SD = 20.73).

Otros Instrumentos de Medida

Escala de Atención Plena Consciente (MAAS). Desarrollada por Brown y Ryan (2003), evaluada mediante la versión en español de Ruiz et al. (2016b). La MAAS evalúa el grado en que los individuos prestan atención durante tareas rutinarias mediante 15 elementos en una escala de Likert de 6 puntos (0 = casi nunca; 5 = casi siempre). Puntuaciones más altas indican mayor nivel de atención plena. La versión en español presentó consistencia interna adecuada (α = 0.92) en muestras colombianas, así como validez convergente y discriminante. En el presente estudio, la MAAS presentó alfa = 0.93, omega = 0.93, con puntuación media de 64.12 (SD = 15.31).

Cuestionario de Aceptación y Acción - II (AAQ-II). Desarrollado por Bond et al. (2011), evaluado mediante la versión en español de Ruiz et al. (2013). El AAQ-II es una medida de inflexibilidad psicológica compuesta por 7 elementos respondidos en una escala Likert de 7 puntos (1 = nunca verdadero; 7 = siempre verdadero). Puntuaciones más altas indican mayor inflexibilidad psicológica. La versión en español presentó consistencia interna adecuada (α = 0.91) en muestras colombianas, así como validez convergente y discriminante. En el presente estudio, el AAQ-II presentó alfa = 0.91, omega = 0.95, con puntuación media de 21.98 (SD = 11.04).

Escala de Depresión, Ansiedad y Estrés - 21 (DASS-21). Desarrollada por Lovibond y Lovibond (1995), evaluada mediante la versión en español de Daza et al. (2002). La DASS-21 fue diseñada para evaluar síntomas emocionales de depresión, ansiedad y estrés mediante 21 elementos respondidos en una escala Likert de 4 puntos (0 = no me aplica en absoluto; 3 = me aplica mucho o casi siempre). La versión en español presentó consistencia interna excelente en muestras colombianas (α = 0.96) y una estructura factorial jerárquica de tres factores de primer orden y un factor de segundo orden. En el presente estudio, la DASS-21 presentó alfa = 0.96, omega = 0.96, con puntuación media de 21.40 (SD = 14.97).

Escala de Activación Conductual para la Depresión - Forma Breve (BADS-SF). Desarrollada por Manos et al. (2011), evaluada mediante la versión en español de García (2019). La BADS-SF consta de 9 elementos respondidos en una escala Likert de 7 puntos (0 = en absoluto; 6 = completamente) y mide dos dimensiones relacionadas con activación conductual: Evitación y Activación. La versión en español presentó consistencia interna adecuada (α = 0.82) y validez convergente. En el presente estudio, la BADS-SF presentó alfa = 0.82, omega = 0.81, con puntuación media de 32.75 (SD = 10.00).

Índice de Recompensa Probable (RPI). Desarrollado por Carvalho et al. (2011), evaluado mediante la versión en español de Reyes-Buitrago et al. (2023). El RPI es un instrumento de autorreporte diseñado para evaluar la magnitud de la recompensa ambiental como aproximación de la respuesta de reforzamiento positivo contingente (RCPR) a través de dos factores: Probabilidad de Recompensa y Supresores Ambientales. Consta de 20 elementos respondidos en una escala Likert de 4 puntos. La versión en español presentó consistencia interna y validez convergente y discriminante adecuadas. En el presente estudio, el RPI presentó alfa = [verificar en el artículo original], con puntuación media de 56.38 (SD = 8.61).

Práctica Meditativa

La forma sociodemográfica incluyó preguntas sobre experiencia con la práctica meditativa. Se preguntó a los participantes si se involucraban en alguna forma de práctica meditativa. Si respondían "sí", se les preguntó cuánto tiempo practicaban (opciones de respuesta: 1 mes, 6 meses, 1 año, 3 años, o más). Del total de la muestra, 22.6% (n = 132) reportó involucrarse en alguna forma de práctica meditativa: 24.2% fueron hombres y 75.70% fueron mujeres; 21.2% reportó práctica formal durante 6 meses a 1 año, 41.7% entre 1 y 3 años, y 37.1% más de 3 años. De estos, 54.1% asistió a servicios de salud mental en algún momento de sus vidas. Setenta y ocho por ciento reportó ser estudiante universitario o de posgrado, 73.0% fueron solteros, seguido por 15.0% en unión libre. Veintisiete participantes fueron excluidos porque reportaron una práctica meditativa menor a 6 meses.

Procedimiento

Se obtuvo permiso para usar el instrumento por correo electrónico del autor correspondiente del FFMQ-SF-24. Los participantes respondieron una encuesta anónima en línea (Microsoft Forms) diseminada a través de redes sociales (p. ej., Facebook, WhatsApp e Instagram), incluyendo grupos de meditación. Se utilizó un procedimiento de muestreo por bola de nieve en el que los investigadores pidieron a contactos y participantes que compartieran la publicación de la encuesta para alcanzar a más participantes potenciales. El período de recolección de datos fue de septiembre a diciembre de 2021. Antes de acceder al paquete de cuestionarios, los participantes proporcionaron consentimiento informado al aceptar las condiciones explicadas al inicio de la encuesta, incluyendo que eran adultos, el consentimiento informado enfatizaba que la participación era anónima y que los participantes podrían detener su participación en cualquier momento que lo desearan. El tiempo mediano para completar la encuesta fue aproximadamente 25 minutos. Los participantes no fueron compensados por su participación.

Análisis de Datos

Se realizó un análisis descriptivo de los datos sociodemográficos y puntajes en las escalas para identificar el tipo de distribución, frecuencias, medias, desviaciones estándar y rangos. Siguiendo las directrices de los Estándares para Pruebas Psicológicas y Educativas de la Asociación Americana de Investigación Educativa, la Asociación Americana de Psicología y el Consejo Nacional sobre Medición en Educación (AERA, APA & NCME, 2014), la evidencia se basó en la estructura interna recopilada a través del análisis factorial confirmatorio (AFC).

Los modelos de AFC fueron especificados comparando tres modelos mediante el estimador Diagonal Weighted Least Squares (DWLS): (a) un modelo de un factor, (b) un modelo de cinco factores, y (c) un modelo de cinco factores con un factor de segundo orden. Se compararon los siguientes índices de bondad de ajuste: (a) la comparación de cinco índices (CFI), (b) el índice Tucker-Lewis (TLI), (c) el índice de ajuste normalizado (NFI), (d) el índice de ajuste incremental (IFI), (e) la bondad del ajuste (GFI), (f) el error cuadrático medio de aproximación (RMSEA), y (g) el índice de parsimonia normalizado (PNFI). Los modelos fueron evaluados basándose en χ²/df < 4; CFI ≥ 0.95; TLI, NFI, e IFI > 0.90; y RMSEA < 0.05. Además, valores más altos de PNFI indican un ajuste más parsimonioso (Riol et al., 2006).

Se realizaron análisis factoriales confirmatorios multigrupo para examinar la invarianza configurativa, métrica, escalar y residual respecto al sexo y la condición de práctica meditativa. El análisis fue progresivo y secuencial, comenzando por un modelo de invarianza configurativa y luego imponiendo restricciones hasta que un modelo fue rechazado o se logró el modelo residual. Para rechazar modelos, se utilizaron los criterios sugeridos por Lipke et al. (2007) (un valor p < 0.05) junto con el criterio ΔCFI ≥ -0.010 y ΔARMESEA > 0.015 (Chen, 2007). Para detección de DIF, se utilizaron índices de significancia de ≥ 0.05 y pseudo-R² de Nagelkerke ≥ 0.010 entre grupos comparados (Choi et al., 2011).

La consistencia interna de los instrumentos fue estimada con el alfa de Cronbach (α) y los coeficientes omega (ω) de McDonald. Valores mayores que 0.70 fueron considerados adecuados para ambas (George & Mallery, 2003; Ventura-León & Caycho-Rodríguez, 2017). Adicionalmente, el índice de discriminación fue calculado correlacionando elementos con puntuaciones totales. Los análisis del Teoría de Respuesta al Elemento (TRI) fueron complementados con estimaciones del Modelo de Rasch de Teoría de Respuesta al Elemento (IRT), con los índices de ajuste INFIT y OUTFIT, Funciones de Información de Prueba (TIF).

Para analizar las relaciones entre el FFMQ-SF-24 y otras variables, se estimaron correlaciones con puntuaciones totales y subfacetas con otras medidas utilizando el coeficiente de correlación de Spearman (rho) donde valores < 0.10 se consideraron negligibles, 0.10 a 0.30 correlaciones débiles, > 0.30 correlaciones moderadas, y > 0.50 correlaciones fuertes (Cohen, 2009). La prueba t de Student se utilizó para identificar diferencias entre subgrupos de meditadores y no meditadores, permitiendo reportar datos, incluso si no están distribuidos normalmente, considerando la homogeneidad de varianzas (Goss-Sampson, 2019).

Los análisis de datos fueron realizados con el complemento ULLR Toolbox versión 4.0.2 para Windows RStudio (Hernández, 2017). Las librerías lavaan (Versión 0.6–7; Rosseel, 2012), semTools (Versión 0.5–5; Jorgensen et al., 2019), semPlot (Versión 1.1.2; Epskamp, 2015), eRm (Versión 1.0–6; Mair & Hatzinger, 2007) y lordif (Versión 0.3–3; Choi et al., 2011) fueron utilizadas.

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RESULTADOS

Práctica Meditativa

De la muestra total, 22.6% (n = 132) reportó involucrarse en alguna forma de práctica meditativa (24.2% hombres y 75.70% mujeres). De estos, 21.2% reportó práctica formal de 6 meses a 1 año, 41.7% entre 1 y 3 años, y 37.1% más de 3 años. El 54.1% de ellos asistió a servicios de salud mental en algún momento de sus vidas. Setenta y ocho por ciento reportó ser estudiante universitario o de posgrado, 73.0% fueron solteros, seguido por 15.0% en unión libre.

Evidencia de Validez Basada en la Estructura Interna

Análisis Factoriales Confirmatorios

Se analizaron tres modelos: un modelo de un factor, el modelo de cinco factores original y un modelo de cinco factores con un factor de segundo orden. El modelo de cinco factores mostró buena bondad de ajuste: χ²/df = 2.302, RMSEA = 0.047 (IC 90% [0.042, 0.053]), TLI = 0.962, CFI = 0.967, NFI = 0.943, PNFI = 0.826, IFI = 0.967, GFI = 0.971. El modelo de cinco factores con un factor de segundo orden también mostró buena bondad de ajuste: χ²/df = 3.024, RMSEA = 0.059 (IC 90% [0.054, 0.064]), TLI = 0.940, CFI = 0.946, NFI = 0.922, PNFI = 0.826, IFI = 0.947, GFI = 0.962.

Todos los elementos presentaron cargas factoriales mayores que 0.60, excepto en dos elementos (9 y 10), cuyas cargas fueron menores que 0.32. La correlación más alta se obtuvo entre los factores Non-reactividad a la Experiencia Interna y Actuar con Conciencia, con un valor de 0.64. La correlación más baja se obtuvo entre Observar y No juzgar de la experiencia, con un valor de 0.05. El factor más correlacionado con los otros fue Describir con una correlación media de 0.49, mientras que Observar tuvo la correlación media más baja con una correlación media de 0.39.

Invarianza de Medición

Los análisis de invarianza factorial del modelo de cinco factores respecto a las variables sexo y práctica meditativa no mostraron diferencias estadísticamente significativas entre hombres y mujeres o en relación a si se practica meditación regularmente. No se encontraron diferencias en la configuración básica del modelo y en los pesos de los factores (invarianza configurativa e invarianza métrica), así como en sus interceptos e residuos (invarianza escalar y residual). Los resultados de los análisis de invarianza (Tabla 2) indicaron que las diferencias encontradas en las comparaciones no eran atribuibles a diferencias en la precisión de medición (Putnik & Bornstein, 2016).

Detección de Funcionamiento Diferencial del Elemento (DIF)

Elementos 10 (p = 0.00, 0.00, y 0.19 con R² de Nagelkerke = 0.01, 0.01, y 0.00) y 13 (p = 0.00, 0.00, y 0.03 con R² de Nagelkerke = 0.01, 0.01, y 0.00) presentaron funcionamiento diferencial en la variable práctica meditativa con p = 0.42, 0.00, y 0.00 con R² de Nagelkerke = 0.00, 0.01, y 0.01. El elemento 10 presentó DIF uniforme con probabilidades uniformes para las puntuaciones masculinas en todas las cuatro categorías. En el elemento 13, el DIF no fue uniforme porque las mujeres obtuvieron probabilidades más bajas en las categorías bajas (1 y 2) y hombres en las categorías altas (3 y 4). Este elemento tuvo el mismo tipo de DIF con personas que no practican meditación porque obtuvieron probabilidades más bajas en las categorías (1, 2, y 3) pero probabilidades más altas en la categoría 4.

Fiabilidad

La Tabla 4 muestra las correlaciones elemento-factor, que oscilaron de 0.50 a 0.57 para Observar, de 0.52 a 0.67 para Describir, de 0.66 a 0.76 para Actuar con Conciencia, de 0.43 a 0.70 para No juzgar de la Experiencia, y de 0.32 a 0.53 para No reactividad a la Experiencia Interna. Así, todos los elementos tuvieron correlaciones elemento-factor por encima de 0.30 (Frías, 2021), lo que concuerda con las expectativas. Los valores de alfa y omega oscilaron de 0.68 (No reactividad a la Experiencia Interna) a 0.87 (Actuar con Conciencia).

Relaciones con el Mindfulness, Conciencia del Momento Presente, Síntomas Emocionales, Inflexibilidad Psicológica, Recompensa Ambiental y Activación

La Tabla 5 muestra que todas las correlaciones del FFMQ-SF-24 con las otras variables fueron estadísticamente significativas (p < 0.001), excepto para la faceta Observar. La Tabla 5 indica que el FFMQ-SF-24 correlacionó fuertemente con el FFMQ original. Asimismo, las facetas del FFMQ-SF-24 mostraron correlaciones medias y fuertes con las puntuaciones de la MAAS. El FFMQ-SF-24 mostró correlaciones medias y fuertes con las puntuaciones de la MAAS. El FFMQ-SF-24 correlacionó negativamente de manera significativa y teoréticamente coherente con síntomas emocionales e inflexibilidad psicológica. Finalmente, el FFMQ-SF-24 mostró correlaciones teóricamente coherentes negativas con síntomas emocionales y psicológicos e inflexibilidad psicológica.

Relaciones de las Puntuaciones del FFMQ-SF-24 con la Práctica Meditativa

Se realizó la prueba t de Student de muestras independientes después de asegurar que se cumplían los requisitos de esta prueba, aunque las varianzas no fueron normalmente distribuidas en todas las facetas. La Tabla 3 muestra que las facetas Observar (t(580) = 2.25, p = 0.023; d = 0.23) y Non-reactividad a la Experiencia Interna (t(580) = 2.28, p = 0.02; d = 0.23) presentaron diferencias estadísticamente significativas en los grupos de meditadores y no meditadores con tamaños de efecto pequeños.

Análisis Psicométricos Basados en el Modelo de Rasch

De conformidad con el supuesto de unidimensionalidad requerido por el modelo fue garantizado cuando se realizaron los análisis por subfaceta. Los parámetros e índices de bondad de ajuste fueron obtenidos porque el modelo de Rasch no convergió. Según los criterios de Hodge y Morgan (2017), el modelo no cumplió para los elementos 1, 14, 19, y 22. En el elemento 21, hubo solo un desajuste en el OUTFIT, indicando que el modelo no logró predecir la respuesta de las personas con medidas θ. Los parámetros b de los elementos fueron distribuidos en los siguientes rangos: 7.64 logits (Describir, 13.42; Actuar con Conciencia), 9.90 logits (Non-juzgar de la Experiencia, 13.42; No reactividad a la Experiencia Interna, 6.53). En los parámetros θ de las personas, los rangos fueron 6.05 logits, 8.34, 6.48, y 6.23, respectivamente. Al comparar los rangos de las medidas logit de los elementos y las personas, se identificó que 8.42% de los participantes tenían parámetros b por debajo de los parámetros b del FFMQ, y 13.40% tenían medidas de outlier. En la Tabla 6 se muestran los promedios de los parámetros b obtenidos de las cuatro categorías, el error estándar promedio de los parámetros, y el OUTFIT de la Prueba de Información de Funciones indicando la precisión del ajuste de los índices.

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DISCUSIÓN Y CONCLUSIONES

El presente estudio examinó las propiedades psicométricas del FFMQ-SF-24 en una muestra grande colombiana (N = 582). Específicamente, se analizó la confiabilidad de la escala, la estructura interna, los análisis de invarianza y las relaciones con constructos relacionados.

Hallazgos Principales

La estructura de cinco factores fue confirmada con un buen ajuste. Todos los elementos obtuvieron cargas factoriales adecuadas con sus dimensiones (de 0.305 a 0.917). Los índices de bondad de ajuste fueron excelentes y comparables a los del estudio de Bohlmeijer et al. (2011) y Onate y Calvete (2018). El modelo de cinco factores con un factor de segundo orden presentó índices de ajuste buenos, pero el modelo de cinco factores simple mostró mejor ajuste.

El FFMQ-SF-24 fue invariante respecto al sexo y la práctica meditativa. Este es un hallazgo relevante porque significa que el FFMQ-SF-24 evalúa el mismo constructo latente entre grupos y añade evidencia a lo que ha sido reportado en la literatura. Se encontró que el modelo de cinco factores fue longitudinalmente invariante en estudios con estudiantes de pregrado en Argentina (Correa et al., 2023) y en muestras de población estadounidense (Haas & Akamatus, 2019). Otros estudios también han encontrado evidencia de invarianza de medición en diferentes versiones del FFMQ (Fong et al., 2021; Gu et al., 2016; Hu et al., 2024; Iqbal et al., 2023; Raphiphathana & Jose, 2020).

Se encontraron algunos niveles de DIF en todas las subfacetas excepto para Actuar con Conciencia. Sin embargo, el análisis de índices de modificación del AFC no presentó evidencia de DIF para ninguno de los elementos en las subfacetas. En resumen, parece necesario continuar investigando para determinar si esta diferencia de funcionamiento realmente puede ser explicada por sesgos que pueden afectar la equidad de medición. La evidencia recopilada en este estudio se suma a la del estudio anterior de Fernández Curado et al. (2022), que detectó.

Estructura Interna y Fiabilidad

En la evidencia de validez de estructura interna, el modelo de cinco factores fue confirmado. Todos los elementos obtuvieron cargas factoriales adecuadas con sus dimensiones (de 0.305 a 0.917). Los índices de bondad de ajuste fueron excelentes y comparables a los del estudio original (Bohlmeijer et al., 2011) y de Onate y Calvete (2018). El modelo de cinco factores con un factor de segundo orden presentó índices de ajuste buenos, pero el modelo de cinco factores simple mostró mejor ajuste.

Relaciones con Constructos Relacionados

Se encontraron relaciones significativas entre el FFMQ-SF-24 y la DASS-21 (síntomas emocionales), sus dimensiones (depresión, ansiedad y estrés), la AAQ-II (inflexibilidad psicológica), la evitación ambiental, supresores ambientales, y activación clínica sintomatología, la cual es coherente con la investigación previa (Bohlmeijer et al., 2011; Onate & Calvete, 2018; Vechof et al., 2011).

Las correlaciones encontradas entre el nivel de Atención pagada cuando se realizan tareas (MAAS), la probabilidad de recompensa (RPI), el nivel de activación (BADS-SF), inflexibilidad psicológica (AAQ-II), síntomatología emocional (DASS-21), medidas fueron de magnitud esperada y dirección.

Práctica Meditativa y Diferencias de Grupos

Los meditadores presentaron puntuaciones significativamente más altas en comparación con el grupo de no meditadores en Observar y No reactividad a la Experiencia Interna, con tamaños de efecto pequeños. Este resultado puede ser evidencia de la validez discriminante del FFMQ-SF-24.

Consideraciones Clínicas y de Medición

Los resultados del análisis del Modelo de Rasch revelaron que algunos elementos en las dimensiones Non-juzgar de la Experiencia (14 y 19), Describir (1), y Actuar con Conciencia (22) no se ajustaron al modelo, lo que sugiere ajustes potenciales. Sin embargo, estos desajustes deben ser interpretados con cautela, considerando que los análisis de modificación de índices del AFC no encontraron evidencia de DIF para ninguno de los elementos en las subfacetas.

Importancia y Contribución

Este estudio contribuye de manera significativa a la investigación psicométrica del mindfulness al proporcionar la primera validación completa del FFMQ-SF-24 en población colombiana. Los hallazgos demuestran que el instrumento posee propiedades psicométricas robustas, con una estructura factorial de cinco facetas confirmada y excelentes índices de ajuste. La demostración de invarianza de medida a través de género y práctica meditativa es particularmente importante, validando que el instrumento mide equivalentemente el constructo de mindfulness en diferentes subgrupos poblacionales. Este estudio contribuye al campo de la medición del mindfulness en Latinoamérica al proporcionar una herramienta válida y confiable para la evaluación de la conciencia del presente momento y sus facetas diferenciadas en contextos clínicos, de investigación y de bienestar en la población hispanohablante colombiana.

Limitaciones y Futuras Investigaciones

Algunas limitaciones de este estudio merecen mencionarse. Primero, el FFMQ-SF-24 se evaluó en una muestra general de población adulta, con una submuestra pequeña de meditadores. Por lo tanto, se recomienda que estudios futuros analicen las propiedades psicométricas del FFMQ-SF-24 en una muestra más grande y homogénea en términos de representatividad por géneros, regiones del país, y práctica meditativa. Segundo, no se obtuvo información sistemática sobre los diagnósticos clínicos de los participantes, lo que impidió comparar la relevancia clínica del instrumento. Tercero, todas las variables fueron medidas a través de autorreportes, y para este tipo de estudio, se recomienda una medida directamente medida de una variable del presente estudio. Cuarto, una muestra de conveniencia fue reclutada, lo que no permite generalizar los resultados a la población general colombiana. Por lo tanto, los resultados obtenidos en este estudio deben considerarse cautelosamente porque podrían ser una función de muestreo mayor que de las propiedades psicométricas reales del FFMQ-SF-24 en la población colombiana. En este sentido, esta muestra fue compuesta por un porcentaje considerablemente más alto de mujeres que hombres. Se sugieren estudios futuros con muestras adicionales colombianas para confirmar los resultados. Finalmente, es necesario explorar la sensibilidad del FFMQ-SF-24 al tratamiento dentro de la escala y analizar si los puntajes del instrumento son sensibles al efecto de intervenciones psicológicas dirigidas al aumento del mindfulness.

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