Propiedades psicométricas de la versión corta del Inventario Friburgo de Mindfulness

Ana María Ruiz-Ruano García 0000-0002-7260-0588 [email protected] Background: Mindfulness is getting more and more attention from psychological intervention contexts, but also from educational and organizational settings. As a consequence, there also is a growing need for tools to measure mindfulness. Objective: The aim of this work is to present the Spanish adaptation psychometric properties of the short version Freiburg Mindfulness Inventory (FMI), a test based on Buddhist tradition. Method: A sample of 543 participants (161 males and 379 females) with age average of 35.27 ( SD = 13.66) and heterogeneous educational and occupational background was studied. Results: The scale internal consistency ( α = .86, ω = .87) as well as construct validity evidences can be considered appropriated. Exploratory factorial analyses suggest the FMI items are clustered in two related factors, unconditional acceptance, and full attention, as opposed to the initially proposed unifactorial model. Conclusions: the FMI short version can be successfully used for clinical and research purposes although its factorial structure should be additionally tested. Keywords: mindfulness; test; measurement; factorial structure. Terapia Psicológica es una publicación oficial de la Sociedad Chilena de Psicología Clínica Antecedentes: El mindfulness está cobrando un interés cada vez más creciente desde el ámbito de intervención psicológica, pero también desde ámbitos educativos o laborales. Este interés está suscitando, como consecuencia, la necesidad de disponer de herramientas que ayuden a medirlo. Objetivo: Presentar las propiedades psicométricas de la versión corta de la adaptación española del Inventario Friburgo de Mindfulness (IFM) que tiene sus raíces teóricas en la tradición budista. Método: Se contó con una muestra de 543 participantes (161 hombres y 379 mujeres) cuya edad media fue de 35.27 ( DT = 13.66), con unos niveles educativos y situaciones laborales heterogéneos. Resultados: La consistencia interna ( α = .86, ω = .87) así como otros aspectos relacionados con la validez de constructo pueden considerarse apropiados. Los análisis factoriales exploratorios llevados a cabo apuntan a que los ítems de la escala se agrupan en dos factores relacionados, aceptación incondicional y atención plena, frente al modelo unifactorial planteado inicialmente desde el punto de vista teórico. Conclusiones: Consideramos que la versión breve del IFM puede ser utilizada con éxito tanto a nivel clínico como para la investigación y, en este sentido, se sugiere que se siga indagando en la estructura factorial de la escala. Palabras clave: mindfulness; escala; medición; estructura factorial. Propiedades psicométricas de la versión corta del Inventario Friburgo de Mindfulness Psychometric properties of the Freiburg Mindfulness Inventory short version Abstract: © 2022 Terapia Psicológica Terapia Psicológica, vol. 40, no. 1 (abril 2022) Recibido: 16 de agos t o de 2020 - Acep t ado: 31 de marzo de 2022 Resumen: Universidad de Granada, Departamento de Psicología Evolutiva y de la Educación. Granda, España. ISSN: 0718-4808 71 1 PSICOLÓGICA TERAPIA 1 Editado por: Rodrigo Ferrer, Universidad de Tarapacá, Arica, Chile. Agustín Martínez Molina, Universidad Autónoma de Madrid, Madrid, España. Revisado por: Mauricio González Arias, Universidad de La Serena. Mónica Guzmán González, Universidad Católica del Norte. 10.4067/S0718-48082022000100071 Matilde Sáez García 0000-0002-1196-37 3 X [email protected] 2 Universidad Católica de Murcia, Departamento de Ciencias de la Salud, Murcia, España. 2 Francisco José Moya Faz 0000-0002-5832-4900 [email protected] 2 Jorge López Puga 0000-0003-0693-0092 jlpuga@ugr. es 3 Universidad de Granada, Departamento de Personalidad, Evaluación y Tratamiento Psicológico. Granda, España. 3 Introducción Propiedades psicomé t ricas de la versión cor t a del Inven t ario Friburgo de Mindfulness. Terapia Psicológica, vol. 40, no. 1 (abril 2022) 72 Una de las habilidades más útiles para el ser humano desde la perspectiva psicológica es el poder distanciarse del presente. Este mecanismo nos permite centrarnos en eventos pasados de los cuales podemos extraer aprendizajes o regular nuestro comportamiento con base a predicciones de futuro. Sin embargo, y a pesar de lo positivo, en algunos casos esta habilidad nos conduce a estados psicológicos no saludables. Por ello, los tratamientos psicológicos encuadrados dentro de la tercera oleada de terapias psicológicas enfatizan la relevancia que tiene la conciencia plena del momento presente frente a ciertos trastornos (Hayes, 2004). El mindfulness es una vieja tradición o técnica oriental, pero relativamente nueva en occidente. Puede ser definido como la capacidad de atención y conciencia plena del momento presente sin realizar juicios de valor; es decir, una experiencia contemplativa del momento presente (Vallejo, 2006). Esta técnica está relacionada con las terapias de tercera generación porque éstas tratan de modificar las funciones psicológicas que hay detrás del comportamiento, privado u observable, a través de técnicas y estrategias experienciales (Hayes, 2004; Luciano y Hayes, 2001; Mañas, 2007). Por esta relación y por los efectos que conlleva su práctica (véase Rupprecht y Walach, 2016), el mindfulness está captando cada vez más atención científica (p. e., Mañas, 2009; Simón, 2010; Vallejo, 2006). Por otro lado, como señalan diversos autores (p. e., Mañas, 2009; Rupprecht y Walach, 2016; Soler et al., 2012), el mindfulness es una habilidad que puede ser aprendida o mejorada. De hecho, existen ya diferentes contextos en los que se aplica o interviene con esta técnica y que, en algunos casos, trasciende del ámbito clínico (p. e., Mañas et al., 2014; Simón, 2010). Por ejemplo, ciertas instituciones o empresas utilizan programas de mindfulness para mejorar el rendimiento o el estado psicológico de sus trabajadores (p. e., Louet, 2015). Rupprecht y Walach (2016) señalan que el entrenamiento en mindfulness está relacionado con la regulación emocional, la mejora de la empatía y la compasión. Estos autores resaltan la importancia de la relación que se establece entre el mindfulness, una salud positiva y con unas relaciones sociales más satisfactorias. De manera general, el mindfulness se relaciona con un mayor estado de bienestar (Brown y Ryan, 2003) y existen evidencias de su relación con el optimismo (Ruiz-Ruano et al., 2017; Sáez et al., 2016). También se ha observado que la práctica del mindfulness reduce el estrés, la ansiedad, la depresión o el dolor (p. e., Brito, 2011; Cebolla y Miró, 2008; Franco et al., 2010; González, 2014). Además, aporta beneficios en trastornos relacionados con estilos de vida no saludables (p. e., Liétor et al., 2013). Como procedimiento de intervención, el mindfulness fue introducido en la psicología de la mano de la Técnica de Reducción del Estrés Basado en Mindfulness ( Mindfulness Based Stress Reduction – MBSR), que ha tenido resultados positivos con pacientes donde otras terapias no lo habían conseguido (Boyce, 2014). De hecho, esta técnica está incluyéndose en terapias como la Terapia de Aceptación y Compromiso o la Terapia Dialéctico-Comportamental para trabajar en diversos trastornos con resultados prometedores (p. e., Cebolla y Miró, 2008; Hayes et al., 2006; Kohlenberg et al., 2005; Luciano y Valdivia, 2006; Mañas, 2007; Moix y Casado, 2011; Páez et al., 2005; Plantada et al., 2013; Sahagún y Salgado, 2013). No obstante, A. M. Ruiz-Ruano García, M. Sáez García, F. J. Moya Faz & J. López Puga. 73 Terapia Psicológica, vol. 40, no. 1 (abril 2022) existe controversia que pone de manifiesto algunas limitaciones de los estudios que se han llevado a cabo con esta técnica de intervención y los resultados obtenidos con la misma (p. e., Coronado-Montoya et al., 2016). Como consecuencia de la demanda y de la utilidad de intervenciones basadas en mindfulness, en los últimos años se está observando un incremento en el desarrollo de herramientas para medir este constructo (Sauer et al., 2013). Existen varias escalas disponibles en español para medir mindfulness, por ejemplo, Mindfulness Attention Awareness Scale [MAAS] (Soler et al., 2012); Five-Facet Mindfulness Questionnaire [FFMQ] (Cebolla et al., 2012); Philadelphia Mindfulness Scale [PHLMS] (Tejedor et al., 2004); Escala de Atención Plena Mindfulness (León et al., 2008); Self-Compassion Scale [SCS] (García-Campayo et al., 2014); o la Body Connection Scale [SBC] (Quezada-Berumenet al., 2014). Recientemente (Sáez et al., 2016) se ha propuesto una adaptación al español de la versión breve del Freiburg Mindfulness Inventory [FMI] (Walach et al., 2006). Sin embargo, la versión adaptada de la escala no apareció acompañada de información detallada sobre sus propiedades psicométricas. También existe una versión del test adaptada a población mexicana (Perez- Verduzco y Laca-Arocena, 2017). Sin embargo, la adaptación de la escala que presentamos en este trabajo supera a las precedentes porque ha estado guiada por las directrices internacionales de adaptación de tests (Muñiz et al., 2013; Muñiz y Hambleton, 1996) y porque se basa en un estudio piloto en el que se exploró el comportamiento psicométrico de la misma (Sáez et al., 2016). La primera versión del FMI fue desarrollada por Buchheld et al. (2001) basándose en el concepto budista de mindfulness. Este concepto se centra en la importancia de la conciencia considerándola como una virtud que puede ser cultivada mediante la meditación y la práctica. Concretamente hace referencia a un modo de alerta a través del cual se perciben los contenidos mentales que pretende ser amigable y no crítica con los mismos (Walach et al., 2006). El inventario estuvo formado por un total de 30 ítems tipo Likert medidos en una escala que iba de casi nunca a casi siempre . Tras los análisis factoriales, los autores concluyeron que la escala estaba compuesta por cuatro dimensiones: conciencia plena ( α = .90); aceptación no valorativa ( α = .82); apertura a la experiencia ( α = .81); e insight o intuición ( α = .76). Para construir la escala se contó con una muestra a la que se administró la misma en dos momentos temporales diferentes, separados por un periodo de retiro meditacional. Los autores encontraron que se observaban cambios en las puntuaciones de mindfulness antes y después del programa de entrenamiento en meditación. El índice de consistencia interna alfa de Cronbach para la primera administración fue de .93, y de .94 para la segunda medida. La correlación ítem-total media que reportaron los autores fue de 0.32 y 0.33 respectivamente. No obstante, los autores terminan concluyendo que esta escala es apropiada para ser utilizada con personas que tienen experiencia previa con meditación, dado que algunos ítems pueden ser ambiguos para quien es novel en esta materia. Es por ello que, posteriormente, Walach et al. (2006) proponen una versión corta de 14 ítems que puede ser utilizada con personas sin conocimiento teórico de mindfulness. Para la confección de esta nueva versión los autores contaron con una muestra de personas con 74 Terapia Psicológica, vol. 40, no. 1 (abril 2022) experiencia en meditación, una muestra de población general y otra muestra clínica. La correlación ítem-total media de la versión reducida fue de 0.30, la correlación de la versión corta con la escala original fue de 0.95 y el índice de consistencia interna α fue de .86. Con respecto a su estructura factorial, los autores concluyeron que los ítems de esta versión corta cargaban sobre un único factor general aunque observaron la existencia de cuatro facetas (no factores o dimensiones) que podrían considerarse relacionadas. Dichas facetas se corresponderían con las cuatro dimensiones definidas en el cuestionario original (conciencia plena, aceptación no valorativa, apertura a la experiencia, e insight o intuición), y que se corresponden con los aspectos del mindfulness que pretende medir el inventario. En la revisión realizada por Sauer et al. (2013) de diferentes escalas para medir mindfulness, se llega a la conclusión de que la versión corta de FMI goza de unas propiedades psicométricas comparables a otras escalas más largas (índice de consistencia interna de .86, con una proporción de varianza explicada del 51%). El hecho de contar con escalas breves con buenas propiedades psicométricas suele ser de gran relevancia tanto en ámbitos aplicados, en los que suele convenir el abreviar tiempo, como en el contexto de la investigación, donde suelen administrarse otros tests y la brevedad es un elemento deseable. Por tanto, el objetivo de este trabajo es proporcionar evidencias sobre las propiedades psicométricas de la versión recortada y adaptada al español del Inventario Friburgo de Mindfulness (IFM). Para ello, estudiaremos la consistencia interna de la escala utilizando los coeficientes alfa y omega, estudiaremos la validez convergente y divergente de las puntuaciones de la escala teniendo en cuenta otros constructos relacionados positiva o negativamente y se estudiará la validez factorial de la escala utilizando análisis factoriales confirmatorios. Método Participantes Para realizar el estudio se tomó una muestra no probabilística basada en un muestreo de tipo bola de nieve en el que se accedió a los participantes por medio de redes sociales virtuales (principalmente Facebook y WhatsApp). La muestra inicial estuvo compuesta por 646 participantes; sin embargo, 103 de los registros recogidos fueron eliminados antes del análisis de datos dado que no se ajustaban a los criterios del estudio. Los criterios para la eliminación de los registros de la base de datos fueron haber puntuado igual en todos los ítems del cuestionario, haber contestado deshonestamente (por ejemplo, más de 24 horas de meditación diarias) o haber aportado información irrelevante (por ejemplo, aportar información sobre aspectos distintos a los preguntados en las preguntas abiertas sobre salud), no tener nacionalidad española y ser menor de 16 años. La muestra final del estudio contuvo 543 participantes. De los 543 participantes, 161 fueron hombres (29.8%) y 379 mujeres (70.2%) con edades comprendidas entre los 16 y los 76 años ( M = 35.27, DT = 13.66). La mayoría de los participantes indicaron ser trabajadores (54%), seguidos por estudiantes (34.3%), desempleados o en situación de no trabajar (8.3%) y, por último, el 3.5% indicaron estar jubilados. En cuanto a niveles de estudios, la mayoría reportaban un nivel de bachillerato o superior. El 2.4% de los participantes tenían estudios primarios, el 8.8% estudios secundarios, el 30.4% estudios de bachiller, el 12.3% indicaban ser diplomados universitarios, el 20.1% Propiedades psicomé t ricas de la versión cor t a del Inven t ario Friburgo de Mindfulness. Terapia Psicológica, vol. 40, no. 1 (abril 2022) 75 A. M. Ruiz-Ruano García, M. Sáez García, F. J. Moya Faz & J. López Puga. graduados universitarios, el 12.3% estaban en posesión de licenciatura, el 11.6% tenían un máster y, por último, el 2% de la muestra informaba de tener nivel de doctorado. Instrumentos Se recogió información de tipo sociodemográfica (edad, sexo, país de nacimiento, situación laboral, estado civil y nivel educativo) y la respuesta a un conjunto de preguntas destinadas a servir como variables clave para el estudio de la validez de las puntuaciones que genera la escala. En primer lugar, se plantearon un conjunto de preguntas dicotómicas (sí/no) relativas a la habilidad o sensibilidad del participante para experimentar el momento presente ( ¿ Tiene capacidad de atender al momento presente, sin llegar a establecer juicios valorativos?; ¿ Tiene conciencia plena en el momento presente, sin llegar a establecer juicios valorativos? ). Desde un punto de vista psicométrico se esperaría que responder positivamente a estas preguntas se relacionase con puntuaciones más altas de mindfulness y, por ello, estas preguntas fueron incluidas en el formulario con el ánimo de valorar la validez convergente de las puntuaciones de la escala. Seguidamente aparecieron un conjunto de ítems destinados a valorar la experiencia y la frecuencia de práctica de actividades relacionadas con la meditación o con el mindfulness ( ¿ Practica con regularidad meditación o algún tipo de técnica de relajación?; ¿ Practica algún tipo de actividad relacionada con la percepción corporal, por ejemplo, Yoga, chi kung, tai chi, qigong, reiki…? ). Nuevamente, la respuesta positiva a estas preguntas debería correlacionar positivamente con una puntuación más alta en la escala de mindfulness. Así, estas preguntas fueron tenidas en cuentas para valorar los coeficientes de validez diferencial (es decir, que dos grupos de personas que se presuponen que tienen diferentes grados de constructo puntúen, de facto, diferencialmente en la escala). Finamente, se preguntó a los participantes si estaban diagnosticados de alguna enfermedad médica o trastorno psicológico, así como el tipo de tratamiento que estaban siguiendo. Esta pregunta se utilizó como instrumento para valorar la validez diferencial de la escala dado que se ha observado que la presencia de un amplio espectro de trastornos mentales se relaciona inversamente con la conciencia plena (Hayes et al., 1996). Inventario Friburgo de Mindfulness (Sáez et al., 2016). Se ha usado la versión corta adaptada al español de este inventario compuesta por 14 ítems tipo Likert de cuatro alternativas de respuesta que van de 1 (casi nunca) a 4 (casi siempre), todos en sentido directo. La puntuación total de la escala se obtiene del sumatorio de la puntuación obtenida en cada uno de los ítems. Las puntuaciones pueden oscilar, por tanto, entre 14 y 56, de manera que a mayor puntuación, mayor nivel de mindfulness y viceversa. La fiabilidad de la escala original fue de .86 (Walach et al., 2006) y la de la adaptación al español fue de .88 (Sáez et al., 2016). Además, en el estudio de Sáez et al. (2016) se observó que la puntuación del IFM correlacionó positiva y significativamente con el optimismo y el realismo. Cuestionario de Aceptación y Acción II [Acceptance and Action Questionaire-II, AAQ-II] (Ruizet al., 2013). El AAQ-II mide evitación experiencial o inflexibilidad psicológica. El AAQ es un instrumento de medición cuyo desarrollo se basó en una amplia gama de experiencias extraídas directamente de la clínica psicológica (Hayes et al., s.f.). El constructo medido Terapia Psicológica, vol. 40, no. 1 (abril 2022) 76 Propiedades psicomé t ricas de la versión cor t a del Inven t ario Friburgo de Mindfulness. con la escala va en sentido contrario al mindfulness, de modo que se esperaría que correlacionase negativamente con esta puntuación y, por tanto, aportando evidencias sobre la validez divergente de la escala. La escala se presentó originalmente en una versión larga de 32 ítems pero finalmente se redujo a nueve (Barraca, 2004; Hayes et al., s.f.). Con posterioridad, la escala se redujo a siete ítems (Bond et al., 2011). Aunque existe una versión de la escala en español adaptada a la población mexicana (Patrón, 2010), en este trabajo se ha utilizado la versión de Ruiz et al. (2013). Los siete ítems del test son de tipo Likert con siete alternativas de respuesta que van de 1 (nunca es verdad) a 7 (siempre es verdad). El contenido de los ítems refleja lo indeseable de experimentar pensamientos y emociones molestos; y la inhabilidad para estar en el momento presente y comportarse en dirección a los valores personales. El cuestionario mostró una estructura unifactorial y una fiabilidad de .88 por medio del coeficiente alfa de Cronbach en la versión adaptada al español (Ruiz et al., 2013). En este trabajo la escala AAQ-II mostró una consistencia interna de .91 tanto utilizando el coeficiente alfa de Cronbach como el omega de McDonald. El promedio de correlación entre los ítems y el total de la escala fue de 0.60. Procedimiento Tal y como sugieren los estándares de la Comisión Internacional de Tests (Muñiz et al., 2013; Muñiz y Hambleton, 1996), se contactó con los autores de la escala para solicitar el correspondiente permiso de uso. Los datos de este trabajo fueron recogidos por medio de un formulario electrónico que se distribuyó a través de las redes sociales (como Facebook y WhatsApp). El inicio de la recogida de información se desencadenó pidiendo a estudiantes universitarios que cumplimentaran el formulario diseñado. Este cuestionario incluía, en sus instrucciones un enlace al formulario electrónico que contuvo la escala y se pidió a los participantes que lo difundiesen entre sus contactos de las redes sociales. Así, cada persona que fue invitada a cumplimentar el cuestionario también fue invitada a compartirlo con sus correspondientes contactos de las redes sociales. Por la realización del cuestionario no se dio más gratificación que el agradecimiento al finalizar el cuestionario. La investigación recibió la aprobación ética por parte del Vicedecanato de Psicología de la UCAM Universidad Católica de Murcia. Análisis de datos En este trabajo se han complementado las técnicas clásicas de inferencia estadística, basadas en el p-valor de un test, con el cálculo del Factor de Bayes tal y como se viene sugiriendo desde diferentes ámbitos (p. e., Altman y Krzywinski, 2017; Nuzzo, 2014; Puga et al, 2015; Wasserstein y Lazar, 2016). El uso de los factores de Bayes para interpretar datos científicos queda justificado también por el papel que están tomando estos estadísticos en el ámbito de las ciencias de la salud (Ruiz-Ruano y Puga, 2020). Este tipo de estadísticos permite orientar y apoyar la toma de decisiones estadísticas de manera más comprensible frente a los estadísticos tradicionales. Dos versiones del Factor de Bayes fueron calculadas. En primer lugar, se calculó el Factor de Bayes ( FB ₁₀ ) que estima cuán más probable es la hipótesis alternativa de un test frente a la probabilidad de la hipótesis nula. Para ello, se utilizó la A. M. Ruiz-Ruano García, M. Sáez García, F. J. Moya Faz & J. López Puga. 77 Terapia Psicológica, vol. 40, no. 1 (abril 2022) versión 0.8.1.2 del software JASP (Jasp Team, 2017). También se calculó la calibración del p -valor propuesta por Sellke, Bayarri y Berger (2011) que puede interpretarse como el límite superior del Factor de Bayes ( B , también llamado Vovk-Sellke Maximum p-Ratio ) para un amplio espectro de distribuciones previas diferentes (Altman y Krzywinski, 2017). Para interpretar la fuerza de la evidencia en favor de la hipótesis alternativa frente a la hipótesis nula utilizando el Factor de Bayes se tomó en consideración la propuesta realizada por Jarosz y Wiley (2014) atendiendo a los criterios planteados por Jeffreys (1948). Así, un Factor de Bayes comprendido entre 1 y 3 fue considerado como una evidencia débil o anecdótica en favor de la hipótesis alternativa, cuando su valor estuvo comprendido entre 3 y 10 se consideró una evidencia substancial hacia la hipótesis alternativa, un valor comprendido entre 10 y 30 fue considerado como una evidencia fuerte en favor de la hipótesis alternativa, cuando el factor de Bayes asumió un valor comprendido entre 30 y 100 se consideró que la evidencia era muy fuerte en favor de la hipótesis alternativa y, por último, un Factor de Bayes mayor a 100 fue interpretado como una evidencia decisiva en favor de la hipótesis alternativa de un test estadístico. La versión 4.1.1 del paquete base del lenguaje de programación R fue utilizada para analizar los datos (R Core Team, 2021). El paquete psych para R en su versión 1.7.5 fue utilizado para realizar los análisis previos al estudio de la estructura factorial del IFM (test de esfericidad de Barlett y estimación del valor del estadístico KMO). El análisis paralelo de la escala se llevó a cabo teniendo en cuenta la propuesta hecha por Falissard (2012), simulando aleatoriamente 20 muestras a partir de los datos observados y superponiendo las tendencias de autovalores sobre el gráfico de sedimentación. Por su parte, para realizar los correspondientes análisis factoriales confirmatorios del IFM se utilizó el paquete lavaan para R en su versión 0.5-23.1097 (Rosseel, 2012) utilizando la función de análisis factorial confirmatorio, cfa(), a partir de la matriz de varianzas covarianzas que genera el software por defecto. Para valorar la bondad de ajuste de los modelos se tomaron como referencia los valores sugeridos por los trabajos de Ferrando y Anguiano-Carrasco (2010) y Ruiz et al. (2010). En concreto, valores más pequeños de AIC (Criterio de Información Akaike) y BIC (Criterio de Información Bayesiano) fueron considerados como indicadores de mejor ajuste. Por su parte, valores próximos a 1 de CFI (Índice de Bondad de Ajuste Comparativo), TLI (Índice de Tucker-Lewis) y NFI (Índice de Ajuste Normalizado) fueron considerados indicadores de mejor ajuste. Por último, valores más pequeños de RMSEA (Raíz del Residuo Cuadrático Promedio de Aproximación) se consideraron indicadores de mejor ajuste. Por consiguiente, aunque tradicionalmente se ha considerado que los valores de CFI, TLI y NFI deben ser mayores a 0.95 o que el valor del RMSEA debe ser inferior a 0.08 para que un modelo sea considerado bueno (véase, por ejemplo, Ruiz et al., 2010), no se tuvieron en cuenta estos puntos de corte específicos para determinar si un modelo es bueno o malo siguiendo las sugerencias de Lance et al. (2006). Esta estrategia de interpretación de resultados, por tanto, está destinada a valorar comparativamente qué modelo es más plausible, dados los datos muestrales, de todos aquellos que han sido analizados en vez de aseverar que alguno de ellos es el correcto. De este modo tratamos de seguir un camino de interpretación análogo al propuesto por la Asociación Americana de Estadística cuando plantean la reconsideración de puntos de corte específicos para interpretar los p -valores de un test estadístico (Wasserstein y Lazar, 2016). Además, creemos que esta estrategia interpretativa permite evitar ciertas prácticas indeseables en el uso de estimaciones estadísticas (véase, por ejemplo, Munafò et al., 2017). Por último, para la estimación _ Propiedades psicomé t ricas de la versión cor t a del Inven t ario Friburgo de Mindfulness. 78 Terapia Psicológica, vol. 40, no. 1 (abril 2022) de la consistencia interna de las escalas utilizadas en el estudio se utilizó tanto el coeficiente alfa de Cronbach como el coeficiente omega de McDonald (Dunnet al., 2015; Kelley y Cheng, 2012). Resultados La fiabilidad de la versión española del Inventario Friburgo de Mindfulness usando tanto el alfa de Cronbach como el omega de McDonald indican una aceptable consistencia interna de la escala ( α = .86; ω = .87), frente al alfa de .86 obtenido en la versión original. Con respecto a la media de correlación entre ítems, en este caso se obtiene un promedio de 0.31, frente al 0.30 obtenido en 2006 por los autores de la escala (Walach et al., 2006). En el análisis de la correlación ítem-total se observa que todos los ítems tienen una correlación positiva de magnitud moderada excepto el ítem 13 (véase Tabla 1), cuya correlación es próxima a cero. En la Tabla 1 también se presentan los índices de fiabilidad alfa y omega en caso de eliminarse un ítem. Tal como puede observarse, el ítem 13 es el que correlaciona menos con la puntuación total de la escala y su eliminación incrementaría la fiabilidad de la misma. Tabla 1. Análisis descriptivo de los ítems de la escala, correlación ítem-total (riT) y análisis de fiabilidad en caso de eliminar un ítem. Nota: α : alfa de Cronbach en caso de eliminarse el ítem, ω : omega de McDonald en caso de eliminarse el ítem. En la Tabla 2 se presentan los resultados de las correlaciones entre la puntuación del IFM, la capacidad de atención al momento presente, la capacidad de conciencia del momento presente, la evitación experiencial, la presencia de tratamiento psicológico y la presencia de tratamiento psiquiátrico. Se observa que la relación entre mindfulness medido con el IFM, A. M. Ruiz-Ruano García, M. Sáez García, F. J. Moya Faz & J. López Puga. 79 Terapia Psicológica, vol. 40, no. 1 (abril 2022) atención y conciencia se dan en sentido positivo. Estas correlaciones son estadísticamente diferentes de cero desde el punto de vista clásico y los factores de Bayes estimados también redundan en esa misma interpretación. En ambos casos la evidencia en favor de la hipótesis alternativa (que la correlación poblacional es positiva) frente a la hipótesis nula (que la correlación tiene un valor de cero en la población) puede considerarse extrema en términos bayesianos. Por su parte, la relación con la evitación experiencial, el tratamiento psicológico y el tratamiento psiquiátrico se da en sentido inverso. Todas las correlaciones son significativamente diferentes de cero atendiendo al contraste de hipótesis clásico. Del mismo modo, los factores de Bayes estimados para cada una de estas correlaciones indican que existe evidencia favorable a la hipótesis de que la correlación poblacional es negativa. Sin embargo, mientras que los factores de Bayes sugieren que los datos son más probables bajo la hipótesis alternativa cuando se estiman las correlaciones entre la puntuación del IFM, de la puntuación del AAQ-II y del trastorno psicológico (algo que podría considerarse como evidencia extrema hacia la hipótesis alternativa); el Factor de Bayes para la correlación entre la puntuación del IFM y el trastorno psiquiátrico sugiere sólo evidencia fuerte hacia la hipótesis alternativa en comparación con la nula. Las puntuaciones de la versión corta del IFM también se comportan del modo esperado atendiendo a la frecuencia de práctica de la meditación, y de deportes de percepción corporal. Como puede observarse en la Tabla 3, el mindfulness se relaciona de manera inversa tanto con la variable última vez que realizaste meditación y última vez que practicaste deporte Tabla 2. Correlación de Pearson entre las puntuaciones del IFM, atención (A), conciencia (C), evitación experiencial (EE), tratamiento psicológico (TPc) y tratamiento psiquiátrico (TPq). Nota. En el cuadrante superior derecho se presentan las correlaciones y, entre corchetes, el intervalo de confianza clásico para la correlación al 95%. En el cuadrante inferior izquierdo se presentan los p valores clásicos (contrastes unilaterales) para cada una de las correlaciones. FB ₁₀ : Factor de Bayes (contraste unilateral) para cada una de las correlaciones que se establecen entre la puntuación del IFM y la variable que aparece señalada en la fila correspondiente, B : límite superior del Factor de Bayes basado en la calibración del p -valor del test según Sellke et al. (2001) para la correlación que se establece entre la puntuación del IFM y la variable que aparece señalada en la fila correspondiente. _ Propiedades psicomé t ricas de la versión cor t a del Inven t ario Friburgo de Mindfulness. 86 Terapia Psicológica, vol. 40, no. 1 (abril 2022) Hay autores que señalan que los resultados obtenidos con el mindfulness como método terapéutico tienen sus carencias o limitaciones (para un trabajo reciente al respecto, véase Coronado-Montoya et al., 2016). No obstante, y aunque pueda pensarse que es una moda, si este método de intervención vinculado a otras técnicas de intervención psicológica le es útil a ciertos pacientes, entonces merece la pena seguir trabajando en ello. Tras los resultados presentados, al igual que ocurre con otras versiones de la escala (Sauer et al., 2013), nos encontramos ante una herramienta que presenta buenas propiedades psicométricas, y que puede resultar de gran utilidad para realizar evaluaciones de una manera rápida, tanto en el contexto clínico como en cualquier otro. Entre las limitaciones del estudio cabría señalar el método de recogida de datos. A pesar de que recoger datos por medio de fuentes electrónicas es un método rápido en algunos casos y con posibilidad de tener acceso a gran cantidad de participantes, es cierto que también puede presentar problemas. En este caso concreto, donde algunas preguntas tenían que ver con salud y tratamientos psicológicos, las personas pueden no haber informado correctamente de su situación real. En futuros trabajos resultaría interesante trabajar con muestras clínicas, así como con distintos tipos de intervención psicológica y ver si aquellas que incluyen sesiones de mindfulness obtienen mejores resultados que aquellas que no. Conclusiones La adaptación de la versión breve del IFM propuesta muestra propiedades psicométricas aceptables y similares a las reportadas para la escala original. Los resultados de los análisis realizados ponen de manifiesto que la escala puede ser utilizada tanto a nivel de investigación como a nivel clínico. En este trabajo se ha observado que la estructura factorial más verosímil es aquella que considera dos factores relacionados (aceptación incondicional y atención plena) tras haber omitido el ítem 13. No obstante, dado que estos análisis fueron exploratorios, sería deseable que se continuase investigando la estructura factorial de la escala con el objetivo de encontrar más evidencias al respecto. El resto de las evidencias sobre la validez de la escala (diferencial, convergente y divergente, así como aquellas referidas a la consistencia interna) van en la línea de lo requerido. Referencias 14, 213-214. https://doi.org/10.1038/nmeth.4210 Altman, N., y Krzywinski, M. (2017). Points of significance: interpreting p values. Nature Methods, Barraca, J. (2004). Spanish adaptation of the acceptance an action questionnaire (AAQ). International Journal of Psychology and Psychological Therapy, 4, 505-515. https://tinyurl.com/khdhamaz A. M. Ruiz-Ruano García, M. Sáez García, F. J. Moya Faz & J. López Puga. 87 Terapia Psicológica, vol. 40, no. 1 (abril 2022) Cebolla, A., García-Palacios, A., Soler, J., Guillen, V., Baños, R., y Botella, C. (2012). 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