El Cuestionario Breve de Evitación Experiencial: ¿una alternativa viable al AAQ-II?

Pensando Psicología

ISSN (en línea): 2382-3984

Vol. 14, No. 24, 2018

Artículo de investigación/Research article

doi: https://doi.org/10.16925/pe.v14i24.2412

El Cuestionario Breve de Evitación Experiencial: ¿una alternativa viable al AAQ-II?

The Brief Experiential Avoidance Questionnaire: A Viable Alternative to AAQ-II?

Pablo D. Valencia¹

https://orcid.org/0000-0002-6809-1805

E-mail: Asociación Santa Clara, Puente Piedra (Lima, Perú), Manzana E, Lote 7. Correo electrónico: pabvalenciam@gmail.com

Recibido: 9 de agosto del 2017

Aprobado: 11 de junio del 2018

Disponible en línea: 1 de octubre del 2018

Cómo citar este artículo: Valencia P. D. (2018). El Cuestionario Breve de Evitación Experiencial: ¿una alternativa viable al AAQ-II? Pensando Psicología, 14(24). doi: https://doi.org/10.16925/pe.v14i24.2412

Resumen

Introducción: la evitación experiencial (EE) es un concepto central para el estudio de la psicopatología desde una perspectiva contextual-conductual. El Cuestionario de Aceptación y Acción II (AAQ-II) se ha convertido en la medida más utilizada de EE. Sin embargo, algunos autores han cuestionado seriamente su validez. En este contexto, el Cuestionario Breve de Evitación Experiencial (BEAQ) constituye una alternativa prometedora.

Objetivo: el presente estudio buscó traducir al español el BEAQ y analizar sus propiedades psicométricas en una muestra peruana.

Método: se realizó una traducción inversa del BEAQ y un grupo de expertos evaluó la calidad de los ítems. Contestaron el cuestionario 376 estudiantes universitarios peruanos. Los ítems del BEAQ-ii fueron luego sometidos a un análisis factorial exploratorio. Se calcularon, además, estimadores de la confiabilidad.

Resultados: los resultados no brindaron apoyo a la supuesta unidimensionalidad del BEAQ. Más aún, sugirieron la presencia de dos factores llamados Evitación del sufrimiento y Desconexión y desactivación. Solo el factor Evitación del sufrimiento mostró buena confiabilidad y pudo ser fácilmente interpretado.

Conclusión: investigaciones futuras deben desarrollar una nueva medida de la EE a partir de los ítems del factor Evitación del sufrimiento. Se sugiere que los investigadores continúen utilizando el AAQ-II hasta que haya disponibles mejores medidas de la evitación experiencial.

Palabras clave: AAQ-II, análisis factorial exploratorio, cuestionario de aceptación y acción, evitación experiencial.

ISSN 2382-3984 (en línea)

Artículo de Investigación

doi: https://doi.org/10.16925/pe.v14i24.2412

The Brief Experiential Avoidance Questionnaire: A Viable Alternative to AAQ-II?

Abstract

Introduction: Experiential avoidance (EA) is a central concept in the study of psychopathology from a contextual-behavioral perspective. The Acceptance and Action Questionnaire II (AAQ-II) has become the most commonly used measure of ea. However, some authors have seriously questioned its validity. In this context, the Brief Experiential Avoidance Questionnaire (BEAQ) is a promising alternative.

Aim: The present study intended to translate the BEAQ into Spanish and analyze its psychometric properties in a Peruvian sample.

Materials and methods: The BEAQ was back-translated and a group of experts assessed the quality of the items. The questionnaire was responded by 376 Peruvian university students. The BEAQ-ii items were then subjected to an exploratory factorial analysis. Reliability estimators were also calculated.

Results: The results did not support the supposed unidimensional nature of the BEAQ. Moreover, they suggested the presence of two factors called Avoidance of Suffering and Disconnection and Deactivation. Only the Avoidance of Suffering factor showed good reliability and could be easily interpreted.

Conclusion: Future research should develop a new measure of ea based on the items of the Avoidance of Suffering factor. It is suggested that researchers continue to use AAQ-II until better measures of experiential avoidance are available.

Keywords: AAQ-II, exploratory factor analysis, acceptance and action questionnaire, experiential avoidance.

Questionário Breve de Evitação Experiencial: uma alternativa viável para o AAQ-II ?

Resumo

Introdução: a evitação experimental ( EE ) é um conceito central para o estudo da psicopatologia sob uma perspectiva contextual-comportamental. O Questionário de Aceitação e Ação II ( AAQ-II ) converteu-se na medida mais utilizada de EE . Contudo, alguns autores têm indagado sobre sua validade. Nesse contexto, o Questionário Breve de Evitação Experimental ( BEAQ ) constitui uma alternativa promissora.

Objetivo: este estudo procurou traduzir o BEAQ a espanhol e analisar suas propriedades psicométricas numa amostra peruana.

Método: realizou-se uma tradução inversa do BEAQ , e um grupo de especialistas avaliou a qualidade dos itens. 376 estudantes universitários peruanos responderam ao questionário. Em seguida, os itens do BEAQ -ii foram submetidos a uma análise fatorial exploratória. Além disso, foram calculadas as estimativas d a confiabilidade .

Resultados: os resultados não ofereceram apoio à suposta unidimensionalidade do BEAQ . Mais ainda, sugeriram a presença de dois fatores chamados Evitação do sofrimento e Desconexão e desativação. Somente o fator Evitação do sofrimento mostrou boa confiabilidade e pôde ser facilmente interpretado.

Conclusão: pesquisas futuras devem desenvolver uma nova medida da EE a partir dos itens do fator Evitação do sofrimento. Sugere-se que os pesquisadores continuem utilizando o AAQ-II até que existam disponíveis melhores medidas da EE .

Palavras-chave: AAQ-II , análise fatorial exploratória, questionário de aceitação e ação, evitação experiencial.

Universidad Nacional Mayor de San Marcos↩︎

Introducción

Se ha apreciado recientemente un resurgimiento del interés por la perspectiva conductual de la psicopatología. En este proceso, han sido protagonistas los modelos del comportamiento humano derivados del contextualismo funcional (Barnes-Holmes y McEnteggart, 2015; Hayes y Quiñones, 2005), los cuales a su vez han dado lugar a diversos abordajes psicoterapéuticos que tienen en común el análisis funcional del lenguaje y la cognición. Estas propuestas han sido denominadas terapias de tercera generación, o de tercera ola (Hayes, 2004) o —quizá de manera más correcta— terapias contextuales (Pérez Álvarez, 2014).

Un elemento característico de las aproximaciones contextuales es su análisis del lenguaje en términos de marcos relacionales, es decir, de respuestas relacionales arbitrariamente aplicables (BarnesHolmes, Finn, McEnteggart y Barnes-Holmes, 2018; Törneke, 2015). El estudio de los marcos relacionales tuvo su origen en los experimentos sobre la equivalencia de estímulos, los cuales demostraron que —en un procedimiento de discriminación condicional o igualación a la muestra— las personas podían asociar un estímulo con otro aun cuando dichas discriminaciones no habían sido directamente entrenadas (Sidman, 2009). A partir de este hallazgo, fue posible conceptualizar cómo los eventos privados (p. ej., lingüísticos) podían adquirir funciones de manera arbitraria, de tal forma que una persona puede responder a un 4pensamiento (p. ej., “voy a fracasar”) como si realmente el contenido de dicho pensamiento fuera cierto (Hayes y Wilson, 1995), debido a que este posEE algunas de las funciones de la situación real a la que hace referencia (p. ej., el fracaso). Este proceso de literalidad o fusión cognitiva, como se verá a continuación, se encuentra asociado a la evitación de eventos privados que, en el proceso de aprendizaje del individuo, han adquirido funciones aversivas (Ciarrochi, Bilich y Godsell, 2010; Wilson y Hayes, 2000).

La terapia de aceptación y compromiso (act) es una terapia contextual que posEE una firme base en la investigación sobre el lenguaje y la cognición humana (Hayes, Strosahl y Wilson, 1999 y 2014). Un concepto central del modelo de psicopatología según esta propuesta es el de la evitación experiencial (EE). Esta implica, en primer lugar, una tendencia a escapar del contacto con eventos privados —p. ej., pensamientos y emociones— desagradables; y, en segundo lugar, un intento activo por evitarlos (Hayes, Wilson, Gifford, Follette y Strosahl, 1996). Se ha demostrado que la EE se halla presente en un conjunto amplio de problemas psicológicos, aunque la evidencia es más clara en algunos de ellos que en otros (Chawla y Ostafin, 2007).

Dada la centralidad de la EE para el modelo de psicopatología de la act, resulta apremiante la elaboración de instrumentos de medición que cuenten con suficientes evidencias de validez y confiabilidad. Inicialmente, Hayes et al. (2004) desarrollaron con este fin la primera versión del Cuestionario de Aceptación y Acción (aaq). Sin embargo, se observó que este instrumento mostraba niveles satisfactorios, pero subóptimos de confiabilidad (<0,80), lo cual resultaba inadecuado para la aplicación del cuestionario en contextos clínicos. Con el fin de superar estas dificultades, Bond et al. (2011) desarrollaron una segunda versión del instrumento: el AAQ-II. Este ha demostrado tener mejores propiedades psicométricas, así como una estructura unifactorial. Se han desarrollado versiones en español que han mostrado resultados bastante similares (Patrón, 2010; Ruiz, Langer, Luciano, Cangas y Beltrán, 2013; Ruiz et al., 2016), incluyendo estudios realizados en Perú con estudiantes universitarios (Valencia et al., 2017).

A pesar de las buenas propiedades psicométricas y la estabilidad factorial mostradas por el AAQ-II, se han hecho críticas acerca de su validez. Por ejemplo, en un análisis factorial exploratorio realizado por Wolgast (2014), se halló que los ítems del AAQ-II tendían a cargar en un mismo factor con ítems que medían distrés emocional y no con aquellos que evaluaban la aceptación (o la no aceptación). A partir de este hallazgo, este autor cuestionó la validez discriminante del AAQ-II. De manera similar, Gámez, Chmielewski, Kotov, Ruggero y Watson (2011) cuestionaron que algunos de los ítems del AAQ-II enfaticen la presencia de emociones y pensamientos desagradables más que el intento de evitarlos. Además, estos autores señalaron la falta de claridad discriminante entre las medidas existentes de EE y las de neuroticismo. Finalmente, sugirieron que quizá los problemas de consistencia interna hallados en la primera versión del aaq se debían a que en un mismo instrumento se estaban incluyendo ítems que evaluaban distintos constructos independientes.

A partir de estas críticas y observaciones, Gámez et al. (2011) construyeron un instrumento que evaluara la EE desde una perspectiva multidimensional. El resultado fue el Cuestionario Multidimensional de Evitación Experiencial (meaq), de 62 ítems, el cual mostró buena consistencia interna, validez convergente y validez discriminante respecto del neuroticismo. A pesar de estas buenas propiedades, la extensión del cuestionario constituía aún una limitación importante para su uso con fines clínicos o de investigación. Por este motivo, Gámez et al. (2014) elaboraron, a partir de la selección de los mejores ítems, una versión reducida del meaq: el Cuestionario Breve de Evitación Experiencial (BEAQ). Una característica importante de este último cuestionario es que los autores seleccionaron los ítems de forma que cargaran en un único factor. De esta manera, la naturaleza multidimensional del instrumento no se conservó en esta versión breve. Además, si bien los autores procuraron incluir ítems de todas las dimensiones del meaq en el BEAQ, al final la mayoría de los ítems provinieron de las dimensiones Aversión al Distrés (cinco ítems) y Evitación Conductual (cuatro ítems).

El presente estudio tuvo como objetivo adaptar el BEAQ al español de Lima y analizar sus propiedades psicométricas en una muestra de universitarios de esta ciudad. Esto se hizo con el fin de ampliar la gama de posibilidades de evaluación de la EE en este medio, la cual hasta el momento se encuentra limitada al AAQ-II. Cabe mencionar que, recientemente, Sahdra, Ciarrocchi, Parker y Scrucca (2016) han desarrollado una nueva versión breve —de treinta ítems— del meaq, en la cual se mantuvo la estructura multidimensional del original. Sin embargo, esta información no se hallaba disponible cuando se diseñó y ejecutó el presente estudio.

Método

Participantes

Se trabajó con una muestra intencional de 376 estudiantes de Psicología de una universidad pública de Lima Metropolitana, de los cuales 230 (61,2%) fueron mujeres. Las edades de los participantes se hallaron entre los 15 y los 30 años (M = 20,38, de = 1,99). El 18,9% afirmó que trabajaba al momento de la evaluación.

Instrumento

Se aplicó el Cuestionario Breve de Evitación Experiencial (BEAQ; Gámez, 2014). Este consta de quince ítems que se responden en una escala Likert que va del 1 (Muy en desacuerdo) al 6 (Muy de acuerdo). Los autores del instrumento observaron que, en sus datos, el coeficiente alfa del BEAQ se halló entre 0,80 y 0,84. Así mismo, observaron que el gráfico de sedimentación (scrEE plot) sugería que los quince ítems cargaban en un solo factor. Para el presente estudio, se realizó un procedimiento de traducción-retrotraducción, en el cual se ejecutaron los siguientes pasos. En primer lugar, se les pidió a cinco personas con dominio avanzado del inglés y el español que tradujeran los ítems al español. A continuación, se compararon las cinco traducciones y a partir de ellas se integró una única versión en español. Otro colaborador —también bilingüe— tradujo esta versión al inglés. Finalmente, se les pidió a tres personas angloparlantes que compararan esta versión inglesa con la original y decidieran si ambas eran o no equivalentes. A partir de esta información, se elaboró una versión final, la cual fue sometida al criterio de siete jueces. En el Anexo, se presenta el instrumento tal y como fue aplicado en el presente estudio.

Procedimiento

El cuestionario se administró en los salones de clase de los estudiantes luego de solicitar y obtener permiso del docente encargado del aula. Todas las personas incluidas en la muestra participaron de manera voluntaria; para esto, les fueron explicados los objetivos del estudio antes de la entrega de los cuestionarios y brindaron su consentimiento verbal. Además del BEAQ, los participantes respondieron a los siguientes instrumentos como parte de otro estudio cuyos resultados serán reportados en una publicación independiente: la Escala de Ansiedad Manifiesta para Universitarios (amas-c) y las Escalas de Depresión, Ansiedad y Estrés (dass-21). Cabe mencionar que, por motivos relacionados con el diseño de dicho estudio, se solicitó que los evaluados dieran sus códigos de estudiante; sin embargo, se hizo énfasis en la confidencialidad de los resultados.

Análisis de datos

En primer lugar, como una aproximación a la validez basada en el contenido, se obtuvo la V de Aiken a partir de las respuestas de siete jueces, todos psicólogos con experiencia en el campo clínico o en la construcción de instrumentos de medición. Una vez elaborada la versión final y recogidos los datos de los participantes, se inició calculando los estadísticos descriptivos de los ítems. A continuación, debido a que todos los ítems del cuestionario —aun en la posible presencia de multidimensionalidad— debían evaluar la evitación experiencial, se calcularon los índices de discriminación a través de la correlación poliserial ítem-total corregida y se eliminaron los ítems con pobre poder discriminativo (rps < 0,20).

Los ítems restantes fueron sometidos a un análisis factorial exploratorio (afe), pues se trata de un instrumento reciente cuya estructura factorial requiere mayor validación. Se utilizó la matriz de correlaciones policóricas para realizar un análisis factorial robusto basado en mil muestras bootstrap. Para la extracción de factores, se utilizó el método de mínimos cuadrados no ponderados (uls), ya que este ha mostrado un funcionamiento adecuado en el caso de ítems ordinales (Forero, Maydeu-Olivares y Gallardo-Pujol, 2009). La cantidad de factores a retener fue determinada a partir de tres métodos: el análisis paralelo (ap) basado en el análisis factorial de rango mínimo (Timmerman y Lorenzo-Seva, 2011), el criterio de información bayesiano (bic) y el método hull (Lorenzo-Seva, Timmerman y Kiers, 2011) basado en el índice de ajuste comparativo (cfi). El ajuste del modelo a los datos se evaluó a través del cfi (≥0,95) y el rmsea (≤0,05), los cuales fueron calculados a partir del estadístico χ² ajustado a la media y la varianza (Asparouhov y Muthén, 2010). Se evaluaron, además, los intervalos de confianza bootstrap de las cargas factoriales de los ítems (Lambert, Wildt y Durand, 1991). Luego de delimitar los factores, se examinó la determinación factorial (fd) de sus puntuaciones, considerándose adecuados valores mayores a 0,90. Así mismo, se evaluó la confiabilidad del constructo a través del índice H (Dominguez-Lara, 2016; Hancock y Mueller, 2001; McNeish, 2017). El programa factor, con el cual se calculó este coeficiente, recomienda valores H > 0,80. Finalmente, se realizó un análisis de la consistencia interna calculando los coeficientes alfa (α) y omega total (ωT), así como sus intervalos de confianza basados en mil muestras bootstrap, según las recomendaciones de distintos autores (Domínguez-Lara y Merino-Soto, 2015; Dunn, Baguley y Brunsden, 2014). Además, se calculó el coeficiente omega total de Revelle (ωTR), el cual se obtiene a través de la descomposición de la varianza de los ítems con una solución SchmidLeiman y brinda valores generalmente mayores a los del ωT (McNeish, 2017).

El análisis se llevó a cabo con el programa jMetrik (Meyer, 2014) para las correlaciones poliseriales ítem-total, con el programa factor (Lorenzo-Seva y Ferrando, 2013) para el análisis factorial exploratorio y con el paquete userfriendlyscience (Peters, 2017) —implementado en el programa estadístico R (R Core Team, 2017)— para los análisis de consistencia interna.

Resultados

En primer lugar, se examinaron las opiniones de los jueces respecto a los ítems de la prueba. Para ello, se utilizó el coeficiente de validez de contenido V de Aiken, cuyos resultados deben tomarse con cautela debido al número limitado de jueces (siete) y a la manera dicotómica en que sus opiniones fueron recogidas (0 = No, 1 = Sí). Como se aprecia en la tabla 1, los ítems 4 («Me siento desconectado de mis emociones») y 9 («Me es difícil saber qué estoy sintiendo») son los que obtuvieron los valores más bajos. Sin embargo, dada la naturaleza exploratoria de este estudio, se decidió aplicar todos los ítems con el fin de analizar otros indicadores de validez.

En la tabla 1, se presentan también los estadísticos descriptivos de los ítems, así como las correlaciones poliseriales ítem-total. A partir de estas últimas, fueron descartados los ítems 2 («Salgo rápido de las situaciones que me hacen sentir ansioso») y 3 («Cuando tengo recuerdos desagradables, intento sacarlos de mi mente»), pues se encontró que no discriminaron adecuadamente entre los participantes con alta y baja evitación experiencial. Los indicadores de asimetría y curtosis se hallaron todos dentro del rango ±1,5; sin embargo, el coeficiente de curtosis multivariada de Mardia (1970) señaló un valor de 215,03, bastante por encima del criterio de 70 recomendado por Rodríguez y Ruiz (2008). Esto indica que el estimador de máxima verosimilitud resultaría inadecuado para realizar un análisis factorial con los presentes datos, por lo cual se optó por utilizar el método de uls para la extracción de factores.

Se consideró pertinente realizar un afe con los ítems restantes, pues se obtuvo una matriz de correlaciones significativa, un valor de 0,81 (considerado bueno) en el test de Kaiser-Meyer-Olkin y un test de esfericidad de Bartlett significativo (χ² = 1046,5, gl = 78, p < 0,001); la matriz de correlaciones policóricas en la que se basó el análisis puede ser solicitada por correo electrónico al autor. Se realizó un análisis robusto con mil muestras bootstrap de sesgo corregido y acelerado. Los tres métodos evaluados para decidir el número de factores a retener (ap, bic, hull) coincidieron en una estructura de dos factores, la cual fue sometida al método de rotación Promin.

Tabla 1. Estadísticos descriptivos y V de Aiken de los ítems del BEAQ

Ítem | Media | Varianza | Asimetría | Curtosis | V | Rps/1 | Rps/2 | Rps/3
1 | 2,79 | 1,78 | 0,27 | -0,83 | 0,86 | 0,38 | 0,37 | 0,37
2 | 4,04 | 1,11 | -0,33 | -0,31 | 1,00 | -0,13 | — | —
3 | 4,51 | 1,40 | -0,74 | 0,26 | 1,00 | 0,04 | 0,01 | —
4 | 2,34 | 1,72 | 0,87 | -0,06 | 0,57 | 0,42 | 0,44 | 0,47
5 | 2,94 | 1,90 | 0,32 | -0,75 | 0,86 | 0,34 | 0,35 | 0,36
6 | 2,18 | 1,62 | 1,28 | 1,09 | 1,00 | 0,14 | 0,18 | 0,22
7 | 3,31 | 1,89 | -0,05 | -0,80 | 0,86 | 0,52 | 0,52 | 0,51
8 | 3,51 | 1,63 | -0,21 | -0,71 | 1,00 | 0,35 | 0,33 | 0,32
9 | 2,68 | 1,98 | 0,66 | -0,41 | 0,71 | 0,46 | 0,49 | 0,51
10 | 3,65 | 1,90 | -0,09 | -0,71 | 1,00 | 0,45 | 0,46 | 0,47
11 | 4,09 | 1,65 | -0,55 | -0,34 | 1,00 | 0,57 | 0,57 | 0,56
12 | 3,63 | 1,93 | -0,22 | -0,86 | 0,86 | 0,59 | 0,58 | 0,55
13 | 3,88 | 1,39 | -0,53 | -0,17 | 1,00 | 0,50 | 0,49 | 0,45
14 | 2,93 | 1,64 | 0,30 | -0,62 | 1,00 | 0,31 | 0,33 | 0,34
15 | 3,08 | 1,94 | 0,25 | -0,64 | 1,00 | 0,41 | 0,43 | 0,45

Nota. rps: correlaciones poliseriales ítem-total corregidas.

Se analizaron las cargas factoriales en cada uno de los dos factores y se observó que el ítem 1 («La clave para una buena vida es nunca sentir dolor») no alcanzó cargas mayores a 0,30 en ninguno de los dos factores; por esta razón, fue eliminado. La tabla 2 presenta la solución final de dos factores. Se presentan, además, los intervalos de confianza bootstrap al 95% de las cargas factoriales y de los índices de ajuste del modelo. Se observó una potencial situación de complejidad en el caso del ítem 7 («Renunciaría a muchas cosas con tal de no sentirme mal»), específicamente al examinar el límite superior del intervalo de confianza de su carga en el factor 2, el cual se halló por encima de 0,40. A pesar de esto, se decidió mantener dicho ítem, debido a que su carga fue positiva en ambos factores y, por lo tanto, teóricamente consistente. Los índices de simplicidad de Bentler (1977; S = 0,99) y de sencillez de la carga de Lorenzo-Seva (2003; ls = 0,47), por su parte, indicaron un alto grado de simplicidad de la solución. En relación con la carga factorial del ítem 13, se observó que el límite superior de su intervalo de confianza fue superior a 1. Dicho resultado, sin embargo, no representa un problema cuando los factores son oblicuos, como en el presente caso (Jöreskog, 1999).

Los índices de ajuste sugirieron que el modelo planteado representó adecuadamente las correlaciones entre los ítems: cfi = 0,98 [0,97, 0,99], rmsea = 0,05 [0,04, 0,05]. En ambos casos, como se aprecia en la tabla 2, se obtuvieron valores de determinación adecuados (>0,90), lo cual indica que es plausible utilizar las estimaciones de los puntajes factoriales. Al analizar los dos factores resultantes, se observó que los ítems que cargaron en el primer factor (al que se llamará «Evitación del sufrimiento») fueron aquellos que se relacionan claramente con un intento de evitar sentir emociones desagradables. Por otra parte, los ítems que cargaron en el segundo factor (que será llamado «Desconexión y desactivación») resultan algo más difíciles de interpretar, pues su contenido gira en torno a temas relacionados con la falta de activación conductual (p. ej., «Solamente haré algo cuando ya no me quede más opción que hacerlo») y la desconexión emocional (p. ej., «Me es difícil saber qué estoy sintiendo»). Respecto a esto, se observaron valores adecuados (>0,80) en la confiabilidad del constructo únicamente en el caso del primer factor, tanto en relación con sus puntuaciones observadas como con las variables latentes que subyacen a estas (tabla 2). De manera similar, el primer factor obtuvo índices de consistencia interna (α, ωT y ωTR) mayores que el segundo. Se calcularon, además, las correlaciones poliseriales ítem-total corregidas en cada una de las dimensiones, las cuales se hallaron entre 0,44 y 0,61 en el factor Evitación del sufrimiento, y entre 0,30 y 0,51 en el factor Desconexión y desactivación. Finalmente, se observó que ambos factores mostraron una correlación moderada, φ = 0,47, ic al 95%: [0,38, 0,61], la cual también se reflejó en la correlación entre las sumas de los puntajes de sus correspondientes ítems, r = 0,42, IC al 95%: [0,32, 0,50].

Tabla 2. Cargas factoriales, varianza total explicada, índices de determinación factorial, confiabilidad del constructo y consistencia interna de las puntuaciones observadas

Ítem | Matriz de configuración | Matriz de configuración | Matriz de configuración | Matriz de configuración | Matriz de estructura | Matriz de estructura | Matriz de estructura
| F1 | [ic al 95%] | F2 | [ic al 95%] | F1 | F2 | h2
4 | -0,01 | [-0,17, 0,16] | 0,60 | [0,44, 0,76] | 0,29 | 0,61 | 0,37
5 | -0,13 | [-0,26, -0,01] | 0,60 | [0,48, 0,72] | 0,15 | 0,54 | 0,31
6 | -0,22 | [-0,37, -0,06] | 0,47 | [0,29, 0,63] | 0,01 | 0,37 | 0,18
7 | 0,35 | [0,18, 0,49] | 0,31 | [0,11, 0,47] | 0,50 | 0,47 | 0,32
8 | 0,42 | [0,24, 0,58] | 0,04 | [-0,15, 0,23] | 0,43 | 0,23 | 0,19
9 | 0,07 | [-0,07, 0,20] | 0,61 | [0,47, 0,73] | 0,36 | 0,65 | 0,42
10 | 0,15 | [0,01, 0,26] | 0,48 | [0,33, 0,60] | 0,38 | 0,55 | 0,32
11 | 0,56 | [0,43, 0,66] | 0,24 | [0,11, 0,35] | 0,67 | 0,50 | 0,49
12 | 0,69 | [0,57, 0,80] | 0,07 | [-0,06, 0,21] | 0,72 | 0,39 | 0,53
13 | 0,93 | [0,81, 1,09] | -0,21 | [-0,36, -0,12] | 0,83 | 0,22 | 0,73
14 | -0,01 | [-0,15, 0,13] | 0,44 | [0,29, 0,58] | 0,19 | 0,44 | 0,19
15 | 0,16 | [0,03, 0,30] | 0,40 | [0,23, 0,53] | 0,35 | 0,47 | 0,24

Varianza total explicada | 31,89% | 13,56%
FD | 0,96 | 0,92
H-latente | 0,85 | 0,77
H-observado | 0,81 | 0,75
α | 0,75 [0,69, 0,79] | 0,69 [0,62, 0,75]
ωT | 0,75 [0,70, 0,79] | 0,69 [0,62, 0,75]
ωTR | 0,84 | 0,77

Nota. h2: comunalidades; fd: índice de determinación factorial; H: replicabilidad del constructo; α: coeficiente alfa; ωT: coeficiente omega total; ωTR: coeficiente omega total de Revelle. Se resaltan en negrita las cargas de cada ítem en su factor asignado.

Discusión

El presente estudio tuvo como fin realizar un análisis psicométrico del Cuestionario Breve de Evitación Experiencial (BEAQ) de Gámez et al. (2014). A pesar de que existe una medida de EE que posee elevada confiabilidad y una estructura factorial estable —el AAQ-II (Bond et al., 2011)—, y de la cual existen además versiones en español (Patrón, 2010; Ruiz et al., 2013), se han planteado importantes dudas acerca de la validez de las puntuaciones de este instrumento (Gámez et al, 2011; Wolgast, 2014). Por esta razón, urge desarrollar nuevas escalas que midan dicho constructo y que posean adecuadas propiedades psicométricas. En este trabajo, se evaluó la estructura factorial de uno de los instrumentos alternativos que se han propuesto para evaluar la EE: el BEAQ (Gámez et al., 2014).

El análisis realizado indicó que una estructura de dos factores se adecuaba mejor a los datos. De estos dos factores, solo uno de ellos resultó claramente interpretable y mostró adecuados indicadores de confiabilidad. Esto se halla en contraposición con lo planteado por los autores de la prueba, quienes seleccionaron los ítems con el fin explícito de que cargaran en un único factor (Gámez et al., 2014). Sin embargo, una mirada más cercana al proceso de construcción demuestra que los autores no aseguraron que la unidimensionalidad obtenida fuera robusta y replicable. Los ítems fueron seleccionados de las distintas subescalas de la versión larga (el meaq) a través de una serie de afe. Es decir, la escala unifactorial resultante estuvo compuesta por ítems que evaluaban distintas dimensiones y no se hizo una evaluación estricta de la unidimensionalidad. Así pues, parece viable aplicar al BEAQ la crítica que sus propios autores realizaron inicialmente a la primera versión del aaq: los ítems evalúan, de manera poco clara, más de un constructo y esto resulta en una baja replicabilidad (Gámez et al., 2011).

De especial interés fue el primer factor identificado —Evitación del sufrimiento—, ya que alcanzó indicadores adecuados de confiabilidad y resultó viable interpretar el contenido de sus ítems. Como se mencionó antes, el BEAQ estuvo conformado, en su mayoría, por ítems provenientes de las dimensiones Aversión al distrés y Evitación conductual del meaq. Debido a esto, existía la posibilidad de que los ítems de alguna de estas dimensiones conformaran un factor independiente, aunque fuera solo por tener una mayor cantidad de ítems. Sin embargo, al analizar el factor Evitación del sufrimiento se observaron diversos contenidos en sus ítems. Específicamente, estuvo conformado por ítems de tres de las dimensiones originales: Aversión al distrés, Distracción y supresión y Evitación conductual. Por otra parte, en el segundo factor —Desconexión y desactivación—, la combinación fue menos clara, aunque predominaron ítems de las dimensiones Represión y negación y Procrastinación del MEAQ.

La impresión que brindan estos resultados es que los ítems del BEAQ evalúan distintos constructos y no se ajustan a una estructura unidimensional. Esto lo indica también el hecho de que algunos ítems se hayan eliminado en el análisis, pues es probable que estos conformaran factores independientes que no pudieron ser identificados debido al reducido número de indicadores (Fabrigar y Wegener, 2012). Sin embargo, al analizar el contenido del primer factor hallado —Evitación del sufrimiento— se aprecia que este evalúa claramente la EE. Por lo tanto, se recomienda tomar como punto de partida los cinco ítems de este factor para desarrollar un nuevo instrumento que mida la evitación experiencial.

Una limitación importante del presente estudio fue el uso de una muestra por conveniencia conformada únicamente por estudiantes de Psicología. Aunque desde el punto de vista conceptual no se esperarían diferencias importantes en la estructura factorial del instrumento según la muestra de estudio, es posible que otras variables —como la comprensión lectora— afecten el funcionamiento de los ítems en otras muestras. Otra limitación reside en el tipo de análisis utilizado. Si bien los análisis confirmatorios brindan mayor flexibilidad y permiten evaluar otros aspectos —como la posible presencia de errores correlacionados o la invarianza factorial—, la escasez de estudios acerca de la estructura factorial del BEAQ no justificaba el uso de esta metodología. Es importante tomar en cuenta que existe, actualmente, una nueva versión breve del meaq, la cual —a diferencia del BEAQ— sí conserva la multidimensionalidad del instrumento original (Sahdra et al., 2016). Resulta de interés preguntarse si dicha estructura factorial mostrará mayor estabilidad que la supuesta unidimensionalidad del BEAQ, la cual no logró ser replicada en el presente estudio. Sin embargo, no es posible responder a esta pregunta, pues dicho instrumento no se hallaba aún disponible cuando se recogieron los actuales datos. Finalmente, en relación con el procedimiento de recolección de la información, el hecho de que el BEAQ haya sido aplicado junto con otros instrumentos puede haber llevado a que los resultados estuvieran influenciados por el cansancio de los evaluados. A pesar de estas limitaciones, los presentes aportes constituyen un primer paso necesario en la construcción y mejora de los instrumentos de medición, pues sientan las bases para posteriores análisis.

Según los resultados obtenidos, no existen aún suficientes evidencias de validez y confiabilidad del BEAQ en población peruana. Esto implica que a pesar de las críticas realizadas a la validez de contenido del AAQ-II (Gámez et al., 2011; Wolgast, 2014), este sigue siendo la mejor alternativa para evaluar la evitación experiencial. De hecho, algunos autores han planteado que resulta imposible desligar la evitación experiencial de otros aspectos relacionados, como la fusión cognitiva (Christodoulou, Michaelides y Karekla, 2017), razón por la cual sugieren que el constructo evaluado por el AAQ-II sea llamado, de manera más genérica, inflexibilidad psicológica. En vista de estas reformulaciones conceptuales, es viable derivar un nuevo instrumento a partir de los ítems del factor Evitación del sufrimiento del BEAQ, pues en su estado actual sus indicadores de confiabilidad resultan insuficientes para su uso en la evaluación clínica. Más aún, es deseable utilizar, en el futuro, métodos de análisis confirmatorio que permitan una aproximación fuerte a la validez de constructo. Finalmente, se requiere que el funcionamiento psicométrico de la prueba sea examinado en muestras comunitarias y clínicas, ya que los resultados obtenidos en la presente muestra de estudiantes no serán necesariamente generalizables a otros grupos de interés.

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