Introducción

La investigación sobre relajación-mindfulness (REMIND) en el ámbito educativo está siendo muy productiva en los últimos años (Felver y Jennings, 2016; Zenner, Herrnleben- Kurz y Walach, 2014). Numerosos estudios demuestran que REMIND, además de producir efectos fisiológicos y psicológicos positivos (Barnes, 2016; Schonert- Reichl y Roser, 2016), mejora la atención y otras habilidades cognitivas del alumnado de Educación Secundaria (Sanger y Dorjee, 2015;Zenner, Herrnleben- Kurz y Walach, 2014), así como el clima del aula y su rendimiento académico (Amutio, Franco, Mañas y Gázquez, 2015; López-González, Amutio, Oriol y Bisquerra, 2016; Stea y Torstveit, 2014; Schonert-Reichl y Roser, 2016; Wisner, 2013).

Mindfulness es una cualidad de la mente, connatural al ser humano, que se relaciona de manera positiva con varios conceptos positivos de bienestar como optimismo, afecto positivo y autorrealización, y negativamente con otros como depresión, ansiedad o rumiación (Brown y Ryan, 2003; Lawlor, Schonert-Reichl, Gadermann y Zumbo, 2014). La correlación positiva de mindfulness con las tres necesidades fundamentales de la teoría de la autodeterminación: autonomía, relación –pertenencia- y competencia (Ryan y Deci, 2000) cobra mucho interés para la consolidación de muchas otras competencias en adolescentes. Por eso se están implementando numerosos programas de REMIND para adolescentes en varios países del mundo, tales como EE.UU., Canadá, Bélgica, Inglaterra u Holanda (Davidson et al., 2012;Meiklejohn et al., 2012). En España, cabe destacar el Programa TREVA (López-González, 2013), el de Aulas Felices (Arguis et al., 2011) y la Meditación Fluir (Franco, 2009). La mayor parte de estos programas se evalúan mediante diseños quasi experimentales (Greenberg y Harris, 2012) usando instrumentos que son, en su mayoría, adaptaciones de otros utilizados con poblaciones adultas. Apenas existen instrumentos específicos para niños y adolescentes.

La medición de mindfulness en adolescentes

Mindfulness es concebido como la cualidad mental de tener conciencia del momento presente con aceptación (Bishop et al., 2004). Ello conlleva la habilidad de observar los propios pensamientos, sensaciones y reacciones emocionales sin identificarse con ellos, con apertura, sin esfuerzo, con curiosidad, aceptación y compasión (Siegel, 2010;Kabat Zinn, 2003). Se sabe que el nivel de mindfulness y la conciencia de uno mismo son predictivos de la autorregulación y los estados emocionales positivos (Sanger y Dorjee, 2015); que el mindfulness-rasgo predice la autonomía personal, así como que el mindfulness-estado está ligado a la experiencia positiva del momento presente (Brown y Ryan, 2003;Zoogman et al., 2014). Ambos suelen correlacionar, aunque la mayoría de instrumentos de adultos se fijan en el mindfulness-rasgo; lo mismo que ocurre en adolescentes, por lo que escasean, en general, instrumentos de mindfulness-estado.

Cada vez son más los autores que recomiendan un aprendizaje gradual y adaptativo del mindfulness para niños y adolescentes que incluya ejercicios de relajación, de conciencia corporal o de motricidad consciente (Schonert-Reichl y Roeser, 2016), por lo que hacen falta instrumentos de evaluación específicos para esas edades. En este sentido, cabe tener en cuenta que tanto en relajación como en mindfulness intervienen las mismas habilidades cognitivas: enfoque, pasividad y receptividad (Amutio, 1998) y se experimentan algunos estados mentales similares en los primeros años de práctica (Amutio, 2006;2011). Todo ello hace necesaria una taxonomía de habilidades básicas y especiales de relajación, meditación y mindfulness como la propuesta por López-González (2016).

Son escasos los instrumentos validados para medir la conciencia plena (mindfulness) en adolescentes (Burke, 2010). Al igual que en el caso de los adultos, la mayoría lo valoran como rasgo. Entre ellos existen varias adaptaciones del Five Facets Mindfulness Questionnaire (FFMQ) (Royuela-Colomer y Calvete, 2016) y una adaptación de la Mindful Attention Awareness Scale para adolescentes (MAAS-A) de Brown, West, Loverich y Biegel (2011), con una versión en español (Calvete, Sampedro y Orue, 2014) y una adaptación para niños (MAAS-C) (Lawlor et al., 2014). Como escalas específicas, se encuentran la Escala de Atención Plena en el Ámbito Escolar (León, 2008) de 12 ítems y que mide tres factores: atención cinestésica, atención interior y atención exterior, y The Child and Adolescent Mindfulness Measure (CAMM - Greco, Baer y Smith, 2011) de 10 ítems, de la que existe una versión en catalán (Viñas et al., 2015).de 10 ítems, de la que existe una versión en catalán (Viñas et al., 2015).

Por otro lado, existen diversos instrumentos que miden ciertos aspectos relacionados con mindfulness en adolescentes (Greco y Hayes, 2008). Los hay que valoran la aceptación-mindfulness, como el CAMM (Greco et al., 2011), y otros miden la orientación en la acción, como la Mindful Thinking and Action Scale for Adolescents (MTASA) que mide cuatro factores: autorregulación saludable, atención activa, observación y aceptación de la experiencia (West, Sbraga y Pool, 2007). También se valora el nivel de inflexibilidad psicológica (Avoidance and Fusion Questionnaire for Youth - AFQ-Y; Greco, Murrel y Coyne, 2005) o la orientación en la acción, mediante el The Personal Values questionnaire (PVQ) de Blackledge, Spencer y Ciarrrochi (2007) y el Social Values Survey (SVS) de Blackledge, Ciarrochi, Bilich y Heaven (2007).

Objetivo del estudio

Ante la escasez de instrumentos que valoren la relajación-mindfulness como estado, este estudio se propone conocer la validez y fiabilidad de la Escala de Habilidades y Estados de Relajación-Mindfulness para Adolescentes (EHREMA), lo cual contribuirá en la evaluación de variables relacionadas con el nivel de habilidad práctica de relajación-mindfulness y, a la vez, servirá como instrumento de evaluación de protocolos de guiones de relajación-mindfulness.

Se parte de tres hipótesis: (1) la Escala de Habilidades y Estados de Relajación- Mindfulness para Adolescentes (EHERMA) tiene unas propiedades psicométricas aceptables. (2) La EHERMA es fiable. (3) La EHERMA muestra suficientes evidencias de validez de criterio y contenido.

Método

Participantes

La muestra estuvo compuesta por 420 alumnos y alumnas procedentes de los cuatro niveles de Educación Secundaria Obligatoria (ESO) y los dos de Bachillerato (BACH) de un instituto público, a los que se les informó debidamente antes de solicitarles la firma voluntaria del consentimiento (Tabla 1).

TABLA 1. Muestra del alumnado por nivel educativo y media de edad global

Procedimiento

Se confeccionó un primer Cuestionario de Habilidades de Relajación-Mindfulness inicial de 23 ítems, el cual se sometió al juicio de tres expertos para el análisis de validez de contenido. Los expertos descartaron dos ítems, uno por tratarse de una repetición y otro por falta de claridad expositiva. De esta segunda versión de 21 ítems se hizo un análisis factorial confirmatorio y se descartaron dos ítems más por su bajo peso factorial, lo cual dio lugar a la tercera y última versión de 19 ítems. La versión final del cuestionario Escala de Habilidades y Estados de Relajación- Mindfulness para Adolescentes (EHRMA) es una escala tipo Likert de 19 ítems agrupados en tres factores de análisis: enfoque, pasividad-receptividad y estados REMIND (Tabla 2). Está basada en las habilidades cognitivas que inter vienen en ambas prácticas: enfoque, pasividad y receptividad, recogidas por Amutio (1998), y en los estados de relajación recogidos en el Smith Relaxation States Inventory (2005). Presenta cuatro posibilidades de respuesta (1 = nada; 2 = un poco; 3 = bastante; 4 = mucho).

La validez de constructo se realizó mediante análisis factorial exploratorio y confirmatorio, y la validez de criterio mediante análisis de correlaciones de la EHRMA con otros dos instrumentos validados: el Cuestionario de Hábitos de Relajación y Meditación Escolar (CHRME - López-González et al., 2016) y el Cuestionario Breve de Educación Emocional (CBEE - Pérez-Escoda et al., 2000). El Cuestionario de Hábitos de Relajación-Mindfulness consta de 11 ítems y valora tres factores: hábitos personales de REMIND, hábitos familiares de REMIND y hábitos escolares de REMIND con cuatro posibilidades de respuesta (1=nunca; 2=a veces; 3=con frecuencia; 4=siempre). Su fiabilidad es α=.72. Las propiedades psicométricas son buenas, así como su consistencia interna. Por su parte, el Cuestionario Breve de Educación Emocional (CBEE) consta de 20 ítems tipo Likert repartidos en cuatro dimensiones: conciencia y control emocional, autoestima, habilidades socioemocionales y habilidades de vida y bienestar. Tiene cuatro posibilidades de respuesta (1=nunca; 2=a veces; 3=con frecuencia; 4=siempre) y su fiabilidad es buena (α =.78).

El estudio se llevó a término al acabar durante una intervención del Programa TREVA de relajación-mindfulness de 12 semanas (López-González, 2013). Después de explicar los objetivos, solicitar el anonimato y firmar el consentimiento informado, se administraron al alumnado el CBEE y el CHRME previo a la realización de una práctica guiada específica de REMIND de 15 minutos y la EHERMA inmediatamente después. La práctica se estructuró en tres partes sin interrupción: 5 minutos de autoobservación consciente de la propia postura, sensaciones corporales y la respiración, 5 minutos de visualización de una escena de bienestar y 5 minutos de autoobservación del estado interno sin juicio y sin querer modificar nada.

Análisis de datos

En primer lugar se llevó a cabo un Análisis Factorial Confirmatorio (AFC) de la Escala de Habilidades y Estados de Relajación-Mindfulness para Adolescentes (EHERMA) mediante el software Lisrel 8.80 (Jöreskog y Sörbom, 1997). Se empleó el método de mínimos cuadrados ponderados diagonales por ser el método más apropiado cuando las variables observadas son ordinales (Mîndrilă, 2010), como es este caso al tratarse de un estilo de respuesta tipo Likert. Para evaluar los modelos propuestos se utilizaron los siguientes índices de bondad de ajuste: el ratio entre el estadístico χ2-Satorra-Bentler) y los grados de libertad del modelo, cuyo valor ha de ser inferior a 3 para ser considerado como válido (Carmines y McIver, 1981); el Comparative Fit Index (CFI); el Non-Normed Fit Index (NNFI); el Goodness of Fit Index (GFI); y el Adjusted Goodness of Fit Index (AGFI), cuyos valores han de ser superiores a .95 (Hu y Bentler, 1999). Posteriormente, se analizó el Root Mean Squared Error of Approximation (RMSEA) incluyendo el intervalo de confianza al 90% del valor medio y el Standardized Root Mean of Residuals (SRMR), cuyos valores han de ser inferiores a .08 (Browne y Cudeck, 1993). Finalmente, se calcularon los baremos, en percentiles, de los factores y de la escala completa.

En segundo término, se analizaron las correlaciones de la EHERMA mediante coeficientes de correlación bivariados (r de Pearson) con el CHRME y con el CBEE. Se utilizó el programa SPSS 21.0.

Resultados

Análisis de validez de constructo

Inicialmente se probaron dos modelos en base al ajuste esperado del cuestionario en un único factor y en cuatro factores (Enfoque, Pasividad, Receptividad y Estados REMIND). Los resultados mostraron un ajuste inadecuado del modelo unifactorial según los índices χ2/gl, RMSEA y SRMR: χ2/gl=5.90; RMSEA=.090 (I.C. 90%: .080 -.099); SRMR=.085; NNFI=.96; CFI=.96; GFI=.97; AGFI=.97. Por su parte, el modelo de cuatro factores mostró un ajuste adecuado según todos los índices propuestos, siendo el valor de RMSEA ligeramente superior al punto de corte indicado: χ2/gl=2.66; RMSEA=.081 (I.C. 90%: .071-.091); SRMR=.080; NNFI=.97; CFI=.97; GFI=.98; AGFI=.97. Sin embargo, este modelo se rechazó al verificarse la baja consistencia interna de los factores Pasividad (α=.35) y Receptividad (α=.62). Finalmente, se probó un tercer modelo conteniendo tres factores: Enfoque, Pasividad-Receptividad y Estados REMIND. Este modelo mostró un ajuste óptimo según todos los índices considerados: χ2/gl=2.51; RMSEA=.077 (I.C. 90%: .067-.087); SRMR=.073; NNFI=.97; CFI=.97; GFI=.98; AGFI=.97. Se verificó mediante la prueba diferencial χ2 que el ajuste de los modelos de 3 y 4 factores era significativamente diferente, ∆χ2(2)=17.35, p<.001. Por tanto, finalmente se aceptó el modelo de tres factores al mostrar un mejor ajuste a los datos. Los resultados del AFC (pesos factoriales y errores de estimación), junto con los estadísticos descriptivos de los ítems y factores y la consistencia interna de los factores (α de Cronbach) se detallan en la Tabla 2. Tal como se puede observar, la distribución de la mayoría de ítems fue asimétricamente negativa, con coeficientes que oscilan entre -0.35 y -2.01. Además, los factores presentaron niveles de consistencia interna adecuados, con coeficientes entre .68 y .87. La fiabilidad global del cuestionario es buena (alfa de Cronbach=.90).

TABLA 2. Ítems, factores y estadísticos descriptivos de la EHERMA

Análisis de validez de criterio

Los resultados mostraron correlaciones estadísticamente significativas de la EHERMA con el CHRME (r=.13; p=.000) y con el CBEE (r=.18; p=.000). Tal como se puede observar en la Tabla 3, el global y los factores de la EHERME y las subescalas, con excepción de la Pasividad-Receptividad, estuvieron relacionadas positiva y significativamente con el resto de variables analizadas.

TABLA 3. Coeficientes de correlación (Pearson’s r) entre variables

Nota: * p < .05, *p < .01, ***p < .001.

Baremación

Para que los docentes puedan utilizar esta escala e interpreten sus resultados es conveniente disponer de una baremación fiable, por lo cual a continuación se presentan los percentiles de la escala en la Tabla 4. Ver también Tabla 4 (continuación).

TABLA 4. Baremos (percentiles) de los factores y de la suma global de la EHERMA

TABLA 4 (continuación). Baremos (percentiles) de los factores y de la suma global de la EHERMA

Nota: PC= Percentil; Factor 1 = Enfoque; Factor 2 = Pasividad-Receptividad; Factor 3 = Estados REMIND; Total = Total de la escala

Discusión y conclusiones

Según los resultados obtenidos, se puede afirmar que la EHERMA es un instrumento válido para su uso en contextos educativos con adolescentes al confirmarse las tres hipótesis: la escala resulta fiable, sus propiedades psicométricas son aceptables y muestra evidencias de validez de criterio y contenido. Este instrumento puede servir también para evaluar el nivel de habilidad práctica de REMIND que tienen los adolescentes y contribuir, así, a completar la valoración de dicha variable como rasgo realizada por otros investigadores (Calvete et al., 2014). Por otro lado, este instrumento parece indicado para evaluar el diseño de protocolos de ejercicios REMIND y puede ser usado como triangulación en la evaluación de la manera de guiar del instructor. En definitiva, la EHERMA puede ser un buen complemento para la valoración de REMIND-estado con otros instrumentos que evalúen el rasgo.

La especificidad de la muestra es una de las limitaciones de este estudio. Además, y en referencia a la validez divergente del factor Pasividad-Receptividad respecto a los hábitos REMIND y al nivel de competencia emocional de los adolescentes, esta puede ser debida a que este factor necesita de una mayor madurez psicológica y nivel de práctica meditativa, sobre todo si se tiene en cuenta que esta dimensión se relaciona directamente con la aceptación (West et al., 2007).

Se recomiendan las intervenciones basadas en REMIND, pues podrían fortalecer determinadas zonas de la corteza prefrontal que mejoran la atención (Sanger y Dorjee, 2015) y que resultan determinantes en la regulación emocional, especialmente en adolescentes (Amutio et al., 2015;Franco, Amutio, López-González, Oriol y Martínez-Taboada, 2016), a la vez que incrementan las habilidades cognitivas y el rendimiento académico (Stea y Torstveit, 2014; Schonert-Reichl y Roser, 2016). Dada la influencia del docente en el clima de aula en la predicción del rendimiento académico (Brackett et al., 2011;López-González y Oriol, 2016), se recomienda que sean ellos mismos quienes implementen REMIND, como se hace, por ejemplo, en el Programa TREVA (López-González et al., 2016), o en el Centre for Mindfulness Research and Practice (2014) de la Universidad de Bangor. Actualmente existe una cantidad considerable de estudios (Gouda et al., 2016) que avalan la efectividad de la implementación de estas técnicas en el profesorado.

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Notas de autor

Enlace alternativo

http://aufop.com/aufop/uploaded_files/revistas/14843612823.pdf#page=94 (pdf)