¹ Universidad Nacional Mayor de San Marcos, Perú.

* Correspondencia: pabvalenciam@gmail.com

DISEÑO

El presente estudio constituye un diseño correlacional, debido a que se busca medir la asociación entre determinadas variables sin que ninguna de estas sea manipulada y, por lo tanto, no es posible establecer relaciones causales entre ellas (Sánchez y Reyes, 2009). Más específicamente, según la clasificación de Creswell (2012), el diseño correlacional utilizado sería de tipo predictivo, pues se busca establecer qué variables (predictores) logran predecir significativamente otra variable de interés (criterio).

PARTICIPANTES

La muestra estuvo conformada por 284 estudiantes universitarios (172 mujeres, 112 varones) de una universidad pública de Lima Metropolitana, con edades comprendidas entre los 16 y los 30 años (Media = 20.28, DE = 2.14). Si bien el muestreo fue de tipo intencional, se buscó incluir estudiantes de distintas carreras. La mayoría de estos provino de las áreas académicas de Ciencias Sociales (45.4 %), Ciencias de la Salud (31.7 %) y Humanidades (18 %). El 5 % restante estuvo compuesto por alumnos de Ingenierías y de Ciencias Básicas. Todos los participantes fueron alumnos de los tres primeros años de sus respectivas carreras.

INSTRUMENTOS

Cuestionario de Aceptación y Acción II (AAQ-II; Bond et al., 2011). Consta de 10 ítems que evalúan la EE, los cuales se puntúan en una escala Likert del 1 (completamente falso) al 7 (completamente cierto). En este estudio se aplicó la versión validada en México por Patrón (2010), quien se basó en una versión no publicada del instrumento. Respecto de esta versión mexicana, se realizó una modificación en el ítem 9 («Mis preocupaciones obstaculizan mi superación»), al notar en una breve aplicación piloto que esta oración resultaba extraña para algunos participantes. Luego de consultar con una persona originaria de México, se retradujo el ítem de la siguiente manera: «Mis preocupaciones obstaculizan mi camino al éxito». Cabe mencionar que en la versión publicada de la prueba (Bond et al., 2011) se eliminaron los tres ítems de puntuación inversa, por lo que dicha versión final solo incluyó 7 reactivos. En el presente trabajo, sin embargo, se trabajó con los 10 ítems originales; esta versión obtuvo un coeficiente alfa adecuado (α = .862, IC al 95 % [.837, .885]), así como correlaciones ítem-test que se hallaron entre .261 y .750.

Cuestionario de Afrontamiento COPE Breve (Carver, 1997). La versión abreviada del cuestionario COPE plantea catorce estrategias de afrontamiento, cada una de las cuales es evaluada con dos ítems; estas estrategias se agrupan a su vez en tres grandes categorías: los estilos de afrontamiento centrado en el problema, centrado en la emoción y evitativo. Cabe mencionar que algunos estudios (p. ej., Morán, Landero y González, 2010) han hallado poca claridad en la estructura factorial del instrumento. Los ítems de la prueba se responden en una escala Likert que va del 1 (nunca) al 4 (siempre). En nuestro medio, este instrumento ha sido utilizado por Barreda (2012), quien halló coeficientes alfa entre regulares y malos para cada uno de estos tres estilos. En el presente estudio, se realizaron análisis de fiabilidad con cada uno de los pares de ítems correspondientes a las estrategias de afrontamiento. Se obtuvieron coeficientes alfa subóptimos, de los cuales el menor fue de .29 (para la estrategia llamada «afrontamiento activo»). Por este motivo, se decidió llevar a cabo un análisis factorial exploratorio que permitiera reestructurar las dimensiones de la prueba. Existieron las condiciones para dicho análisis, al observarse una medida de adecuación muestral de Kaiser-Meyer-Olkin de 0.720 (considerada suficiente), un test de esfericidad de Bartlett significativo (χ² = 2125.3; g.l. = 378, p < .001) y una matriz de correlaciones significativa. A pesar de que la naturaleza de los datos es ordinal y se observaron valores de asimetría y curtosis elevados en los ítems 4 y 11, el análisis se basó en correlaciones Pearson, pues cuando este se realizó con correlaciones policóricas, aparecieron casos Heywood. Se usó el método de mínimos cuadrados no ponderados para la extracción de factores; para decidir el número de factores a retener, se tomó como referencia el análisis paralelo; asimismo, se utilizó la rotación oblicua Promax. Se optó por una rotación oblicua debido a que se esperaba que algunas estrategias de afrontamiento se relacionasen entre sí; además, como señalan Fabrigar y Wegener (2012), en caso de que los factores no se hallen correlacionados, la rotación oblicua brindará una estructura muy similar a la de la rotación ortogonal. Luego de repetidos análisis, se llegó a una solución satisfactoria; sin embargo, en el proceso se eliminaron seis ítems. Como se aprecia en la tabla 1, se retuvieron seis factores que en conjunto explicaron un 58.41 % de la varianza total. A continuación, se rotula y describe brevemente el contenido de cada uno de estos factores:

Solución de problemas (ítems 2, 7, 12, 14, 17, 20, 24, 25):Consiste en adoptar una actitud positiva y activa frente al problema, aceptando la existencia de este y buscando establecer los pasos para solucionarlo.

Expresión y apoyo social (ítems 5, 9, 10, 15, 21, 23): Enfatiza el aspecto interpersonal del afrontamiento al estrés. Comprende la expresión emocional frente a otras personas (desahogo) y la búsqueda de apoyo social.

Humor (ítems 18, 28): Implica bromear acerca de la situación estresante en la que uno se encuentra.

Religión (ítems 22, 27): Implica recurrir a las creencias o rituales religiosos al hallarse uno en situaciones de estrés.

Autoculpa (ítems 13, 26): Se refiere a la presencia de una fuerte autocrítica, la cual se caracteriza porque la persona misma tiende a culparse por lo que le sucede.

Uso de sustancias (ítems 4, 11): Comprende el consumo de alcohol u otras drogas frente a una situación de estrés.

 

Inventario de Ansiedad Estado-Rasgo (IDARE; Spielberger y Diaz-Guerrero, 2007). El IDARE es un instrumento ampliamente utilizado para evaluar la ansiedad. Consta de dos escalas, de 20 ítems cada una: ansiedad-estado (es decir, aquella que el evaluado experimenta al momento de la aplicación) y ansiedad-rasgo (esto es, aquella que el participante percibe como parte de su personalidad). Se responde en una escala Likert con cuatro opciones de respuesta. En el presente estudio, la escala de ansiedad-estado obtuvo un coeficiente alfa de .924 (IC al 95 %: .911, .936), y sus correlaciones ítem-test corregidas se hallaron entre .41 y .69. En el caso de la escala de ansiedad rasgo, se obtuvo un coeficiente alfa de .893 (IC al 95 %: .874, .910), con correlaciones ítem-test corregidas entre .35 y .65, a excepción del ítem 31, el cual obtuvo un valor de .05. Otros investigadores han encontrado dificultades similares con este reactivo (Chapi, 2012; Domínguez, Villegas, Sotelo y Sotelo, 2012; Vera-Villarroel, Celis-Atenas, Córdova-Rubio, Buena-Casal y Spielberger, 2007), lo que remarcaría la necesidad de un análisis más exhaustivo de este para su reformulación y/o exclusión. Sin embargo, en aras de mantener la estructura de la prueba, y en vista de que el IDARE es un instrumento que ha sido utilizado con éxito con distintas poblaciones, se ha mantenido este ítem en los análisis subsiguientes.

PROCEDIMIENTO

En primer lugar, se examinó con el test de Kolmogorov-Smirnov (con la corrección Lilliefors) si la distribución de las variables se ajustaba a la curva normal. Asimismo, se calcularon los valores de asimetría y curtosis (tabla 2), y se inspeccionó de manera gráfica las distribuciones. A partir de estos resultados, se decidió usar estadísticos no paramétricos. Así pues, se utilizó la prueba de suma de rangos Wilcoxon para comparar las variables de estudio según el sexo. El tamaño de dicho efecto se estimó con el coeficiente r, el cual fue calculado según la ecuación propuesta por Rosenthal (1991): r = z/N^½; donde z es el estadístico de contraste estandarizado y N el tamaño total de la muestra. A continuación, se exploraron las correlaciones bivariadas con el coeficiente de correlación de Spearman. A partir de esta matriz de correlaciones, se seleccionaron las variables que pudieran constituir predictores significativos de la ansiedad y se introdujeron en dos análisis de regresión múltiple jerárquica. En un primer análisis, se examinó la capacidad de las variables estudiadas para predecir la ansiedad estado, luego de controlar la ansiedad rasgo; en un segundo análisis, se realizó la operación inversa. Para asegurar una regresión robusta, se utilizó el método bootstrapping, con el que se obtuvieron intervalos de confianza al 95 %, de sesgo corregido y acelerado.

El análisis factorial exploratorio descrito en la sección de Instrumentos se realizó con el programa FACTOR (Lorenzo-Seva y Ferrando, 2006). Todos los demás análisis se llevaron a cabo con el programa estadístico R (R Core Team, 2016), para lo cual se utilizó —además del sistema base— los siguientes paquetes: nortest (Gross y Ligges, 2015), QuantPsyc (Fletcher, 2012) y boot (Canty y Ripley, 2016).

RESULTADOS

El análisis de bondad de ajuste a la curva normal de los puntajes de las variables de estudio, según el test de Kolmogorov-Smirnov, mostró que existían diferencias estadísticamente significativas; por este motivo, se concluyó que las distribuciones de las variables no se aproximaban a la distribución normal (tabla 2). Se observó un patrón similar cuando se examinó por separado las distribuciones de los puntajes de varones y mujeres. En consecuencia, se utilizaron estadísticos no paramétricos para los análisis de comparación de grupos y de correlación.

Comparación de las variables estudiadas según el sexo

Se comparó los puntajes obtenidos por varones y mujeres en cada una de las variables estudiadas. Como se observa en la tabla 3, existieron diferencias significativas en las variables autoculpa, uso de sustancias, religión, humor, y expresión y apoyo social; además, la diferencia en cuanto a solución de problemas tendió a ser significativa. Sin embargo, en todos estos casos se trató de efectos pequeños, de los cuales los más altos fueron los correspondientes a la religión (r = .19) y el humor (r = .23), de manera que serían las mujeres quienes recurren más a la religión, y los varones quienes recurren más al humor.

Análisis de regresión

En primer lugar, se examinaron las correlaciones bivariadas entre las variables de estudio. Como se presenta en la tabla 4, existió una alta correlación entre la EE y la ansiedad (r_s = .64, p < .001 para la ansiedad estado y r_s = .79, p < .001 para la ansiedad rasgo). Además, se apreció una relación considerable entre la autoculpa y la ansiedad (r_s = .42, p < .001 para la ansiedad estado y r_s = .50, p < .001 para la ansiedad rasgo). Igualmente importante fue la relación negativa observada entre la solución de problemas y la ansiedad (r_s = -.34, p < .001 para la ansiedad estado y r_s = -.43, p < .001 para la ansiedad rasgo). Algo menor fue la relación entre el uso de sustancias y la ansiedad (r_s = .14, p = .017 para la ansiedad estado y r_s = .21, p < .001 para la ansiedad rasgo). Finalmente, la EE correlacionó alto con la autoculpa (positivamente, r_s = .53, p < .001) y con la solución de problemas (negativamente, r_s = -.44, p < .001), y algo más bajo con el uso de sustancias (r_s = .19, p = .002) y la religión (r_s = .13, p = .027).

A continuación, se procedió a realizar dos análisis de regresión múltiple jerárquica. En el primero de ellos se ingresó, en un primer modelo, la ansiedad rasgo, con el fin de controlar estadísticamente esta variable; en un segundo modelo, se ingresó la EE; y en un tercer modelo, la autoculpa, la solución de problemas y el uso de sustancias (como variables predictoras). La variable criterio de este primer análisis fue la ansiedad estado. En el segundo análisis de regresión jerárquica, el procedimiento fue similar, con la diferencia de que la variable controlada fue la ansiedad estado y la variable criterio fue la ansiedad rasgo. Si bien existieron diferencias entre varones y mujeres en algunas de las variables estudiadas, estas fueron muy pequeñas y por lo tanto no es incluyeron en los modelos de regresión. Se usó el método bootstrapping para obtener intervalos de confianza al 95 %, de sesgo corregido y acelerado. Este método no paramétrico permite un análisis robusto, de manera que alguna posible violación de los supuestos estadísticos (p. ej., la distribución normal de los residuos) no afecte de manera notoria los resultados del análisis.
Como muestra la tabla 5, la EE explicó un 1 % adicional de la variación en los puntajes de ansiedad estado, luego de que se controlara estadísticamente la ansiedad rasgo. Si bien este efecto fue significativo, resultó muy pequeño; asimismo, se observó que el límite inferior del intervalo de confianza del coeficiente de la EE fue muy cercano a cero (0.03). Cuando además se incluyeron la solución de problemas, la autoculpa y el uso de sustancias en el modelo, no ocurrió una mejora significativa de este. De hecho, ninguna de las variables de estudio constituyó un predictor significativo de la ansiedad estado, como se puede apreciar en sus intervalos de confianza que cruzan cero, sus coeficientes estandarizados muy bajos y sus valores p > .05.

En la tabla 6, se observa que la EE explicó un 16 % adicional de la variación en los puntajes de ansiedad rasgo, luego de controlar la ansiedad estado. Cuando además se incluyeron la solución de problemas, la autoculpa y el uso de sustancias, este porcentaje aumentó en un 1 %, lo que constituyó un efecto significativo aunque pequeño. El uso de sustancias no representó un predictor óptimo dentro del modelo; como se puede apreciar en la tabla 6, presentó un intervalo de confianza que cruzaba cero, un coeficiente estandarizado bastante bajo (β = .047) y un valor p = .130. Por el contrario, la solución de problemas sí resultó un predictor significativo de la ansiedad rasgo, si bien con un intervalo de confianza relativamente amplio y un límite superior cercano a cero (-0.02). La autoculpa, por su parte, aparentemente constituyó un predictor significativo; sin embargo, se observó que el límite inferior de su intervalo de confianza fue igual a cero.

DISCUSIÓN

El presente estudio es el primero que, en una muestra peruana, ha explorado el papel que cumplen tanto la EE como otras estrategias de afrontamiento en la ansiedad. Los resultados demuestran que las personas que evitan entrar en contacto con sus pensamientos y emociones, se critican a sí mismas excesivamente y/o no adoptan una actitud activa para buscar solucionar los problemas, son aquellas que reportan mayores niveles de ansiedad. Esto resultó cierto únicamente para la ansiedad-rasgo, lo cual tiene sentido si se toma en cuenta que las medidas de EE y de afrontamiento usadas fueron ambas de tipo disposicional, al igual que la escala de ansiedad-rasgo, mientras que la de ansiedad-estado fue una medida situacional. Además, no se esperaría que los evaluados mostraran niveles elevados de ansiedad en el ambiente del salón de clases donde respondieron los cuestionarios. Así pues, el hallazgo principal muestra que la EE, la autoculpa y la solución de problemas constituyeron los mejores predictores de la ansiedad-rasgo, lo cual coincide con lo esperado según estudios previos (Barajas, 2013; Gantiva et al., 2010; Panayiotou et al., 2014; Piemontesi et al., 2012). Cabe mencionar que, si bien las correlaciones bivariadas mostraron una asociación entre el uso de sustancias y la ansiedad, esta fue pequeña y dejó de ser significativa cuando se tomaron en cuenta las otras estrategias. Esto puede deberse a una simple razón estadística: la mayoría de los evaluados reportó niveles muy bajos de uso de sustancias (efecto suelo), lo que pudo haber llevado a que existiera poca variabilidad en los puntajes y esta variable perdiera, así, potencia predictiva.

Al evaluar las estrategias de afrontamiento usadas por los participantes, se apreció una mayor tendencia a usar estrategias de solución de problemas y de búsqueda de apoyo social. Además, se observó que las estrategias menos utilizadas fueron aquellas relacionadas con el uso de sustancias y el recurrir a la religión. Estos resultados coinciden con lo hallado en estudios previos (Cassaretto et al., 2003) y sugieren un patrón más bien adaptativo de los participantes al enfrentar situaciones estresantes. La poca recurrencia a la religión observada en los participantes puede deberse al medio cultural universitario en que estos se desenvuelven, el cual —en líneas generales— desanima este tipo de prácticas tradicionales.

Un punto importante del estudio es el que concierne a las diferencias entre varones y mujeres en las variables estudiadas. Al igual que encontraron Cassaretto et al. (2003) en su estudio, en el presente trabajo se halló que las mujeres tendían a recurrir más a la religión que los varones. Una interpretación cabal de este hallazgo requiere de un análisis más amplio que concierne no solo a la psicología, sino también a las ciencias sociales. Es posible que ciertas características conservadoras de la sociedad peruana resulten en que las mujeres asuman como propias prácticas sociales tradicionales como la religión. Por otra parte, existe el riesgo de que una mala interpretación de este hallazgo lleve a la defensa de estereotipos de género, por lo que estos resultados deben tomarse con cautela. De manera similar, se encontró que los varones tendían a recurrir más al humor. Esto puede relacionarse, asimismo, con los roles de género característicos de la sociedad en que se desarrollan los participantes. Sin embargo, cabe mencionar que todas estas diferencias fueron bastante pequeñas y, por lo tanto, en muchos casos podrían no tener repercusiones reales.

Los hallazgos de este estudio evidencian una relación importante entre la EE y la ansiedad. De esa manera, brindan apoyo indirecto a la propuesta según la cual la EE constituye una dimensión transdiagnóstica, la cual permitiría una conceptualización funcional de la psicopatología. Según lo observado, los intentos de evitar el contacto con los pensamientos y emociones desagradables podrían propiciar la aparición de síntomas de ansiedad. Esto se relaciona con el entrampamiento verbal que caracteriza a dicho trastorno, y que lleva a que las personas restrinjan su conducta al guiarla por un conjunto de reglas verbales que no es posible cumplir (Forsyth et al., 2007). Asimismo, aunque de manera aún más indirecta, los resultados brindan apoyo a los tratamientos psicológicos que tienen como eje central la reducción de la EE (p. ej., la ACT). De hecho, se han desarrollado protocolos de intervención destinados a trabajar con este enfoque dicha problemática y se ha comprobado en algunos estudios su eficacia (Bluett, Homan, Morrison, Levin y Twohig, 2014; Forman, Herbert, Moitra, Yeomans y Geller, 2007; Sharp, 2012; Swain, Hancock, Hainsworth y Bowman, 2013). También desde el plano de los estudios experimentales se ha comprobado la utilidad de la aceptación (contraria a la evitación) en la reducción de las respuestas de ansiedad (Eifert y Heffner, 2003; Karekla et al., 2004; Levitt et al., 2004).

La presente investigación tiene varias limitaciones. En primer lugar, la naturaleza correlacional de los datos impide establecer relaciones causales entre las variables estudiadas. Así, por ejemplo, si bien teóricamente se espera que la EE constituya un factor de riesgo para la ansiedad —es decir, una «causa»—, también podría ocurrir lo contrario: que sea la ansiedad la que provoque la EE; de hecho, es probable que entre ambas exista una relación bidireccional. Otra limitación presente es el hecho de que solo se considerara entre los participantes a estudiantes universitarios, esto es, un grupo con características bastantes particulares y que quizá no represente a la población general. Estudios posteriores deben comprobar si estos resultados se reproducen en muestras comunitarias y clínicas. Finalmente, resulta importante prestar atención a lo que están midiendo realmente los instrumentos utilizados. Si bien el AAQ-II es el instrumento más usado en el mundo para medir la EE, se han planteado ciertas dudas acerca de su validez (Wolgast, 2014), por lo que son necesarios otros estudios que busquen reproducir las relaciones halladas con otros instrumentos, como el Cuestionario Breve de Evitación Experiencial (BEAQ; Gámez et al., 2014) o el Cuestionario de Evitación y Fusión (AFQ-Y; Schmalz y Murrell, 2010). Por otra parte, si bien el IDARE es un instrumento ampliamente utilizado para evaluar la ansiedad y posee buenas propiedades psicométricas, no se establece en él distinción entre los componentes cognitivos y fisiológicos de la ansiedad. Como se ha demostrado en algunos estudios, la EE podría estar relacionada con los componentes cognitivos pero no fisiológicos de esta (Eifert y Heffner, 2003; Karekla et al., 2004; Levitt et al., 2004). Por esta razón, posteriores investigaciones podrían considerar otros instrumentos, como las escalas de ansiedad y estrés de las Escalas de Depresión, Ansiedad y Estrés (DASS; Lovibond y Lovibond, 1995). A pesar de las limitaciones señaladas, los datos del presente estudio se ven apoyados por un número cada vez más amplio de investigaciones (Barajas, 2013; Costa y Pinto-Gouveia, 2011; Fledderus et al., 2010; Kashdan et al., 2006; Panayiotou et al., 2014).

Es importante hacer aquí una aclaración acerca del análisis realizado. Si bien la mayoría de estudios antecedentes que usaron un diseño transeccional realizaron análisis de mediación estadística (Costa y Pinto-Gouveia, 2011; Fledderus et al., 2010; Kashdan et al., 2006), en el presente trabajo se ha considerado pertinente limitarse a un análisis de regresión múltiple sin considerar alguna de las variables como mediadora. Esta decisión se tomó principalmente por las siguientes razones: (a) Existen discrepancias acerca del uso de análisis mediacionales en estudios transeccionales, pues muchos autores consideran que esta práctica constituye una inexactitud metodológica, ya que no es posible establecer una secuencia temporal entre las variables (Jose, 2013). (b) En todo caso, consideramos que un análisis de este tipo es viable cuando existe una fuerte justificación teórica para esperar que las variables se relacionen de la manera planteada; sin embargo, en el caso de la EE, se hace difícil diferenciarla de las estrategias de afrontamiento (Karekla y Panayiotou, 2011), por lo que resulta más apropiado analizarla en un mismo nivel que estas. A pesar de ello, el uso de una regresión jerárquica brinda ciertas luces sobre la contribución diferencial de estas variables a la ansiedad.

Estudios futuros deberán buscar la replicación de estos hallazgos con otras poblaciones. Será importante, además, examinar la relación de la EE con otras variables relacionadas, como la rumiación, la preocupación o la supresión, e identificar los factores comunes y distintivos entre ellas. Además, como se mencionó líneas arriba, se requieren investigaciones que diferencien entre los distintos componentes de la ansiedad (cognitivos, fisiológicos, sociales) al evaluar su relación con la EE; y, en esta línea, también resulta de interés la contribución de la EE a otros desórdenes emocionales, como la depresión. Próximas investigaciones deberán tomar en cuenta, finalmente, la reconceptualización de la EE como (in)flexibilidad psicológica, según la reciente evolución conceptual dentro de la ACT (Luciano, 2016).

CONCLUSIONES

Los resultados aquí expuestos apoyan la necesidad de incluir la EE en los estudios sobre la ansiedad. Según el presente hallazgo, la EE constituye un importante predictor de esta, incluso por encima de la autoculpa y de la tendencia a no buscar soluciones a los problemas. Es decir, evitar el contacto con los pensamientos y emociones desagradables parece tener el efecto paradójico de aumentarlos, lo cual incluso puede llevar al desarrollo de un trastorno de ansiedad. Los datos de esta investigación se integran en el marco general del estudio contextual de la psicopatología, y brindan apoyo indirecto a las intervenciones terapéuticas basadas en ella. Estudios posteriores deberán ampliar estos resultados incluyendo otras variables y trabajando con distintas poblaciones.

AGRADECIMIENTOS

Esta investigación fue financiada por el Vicerrectorado de Investigación de la Universidad Nacional Mayor de San Marcos como parte de los fondos que esta institución destina a los grupos de estudio. Los autores desean agradecer a la profesora Magali Meléndez por su apoyo logístico y constante motivación.

CONFLICTO DE INTERÉS

Los autores declaran no tener ningún conflicto de interés.

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