ISSN 2215-3535
Actualidades en Psicología, 37 (134), enero-junio, 2023, 99-116
DOI: 10.15517/ap.v37i134.48374
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www.revistas.ucr.ac.cr/index.php/actualidades
Universidad de Costa Rica
Propiedades psicométricas del Cuestionario de Aceptación
y Acción-II en adultos ecuatorianos
Psychometric Properties of the Acceptance and Action Questionnaire-II in
Ecuadorian Adults
Patricio R. Arias
1
https://orcid.org/0000-0003-4088-6056
Jorge Barraca
2
https://orcid.org/0000-0002-2353-1926
Felipe E. García
3
https://orcid.org/0000-0002-4161-5840
1
Departamento de Psicometría, Instituto de Investigación Conductual NeuroCorp Ecuador, Quito, Ecuador
2
Departamento de Psicología, Facultad de salud, Universidad José Camilo Cela, Madrid, España
3
Departamento de Psiquiatría y Salud Mental, Facultad de Medicina, Universidad de Concepción, Concepción, Chile
1
info@patricioarias.com
2
jbarraca@ucjc.edu
3
fgarciam@udec.cl
Recibido: 12 de septiembre del 2021. Aceptado: 09 de marzo del 2023.
Resumen. Objetivo. Analizar las propiedades psicométricas del AAQ-II en población adulta ecuatoriana con to-
mas presenciales, aumentando la abilidad de la muestra. Método. En este estudio se evaluaron las propiedades
psicométricas de la Acceptance and Action Questionnaire-II (AAQ-II) en población ecuatoriana. Participaron 450
personas entre 18 y 53 años, de las cuales un 46.7% fueron mujeres y un 53.3% hombres. Resultados. En el aná-
lisis factorial conrmatorio se encontró una estructura de tres dimensiones: evitación de recuerdos, evitación
emocional y falta de autodominio. Un análisis de invarianza reveló que la escala es invariante entre hombres
y mujeres. Se encontró que la escala presenta buena consistencia interna (α = .90). Se discute la validez de la
AAQ-II como una herramienta para evaluar la evitación experiencial en población adulta ecuatoriana.
Palabras clave. AAQ-II, inexibilidad psicológica, adaptación de escalas, validez, abilidad
Abstract. Objective. To analyze AAQ-II psychometric properties on the Ecuadorian people. Method. In this
study, the psychometric properties of the Acceptance and Action Questionnaire-II (AAQ-II) were evaluated in
an Ecuadorian population. A total of 450 people between 18 and 53 years of age, 46.7% of whom were women,
participated. Results. The conrmatory factor analysis found a three-dimensional structure: memory avoidance,
emotional avoidance, and lack of self-control. An analysis of invariance between men and women revealed that
the scale is invariant by sex. The scale was found to have good internal consistency (α = .90). The validity of the
AAQ-II as a tool to assess experiential avoidance in an Ecuadorian adult population is discussed.
Keywords. AAQ-II, psychological inexibility, scale adaptation, validity, reliability
Propiedades psicométricas del AAQ-II
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INICIO METODO RESULTADOS DISCUSIÓN REFERENCIAS
Introducción
La evitación experiencial (EE) es la falta de dis-
posición de un individuo para ponerse en contacto
con sus experiencias privadas de carácter aversivo y
para emprender una intensa conducta de alteración
del contexto a n de mitigar la experiencia dolorosa
(Hayes et al., 2004). Se la puede encontrar en con-
ductas públicas, como controlar la ansiedad a tra-
vés del consumo de drogas, o en conductas priva-
das, como pensar que no debería sentir la emoción
y tratar de distraerse (Hayes et al., 2006).
La EE se puede considerar una variable transdiag-
nóstica, es decir, está presente en diversos problemas
de salud mental, como en los trastornos psicóticos
(Patrón-Espinosa, 2013), en el trastorno dismórco
corporal
(Wilson et al., 2014), en la desregulación
emocional
(Brereton & McGlinchey, 2019), en el es-
trés postraumático
(Tull et al., 2004), en la depresión
(Mellick et al., 2017), entre otras. La EE ha sido tam-
bién relacionada con diversas variables como la falta
de realización de actividades físicas
(Sanabria-Fe-
rrand et al., 2014)
, el rendimiento deportivo (Castilla
& Ramos, 2012)
, la alimentación emocional (Litwin et
al., 2017)
, personas con menor resistencia cardiovas-
cular
(Goodwin & Emery, 2016) y con el uso abusivo
del teléfono celular
(Ruiz-Ruano et al., 2018).
En contraste a la EE, la actitud opuesta y más
saludable sería la aceptación experiencial, la cual se
dene como la disposición a permanecer en con-
tacto, de forma activa, con las experiencias privadas
que acompañan a las conductas públicas o privadas
(Hayes et al., 1996). La aceptación experiencial tam-
bién forma parte de un constructo llamado exibili-
dad psicológica, el puntal que explicaría la conduc-
ta salugénica y patológica
(Bond et al., 2011).
Se puede entender la aceptación experiencial
como un constructo salugénico, transdiagnóstico y
centrado en el desarrollo del bienestar humano. Una
mayor aceptación experiencial se asocia a mayor
bienestar
(Machell et al., 2014), calidad de vida (Kas-
hdan et al., 2009) y una menor prevalencia de pa-
tologías o desórdenes mentales (Hayes et al., 1996).
Esto debido a que la aceptación experiencial permite
acercarse a situaciones que ayudan a experimentar
estados positivos, a pesar de experiencias negativas
(Fernández-Rodríguez et al., 2018).
La EE puede ser explicada desde la Teoría de los
Marcos Relacionales
(Hayes, 2004), la cual plantea
que la bidireccionalidad del lenguaje humano cate-
goriza y amplía la gama de situaciones que pueden
ser percibidas como desagradables sin serlas. Esta
función verbal ayuda a la derivación de reglas que
mantienen las conductas evitativas y, con ello, redu-
cen la exposición a dichos eventos privados, lo que
impide la habituación de estos estímulos. Por ejem-
plo, las personas aprenden a categorizar un conjun-
to de sensaciones corporales como ansiedad y luego
a evaluarlas como “malas”; una vez hecha esta aso-
ciación, derivan una regla: tengo que evitar la ansie-
dad porque me genera daño. Esta regla ayudará a
que la persona mantenga conductas de alejamiento
de los estímulos percibidos como aversivos
(Hayes
et al., 1986)
, con lo que se impide la reducción del
malestar, pues el individuo se coloca en un programa
de exposición intermitente, que tiende a sensibilizar
aún más el estímulo molesto
(Lovibond, 1963). De-
bido a que los estados aversivos de este tipo pue-
den ser suscitados a través del propio lenguaje, el
malestar psicológico no puede evitarse simplemente
eludiendo situaciones externas. Los seres humanos
comienzan así a derivar más reglas verbales que le
mantienen en la evitación de las situaciones privadas
evaluadas negativamente, entre ellos los pensamien-
tos relacionados con la ansiedad, intentando supri-
mirlas activamente, sin mayor éxito.
A partir de la Teoría de los Marcos Relaciona-
les,
Hayes et al. (2004) proponen el Cuestionario de
Aceptación Acción (AAQ) para obtener datos so-
bre la EE. Su primera versión partió con 32 ítems
y luego de sucesivos análisis presentaron una ver-
sión nal de la escala de 9 ítems. La AAQ mostró
una asociación positiva con psicopatología general,
depresión, ansiedad, una variedad de miedos es-
pecícos, trauma y una calidad de vida más baja
(Hayes et al., 2004). Además, mostró una estructura
Propiedades psicométricas del AAQ-II
Actualidades en Psicología, 37(134), 2023.
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INICIO METODO RESULTADOS DISCUSIÓN REFERENCIAS
en lugar de los ítems creados ad hoc para evaluar
la evitación experiencial. De la misma manera, se
ha comparado la AAQ-II con otros instrumentos
que evalúan la evitación experiencial, obteniendo
como resultado una baja relación con las escalas
propuestas como medidas ables del constructo
(Valencia, 2019). En otros estudios, se ha encontra-
do un aparente solapamiento de los reactivos de
la AAQ-II con instrumentos que evalúan el neuroti-
cismo, el afecto negativo, la depresión, la ansiedad
y el estrés, lo que puede deberse a una relación
elevada entre sus ítems, constructos o extracción
factorial (
Rochefort et al., 2018).
De la misma manera, en cuanto a la estructura
factorial, varios estudios han mostrado diferentes
estructuras, sobre todo en la correlación de los resi-
duos. Pinto-Gouveia et al. (2012), Zhang et al. (2014)
y
Ruiz et al. (2016) han mejorado el ajuste del modelo
correlacionando los ítems 1 y 4. Esta forma de solu-
ción factorial, sumado a la propuesta ecuatoriana de
Paladines-Costa et al. (2021), permitiría concluir que
es probable la existencia de nuevas dimensiones la-
tentes no exploradas en el constructo
(Bollen, 1989).
Respecto a su relación con otras variables rele-
vantes, se ha encontrado una correlación negativa
en población clínica entre la AAQ-II y la satisfacción
con la vida (SV)
(Valiente et al., 2015). La SV se da
como consecuencia de la evaluación que el indivi-
duo realiza de la relación entre las expectativas (lo
que espera de la vida) y los logros de esas expec-
tativas (Diener et al., 1985) y se le considera un as-
pecto del bienestar subjetivo, como también lo es
el predominio de las emociones positivas sobre las
negativas. Esta relación inversa podría deberse a que
la lucha por evitar las experiencias aversivas privadas
disminuiría la capacidad de concentrarse en las acti-
vidades que acercan a la persona a sus expectativas,
disminuyendo también su bienestar subjetivo.
Hasta el presente no se había llevado a cabo
un estudio psicométrico de la AAQ-II en población
adulta ecuatoriana con herramienta de lápiz y papel
para conocer la estructura factorial del constructo EE,
a la vez de contar con un instrumento válido, con-
factorial unidimensional y una consistencia interna
adecuada, con un alfa de Cronbach de .70 y una
abilidad test-retest de r = .64 a los 4 meses.
Posteriormente, se propuso una nueva versión
de la escala, la AAQ-II
(Bond et al., 2011), con la -
nalidad de mejorar su comprensibilidad y abilidad,
además de contar con un instrumento que midiera
la EE en un abanico más amplio de situaciones. Esta
versión ha demostrado mayor evidencia de cona-
bilidad, con un alfa de Cronbach de .84 y test-retest
de r = .79 a los 12 meses; esta versión cuenta con
una estructura factorial unidimensional y 7 ítems.
En español,
Patrón-Espinosa (2010) propone la ver-
sión de la AAQ-II con una estructura unidimensio-
nal con 10 ítems resultando ser igual de rápida que
su versión anterior y con mejor comprensibilidad. El
AAQ-II construido para población de habla ingle-
sa se ha traducido y validado al griego
(Karekla &
Michaelides, 2017)
, al italiano (Pennato et al., 2013),
al portugués
(Berta, 2016) y al polaco (Kleszcz et
al., 2018)
. En español, se han traducido y probado
las propiedades psicométricas del AAQ-I
(Barraca,
2004)
y del AAQ-II en España (Ruiz et al., 2013), así
como en México
(Patrón-Espinosa, 2010). En todos
los trabajos se han encontrado adecuados niveles
de validez de constructo y conabilidad.
En Ecuador, se realizó un estudio de adaptación
lingüística de la AAQ-II y validez de constructo ex-
clusivamente en estudiantes universitarios de ma-
nera virtual
(Paladines-Costa et al., 2021), donde
se modicó el ítem 1 y el ítem 7 en comparación
con la versión de
Patrón-Espinosa (2010). A la vez,
en el Análisis Factorial Conrmatorio (AFC),
Paladi-
nes-Costa et al. (2021)
correlacionan los residuos de
los ítems 1 y 4, 2 y 3 y 6 y 7, obteniendo muy buenos
índices de bondad de ajuste (c
2
(gl) = 8.787; CFI =
.993; RMSEA = .050 (IC 90%: .041 - .059)).
En varios estudios psicométricos, la AAQ-II ha
presentado inconsistencias como medida de evi-
tación experiencial, tanto en la compresión de su
estructura interna como en la discriminación de
sus ítems.
Wolgast (2014) halló que los ítems de la
AAQ-II tienen una relación directa con la angustia
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INICIO METODO RESULTADOS DISCUSIÓN REFERENCIAS
Propiedades psicométricas del AAQ-II
able y analizando sus sesgos de discriminación de
los ítems. El presente estudio analizó las propiedades
psicométricas del AAQ-II en población adulta con
tomas presenciales, aumentando la abilidad de la
muestra. Se buscó encontrar una mejor explicación
al constructo de EE evaluado con la AAQ-II en vis-
ta de que otras propuestas desestiman la capacidad
discriminatoria de la escala y de la poca replicabili-
dad de la estructura dimensional. Además, se buscó
evaluar si la estructura factorial encontrada es inva-
riante de acuerdo al sexo, ya que se ha encontrado
una diferencia signicativa entre hombres y mujeres
en la percepción del malestar
(Eaton & Bradley, 2008)
y en la EE
(Karekla & Panayiotou, 2011). Finalmente,
también se analizó la relación del bienestar subjetivo
con la AAQ-II, hipotetizando una relación directa con
afectividad negativa e inversa con afectividad positi-
va y satisfacción con la vida.
Método
Se utilizó un diseño no experimental, de natura-
leza descriptiva, transversal y de índole instrumental.
Participantes
Se entrevistaron a 450 adultos ecuatorianos,
con edades comprendidas entre los 18 y 53 años,
con una media de edad de 23.34 (DT = 6.3), de
los cuales un 53.3% son hombres y un 46.7% mu-
n %
Sexo
Hombres 240 53.3
Mujeres 210 46.7
Estado Civil
Solteros 380 84.4
Casados 45 10
Unión de hecho 7 1.6
Separados 8 1.8
Divorciados 7 1.6
Viudos 3 .7
Ocupación
Con actividad laboral 208 46.2
Sin actividad laboral 242 53.8
Nivel de estudios
Primaria 3 .7
Secundaria 80 17.8
Pregrado 345 76.7
Posgrado 22 4.9
Nota. Edad Media 23.34 (DT = 6.3)
Tabla 1. Datos demográcos de la población estudiada (n = 450)
Propiedades psicométricas del AAQ-II
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INICIO METODO RESULTADOS DISCUSIÓN REFERENCIAS
tró muy buen ajuste en la ecuación con un solo
factor original y el análisis de consistencia interna
demostró una adecuada abilidad (α = .81).
Procedimientos
Antes de realizar el estudio se obtuvo la autori-
zación de Stephen Hayes, creador de la escala ori-
ginal AAQ-I y coautor de la escala AAQ-II. Una vez
obtenida su autorización, se revisó la versión adap-
tada al español por
Patrón-Espinosa (2010). Para
ello se realizó un análisis de la escala a través del
juicio experto de dos profesionales ecuatorianos,
psicólogos y especialistas en psicometría, con el n
de determinar la compresión lingüística y la apli-
cabilidad de la escala en el contexto ecuatoriano.
Posteriormente, se realizó una aplicación piloto a
30 personas, quienes indicaron una adecuada com-
presión y manejo de la escala, por lo que no hizo
falta ajustar ni cambiar ningún ítem de la versión en
español utilizada.
La recolección de los datos se obtuvo de manera
intencional y por accesibilidad. Para ello, se capaci-
tó a quince profesionales de la salud mental en la
aplicación del set de instrumentos. Posteriormente,
se solicitó que cada uno de ellos aplicase el set de
instrumentos a cualquier persona que cumpla con
los criterios de inclusión. Los participantes rmaron
previamente un consentimiento donde se informa-
ba sobre el objetivo del estudio, el manejo y sigilo
de los datos, y autorizaban su divulgación de ma-
nera anónima. Luego se procedió a aplicar el set,
que incluía una breve encuesta sociodemográca,
la AAQ-II, la escala de Afecto Positivo y Negati-
vo (PANAS) y la Escala de Satisfacción con la Vida
(SWLS), en ese orden.
Para el adecuado desarrollo de este estudio, se
tomaron en cuenta los lineamientos éticos de la
Asociación Ecuatoriana de Psicología y Psicotera-
pia Basada en Evidencia (AEPPBE) y sus revisión a
través de su comisión de investigación y ética. Estos
criterios se basan en la declaración de Helsinki para
la investigación humana y las recomendaciones éti-
cas de APA para la investigación cientíca.
jeres. Los criterios de inclusión se centraron en la
aceptación y rma del consentimiento informado
y la voluntariedad para participar en la entrevista.
Se excluyó a las personas que no podían contestar
la encuesta debido a algún impedimento físico o
cognitivo. Los detalles de la población se pueden
ver en la
Tabla 1.
Instrumentos
Acceptance and Action Questionnaire-II (AAQ-II;
Bond et al., 2011; trad.: Patrón-Espinosa, 2010)
Esta escala es una medida genérica de la EE,
que consta de 10 ítems como “Puedo recordar algo
desagradable sin que esto me cause molestias”,
que se calican en una escala de Likert de 7 puntos
desde 1 (Completamente Falso) hasta 7 (Comple-
tamente Cierto), indicando las puntuaciones altas
mayor grado de EE y menor de aceptación expe-
riencial. En la adaptación de Patrón-Espinoza mos-
tró una estructura unidimensional y una consisten-
cia interna de α = .89.
Escala de Afectividad Positiva y Negativa (PANAS;
Watson et al., 1988; trad.: García & Arias, 2019)
Está constituida de 20 palabras que describen
emociones positivas y negativas y se responden en
una escala Likert que va del 1 (nada o casi nada) al
5 (muchísimo), donde el evaluado tiene que ubi-
carse con respecto a cuánto ha experimentado
cada una de ellas en la última semana, incluyendo
hoy. El objetivo de este instrumento es la evalua-
ción de la afectividad como estado. En el estudio
de
García y Arias (2019) con población ecuatoria-
na, se obtuvo una estructura de dos dimensiones
correlacionadas, con una consistencia interna de
α = .87 para afectividad positiva y de α = .89 para
afectividad negativa.
Escala de Satisfacción con la Vida (SWLS; Diener
et al., 1985
; trad.: Arias & García, 2018)
Consta de cinco ítems que se responden en una
escala Likert de 1 (totalmente en desacuerdo) a 7
(totalmente de acuerdo). La versión utilizada mos-
Propiedades psicométricas del AAQ-II
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INICIO METODO RESULTADOS DISCUSIÓN REFERENCIAS
peran el valor de .95 y el RMSEA sea inferior a .08,
con un intervalo de conanza que no supere el .10
(
Hu & Bentler, 1999; Hair et al., 1998).
Una vez obtenidos los valores de ajuste del
modelo, se usó la prueba no paramétrica de U
de Mann-Whitney para evaluar la diferencia entre
hombres y mujeres. Luego, se realizó el análisis
de invarianza factorial entre hombres y mujeres
a través de un análisis multi-muestra por conglo-
merados, a través de la evaluación secuencial de
la invarianza congural, métrica, fuerte y estric-
ta
(Elosúa, 2005). La invarianza congural implica
que los factores están especicados por los mis-
mos ítems en cada uno de los grupos. La invarian-
za métrica evalúa la igualdad de coecientes de
regresión. La invarianza fuerte evalúa la igualdad
en los interceptos. La invarianza estricta evalúa la
igualdad en los errores y representa el mayor ni-
vel de acuerdo alcanzable entre estructuras fac-
toriales. Para el resultado, se tomaron en cuenta
las diferencias en el estadístico χ
2
entre un nivel y
otro con su respectiva prueba de signicancia, ya
que los modelos se encuentran anidados
(Bollen,
1989)
, a la vez, se consideró como principal indicio
de invarianza que el CFI no varíe más de .01 con
respecto al modelo anterior
(Cheung & Rensvold,
2002)
y que el TLI sea superior a .90 con un RM-
SEA inferior a .08.
Posteriormente, se realizaron los análisis de
conabilidad, mediante el empleo del alfa de
Cronbach y el coeciente omega de McDonald,
para estimar la consistencia interna de la AAQ-
II, así como la correlación ítem-total y estimar
cuanto de la varianza en los puntajes totales de
la escala se deben a las dimensiones propuestas.
A continuación, se evaluó la correlación entre la
AAQ-II y sus dimensiones con Satisfacción con la
Vida (SWLS) y las Escalas de Afecto Positivo y Ne-
gativo (PANAS), utilizando el coeciente de corre-
lación Rho de Spearman. Se nalizó con un análi-
sis descriptivo del instrumento y sus factores, así
como una evaluación de la correlación bivariada
entre ellos.
Análisis de datos
Para el análisis de los datos se utilizó el progra-
ma estadístico IBM Spss Statistics 22, con el que
se realizaron los análisis descriptivos, de cona-
bilidad y extracción de factores. Posteriormente,
en el programa Amos 18 se realizaron el AFC y
la prueba de invarianza factorial
(Byrne, 2013) a
través de ecuaciones estructurales. Para levantar
evidencia de la distribución factorial propuesta en
este estudio, se realizó el análisis paralelo en el
programa Jamovi 2.3.16.
Se realizó una evaluación de la normalidad uni-
variante a través de la prueba Kolmogorov-Smirnov
y multivariante a través del coeciente de
Mardia
(1970)
, tras lo cual se procedió al análisis factorial
conrmatorio (AFC), evaluando un modelo unifac-
torial propuesto por
Bond et al. (2011), otro mode-
lo donde se propone una correlación de residuos
entre sus ítems: 1 y 4 (que es una propuesta teórica
obtenida por Ruiz) y otro donde se correlaciona-
ron los residuos de los ítems 8 y 9. Siguiendo la
recomendación de
Fried y Nesse (2014), donde la
correlación de residuos en una AFC puede indicar
la presencia de variables latentes no consideradas
previamente, se realiza un análisis paralelo para
explorar una nueva estructura factorial de la AAQ;
para la toma de decisión se usó la gráca de sedi-
mentación con la comparación entre los datos y la
simulación. Al nal, se propone un modelo donde
se aíslan dos nuevas variables latentes, por lo que
el último modelo puesto a prueba es de tres di-
mensiones correlacionadas.
Como índices de ajuste se utilizaron el χ
2
, sin
embargo, debido a que este índice es sensible al
tamaño de la muestra, se utilizó también el ratio
obtenido de la división entre χ
2
y sus respecti-
vos grados de libertad (χ
2
/gl), el Índice de Ajus-
te Comparativo (CFI), el Índice de Tucker-Lewis
(TLI) y el Error Cuadrático Medio de Aproximación
(RMSEA), con su respectivo intervalo de conanza.
Se considera un buen ajuste cuando se cumplen
los siguientes criterios: el χ
2
obtiene una p > .05,
el χ
2
/gl no supera los 5 puntos, el CFI y el TLI su-
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INICIO METODO RESULTADOS DISCUSIÓN REFERENCIAS
Valor propio
Factor
Datos
Simulaciones
Figura 1. Análisis paralelo de la AAQ-II. El punto donde corta los datos simulados
con los reales sugiere tres dimensiones
Resultados
La prueba de normalidad univariante a través
del estadístico Kolmogorov-Smirnov indicó que
la escala AAQ-II sigue una distribución no normal
(Pedrosa et al., 2015). El coeciente de Mardia ob-
tuvo un valor de 26, no superando el máximo valor
de 70, lo que hace posible el uso de métodos de
estimación paramétricos en el análisis multivariado
(Rodríguez & Ruiz, 2008).
Se procedió al AFC utilizando el método de esti-
mación de máxima verosimilitud, evaluando un mo-
delo unifactorial. El AFC se prueba inicialmente con
un solo factor y con los siete ítems, según el modelo
presentado por el estudio de
Bond et al. (2011) con
correlación de los residuos. A la vez, se compara
con el modelo unifactorial de 10 ítems propuesto
por
Patrón-Espinosa (2010).
Tomando en cuenta la correlación de los residuos
y la evidencia de otros estudios, se realiza un análisis
paralelo entre los datos y la simulación, lo que arroja
tres dimensiones (ver Figura 1) que se ajustan a la hi-
pótesis de las correlaciones de residuos. El ajuste de
este modelo es alto (RMSEA = .03 (IC = .00 - .095);
TLI = .992; χ
2
= *4.90 (gl = 3); p = .180); esta solución
es la que permite explicar el 69.3% de la varianza.
Con base en esta evidencia, se propone una so-
lución trifactorial para el AFC, donde el primer factor
se llamó evitación de recuerdo (ER), ya que incluye
los ítems 1 “Mis recuerdos y experiencias dolorosas
me dicultan vivir una vida que pudiera valorar” y el
ítem 4 “Mis recuerdos dolorosos me impiden tener
una vida plena”. El segundo se denominó evitación
de emociones (EEM), pues incluye el ítem 2 “Evito o
escapo de mis sentimientos”, el ítem 3 “Me preocupa
no poder controlar mis sentimientos y preocupacio-
nes” y el ítem 5 “Mis emociones me causan proble-
mas en la vida”. La tercera dimensión q se llamó falta
de autodominio (FA) e incluye el ítem 6 “Me parece
que la mayoría de la gente maneja su vida mejor que
yo” y el ítem 7 “Mis preocupaciones obstaculizan mi
superación”. Los índices de ajuste, junto a los otros
modelos, se pueden ver en la
Tabla 2.
Como se puede observar en la
Tabla 2, la pro-
puesta de tres factores relacionados con siete ítems
es la que presenta mejores índices de ajuste, por lo
que se realizan los demás análisis con este modelo.
En este, todos los pesos factoriales superan el míni-
Propiedades psicométricas del AAQ-II
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INICIO METODO RESULTADOS DISCUSIÓN REFERENCIAS
χ
2
(gl) χ
2
/gl TLI CFI RMSEA
Modelo 1.
Unifactorial 10 ítems sin covariación de residuos 312.92 (35) 8.941 .81 .85 .13 (IC: .10 - .13)
Modelo 2.
Unifactorial 7 ítems covariación ítems 6 y 7 68.01 (13) 5.232 .95 .97 .10 (IC: .08 - .12)
Modelo 3.
Unifactorial 7 ítem covariación ítems 1 y 4 76.94 (13) 5.92 .94 .96 .11 (IC: .08 - .13)
Modelo 4.
Tres factores relacionados 43.1(11) 3.92 .96 .98 .08 (IC: .05 - .10)
Tabla 2. Índices de ajuste del AAQ-II según modelo propuesto
mo de .32 sugerido por Tabachnick y Fidell (2001).
La carga más baja la representa el ítem 3 con el
valor de .71. La más alta fue el ítem 9 con un valor
de .84. Los índices de modicación no sugirieron
ajustes que puedan mejorar el modelo signicati-
vamente. El modelo nal con los pesos factoriales
estandarizados se puede observar en la
Figura 2.
Se evaluó la invarianza factorial con modelo
trifactorial de 7 ítems entre hombres y mujeres.
Se observó la existencia de invarianza congural
(modelo 1), métrica (modelo 2), fuerte (modelo
3) y estricta (modelo 4), pues los valores de los
índices de ajuste RMSEA, TLI y CFI fueron acepta-
bles y el CFI no sufrió cambios entre un modelo
y el anterior. Asimismo, las diferencias en el chi
cuadrado no son signicativas (ver
Tabla 3). Esto
implica que hombres y mujeres presentan cargas
factoriales, interceptos y residuos equivalentes,
lo que ayuda a asumir la hipótesis de invarianza
factorial entre los dos grupos con la AAQ-II con
tres dimensiones.
Posteriormente, se realizó el análisis de la con-
sistencia interna de la escala AAQ-II y sus dimen-
siones, se realizó una comparación entre el alfa de
Cronbach y los coecientes de omega de McDo-
nald (ver
Tabla 4).
Se pudo hallar que, si bien el omega tiende a ser
superior que el alfa, su diferencia no es muy amplia
por lo que se usó un mapa de calor para visualizar
las relaciones entre los ítems (Ver
Figura 3).
En la
Tabla 5 se presentan los estadísticos des-
criptivos de las escalas analizadas. Se compararon
las medias entre hombres y mujeres en satisfacción
con la vida, afecto positivo, afecto negativo y las
tres dimensiones de la AAQ-II. Se encontró una au-
sencia de diferencias signicativas entre los grupos
en afectividad positiva y negativa, y en satisfacción
con la vida. Sí se observan diferencias en los pun-
tajes de la AAQ-II total, la dimensión de evitación
de recuerdos y la evitación emocional entre hom-
bres y mujeres, en donde los hombres puntúan más
alto que las mujeres. Sin embargo, en la dimensión
de falta de autodominio no se halló una diferen-
cia signicativa entre los dos sexos, lo que permite
concluir que la dimensionalidad de la evitación ex-
periencial discrimina mejor entre grupos.
Al evaluar las correlaciones bivariadas, se observa
una correlación inversa con satisfacción con la vida
y afectividad positiva y directa con afectividad nega-
tiva. Se encontró también que la afectividad positiva
correlacionó positivamente con satisfacción con la
vida. Se observa una correlación negativa entre afec-
tividad negativa y satisfacción con la vida. Se puede
ver también una correlación alta entre el AAQ-II total
y sus dimensiones, lo que sugiere que las dimensio-
nes evalúan el constructo propuesto (ver
Tabla 6).
Propiedades psicométricas del AAQ-II
Actualidades en Psicología, 37(134), 2023.
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INICIO METODO RESULTADOS DISCUSIÓN REFERENCIAS
.84
.80
.85
.71
.81
.79
.79
.84
.89
.86
Figura 2. AFC del AAQ-II trifactorial, los pesos están estandarizados
Modelos χ
2
(gl) χ
2
de Wald p CFI ΔCFI TLI RMSEA
M1: congural 54.08* (22) - - .981 - .964 .057
M2: métrica 56.45* (26) 2.37 .668 .982 .001 .971 .051
M3: fuerte 61.86* (26) 7.78 .651 .982 < .001 .977 .046
M4: estricta 60.12* (39) 6.04 .418 .981 .001 .972 .051
Nota. M1 = sin restricciones; M2 = M1 + igualdad en cargas factoriales; M3 = M2 + igualdad en los
interceptos; M4 = M3 + igualdad en los errores o residuos.
*p < .001.
Tabla 3. Índices de ajuste para la prueba de invarianza factorial entre hombres y mujeres de la AAQ-II
con tres dimensiones relacionadas
Propiedades psicométricas del AAQ-II
Actualidades en Psicología, 37(134), 2023.
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INICIO METODO RESULTADOS DISCUSIÓN REFERENCIAS
Ítem 1
Ítem 2
Ítem 3
Ítem 4
Ítem 5
Ítem 6
Ítem 7
Ítem 1
Ítem 2
Ítem 3
Ítem 4
Ítem 5
Ítem 6
Ítem 7
Figura 3. Mapa de calor de la correlación entre los ítems de la AAQ-II
Alfa de Cronbach Omega de McDonald
AAQ-II - total .903 .904
Evitación de recuerdos .810 .810
Evitación emocional .812 .815
Falta de autodominio .797 .797
Tabla 4. Coecientes de las pruebas de consistencia interna de la AAQ-II trifactorial
Propiedades psicométricas del AAQ-II
Actualidades en Psicología, 37(134), 2023.
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INICIO METODO RESULTADOS DISCUSIÓN REFERENCIAS
Grupo Total Hombres Mujeres Mann-Whitney U
Min. Máx. M DT M DT M DT Valor Z Sig.
AAQ II - Total 11 49 34.39 9.76 35.61 9.45 33.00 9.94 -2.795 .005
Evitación de recuerdos 2 14 10.27 3.19 10.67 3.01 9.80 3.34 -2.779 .005
Evitación emocional 4 21 14.26 4.37 14.86 4.14 13.55 4.53 -2.96 .003
Falta de autodominio 2 14 9.84 3.33 10.06 3.36 9.58 3.29 -1.71 .088
Afectividad positiva 14 50 33.46 7.63 33.90 7.41 32.95 7.87 -1.03 .302
Afectividad negativa 10 46 23.07 7.98 22.55 8.01 23.66 7.94 -1.59 .111
Satisfacción con la vida 5 35 24.80 .71 25.23 5.91 24.32 5.43 -1.81 .069
Tabla 5. Estadísticos descriptivos de las variables de estudio y comparación no paramétrica entre
hombres y mujeres (n = 450)
1 2 3 4 5 6 7
1. AAQ II - Total - .87*** .92*** .88*** -.32*** .43*** -.22***
2. AAQ II - Evitación de recuerdos - .71*** .69*** -.25*** .38*** -.14**
3. AAQ II - Evitación emocional - .71*** -.27*** .37*** -.25***
4. AAQ II - Falta de autodominio - -.34*** .41*** -.19***
5. Satisfacción con la vida - -.35*** .33***
6. Afectividad negativa - -.10*
7. Afectividad positiva -
*p < .05; **p < .01; ***p < .001.
Tabla 6. Correlaciones r de Pearson entre la AAQ-II, la afectividad
positiva y negativa y la satisfacción vital (n = 450)
Discusión
La AAQ-II, es actualmente el instrumento más
usado para evaluar la EE, y aún no se llega a un
consenso empírico que permita asegurar que este
instrumento discrimina la EE y aún no se tiene cla-
ridad sobre su estructura factorial. El objetivo de
este estudio fue evaluar la estructura factorial de la
AAQ-II, a la vez de sus propiedades discriminantes
en población ecuatoriana mayor de 18 años, con
dos diferencias importantes en comparación con la
escala estudiada por
Paladines-Costa et al. (2021):
1) la información fue recolectada de manera per-
sonalizada con lápiz y papel; y 2) fue evaluado en
población adulta que no pertenece necesariamente
a una institución educativa.
Si bien es cierto que al probar los modelos pro-
puestos por los autores se encontraron propieda-
des adecuadas, tanto este estudio como otros se
han caracterizado por presentar un mejor ajuste
correlacionando residuos. Si bien esta relación
puede ser multicausal, como, por ejemplo, que
el modelo no explique la variabilidad en los da-
tos entre esos ítems, podría indicar también que
Propiedades psicométricas del AAQ-II
Actualidades en Psicología, 37(134), 2023.
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INICIO METODO RESULTADOS DISCUSIÓN REFERENCIAS
recuerdos y, sin embargo, sentirse incompetentes
para actuar a favor de las demandas del entorno.
Algo que nos permite discriminar esta situación es
la falta de diferencia de grupos entre hombres y
mujeres en la dimensión FA; en las otras dos di-
mensiones, en cambio, sí existen diferencias signi-
cativas. Esto también nos permite proponer que la
evitación experiencial completa contiene dimensio-
nes en relación al contenido del pensamiento, las
emociones y acciones referentes a la vida, y en ese
sentido, se pueden marcar empíricamente las dife-
rencias (las mujeres y los hombres tienen diferencia
en la evitación emocional y de recuerdos, sin em-
bargo, son parecidos en las estrategias de FA).
Se encontró que este instrumento presenta bue-
na consistencia interna en la escala total, y en cada
dimensión, medidos tanto con el alfa de Cronbach
como el omega de McDonalds. Estos datos tam-
bién resultaron mejores que en la versión original
en inglés
(Bond et al., 2011) y que la primera adap-
tación en Latinoamérica
(Patrón-Espinosa, 2010) y
muy similar a la encontradas en los estudios donde
correlacionan residuos, por ejemplo, en la versión
ecuatoriana de
Paladines-Costa et al. (2021).
Otra diferencia importante entre la versión de
Paladines-Costa et al. (2021) y esta versión, es la re-
especicación de los residuos en el AFC. En la ver-
sión ecuatoriana anterior se realizó la covariación
de los residuos entre tres pares de ítems; muchos
ajustes en las covariaciones pueden indicar que las
adaptaciones lingüísticas realizadas a la escala de
Paladines-Costa et al. (2021) no discriminan ecien-
temente; sin embargo, probar nuevamente las ver-
siones con tres dimensiones podría generar nuevas
evidencias de la propuesta tridimensional, lo que
implica la necesidad de seguir investigado con la
introducción de parámetros adicionales que pue-
dan explicar el constructo en cuestión
(Medrano &
Muñoz-Navarro, 2017)
.
La diferencia por sexo obtenida en adultos
ecuatorianos es similar a la encontrada por
Karekla
y Panayiotou (2011), en la que los hombres tienden
a experimentar mayores niveles de EE que las mu-
estamos frente a una variable latente aún no ex-
plorada
(Fried & Nesse, 2014). En este estudio, al
replicar un ajuste adecuado con las propuestas
empíricas previas, se realizó un análisis paralelo
para explorar si dentro de los datos presentados
existen dimensiones que no se han considerado.
El análisis paralelo arrojó una propuesta tridimen-
sional que explica el 69.3% de la varianza en com-
paración con el 25.4% de la varianza explicada por
una dimensión. Esto permitió aportar, junto a los
estudios previos, la construcción de un nuevo mo-
delo dimensional de la evitación experiencial. Esta
propuesta de modelo presenta tres dimensiones
que se las ha nombrado según lo que evalúa cada
ítem. Al primero de ellos se le llamó evitación de
recuerdo (ER), lo que genera sentido dentro del
modelo de la EE puesto que los individuos tien-
den a alejarse de distintas maneras a contenidos
mentales desagradables o considerados malos re-
cuerdos. El segundo factor fue llamado evitación
de emociones (EEM) pues evalúan la percepción
negativa sobre las emociones y su inuencia ne-
gativa sobre la vida generando comportamientos
de escape o evitación. La tercera dimensión fue
llamada falta de autodominio (FA) pues sus ítems
demuestran una falta de sensación de control so-
bre su vida y la carencia de recursos para poder
guiar la vida hacia donde se propone.
El ajuste de esta nueva estructura mostró ser su-
perior y no necesitó de la correlación de residuos,
lo que es probable que permita comprender el por
qué en varios estudios se ha generado un mejor
ajuste al correlacionarlos. La hipótesis es que es
probable que la relación de residuos de los otros
estudios haya reejado una solución multidimen-
sional no explorada. Como resultado en el presente
estudio, se puede concluir que la evitación expe-
riencial no es un constructo unidimensional, que el
individuo puede evitar de manera diferente la emo-
ción, los recuerdos y, actuar de manera adecuada a
su contexto, a pesar de sus mecanismos evitativos.
A la vez, las personas pueden mantener una estra-
tegia de aceptación emocional, aceptación de sus
Propiedades psicométricas del AAQ-II
Actualidades en Psicología, 37(134), 2023.
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INICIO METODO RESULTADOS DISCUSIÓN REFERENCIAS
Con respecto a la relación entre la AAQ-II y bien-
estar subjetivo, se observó una correlación directa
con afectividad negativa, idéntico a lo encontrado
en el estudio de
Rochefort et al. (2018) y con otras
medidas que incluyen emociones negativas, como
ansiedad, estrés y síntomas depresivos
(Kleszcz et
al., 2018)
. También se observó una relación signica-
tiva y negativa con satisfacción con la vida, encon-
trada también en uno de los estudios de validación
de la AAQ-II
(Kleszcz et al., 2018). Este resultado
podría explicarse aludiendo al principio de exibi-
lidad psicológica
(Bond et al., 2011); en tal sentido,
la EE podría indisponer al sujeto a la vivencia plena
de las experiencias emocionales de valencia positi-
va (emociones positivas) y, sobre todo, dar una va-
loración positiva a su historia de vida (satisfacción
con la vida), permitiendo que el individuo perciba
su vida como poco apegada a sus expectativas. Un
fenómeno destacado en las personas que experi-
mentan altos niveles de EE, es la vivencia intensa
de la percepción emocional, tanto en emociones
positivas como negativas
(Sloan, 2004), lo que hace
más probable que la conducta se oriente a eliminar
las emociones aversivas y buscar intensamente las
emociones positivas dirigiendo su atención hacia
uno mismo, sin embargo, esta conducta lleva a que
paradójicamente el individuo se mantenga ligado
a sus emociones negativas, manteniendo a largo
plazo el malestar
(Glick & Orsillo, 2011). Por tal mo-
tivo, en el momento que una persona con EE se le
pregunta si su vida se ha apegado a su expectativa,
es decir, si está satisfecho con su vida, es muy pro-
bable que puntúe bajo debido a la vivencia aversi-
va de sus experiencias privadas que se encuentran
muy lejos de sus expectativas.
Para este estudio, los datos de obtuvieron de
distintas fuentes y grupos etarios lo que permitió
atenuar el sesgo de análisis factorial por restric-
ción de rango, sin embargo, la naturaleza trans-
versal del estudio implica una importante limita-
ción debido a que no se obtuvo una medida de
estabilidad temporal. Por otro lado, el muestreo
no representativo impide generalizar los resulta-
jeres en las medidas totales, sin embargo, no se
encontró una diferencia signicativa en la dimen-
sión de FA. Esto se podría explicar por los meca-
nismos de afrontamiento que generaría la falta de
sensación de autodominio, en general, no existe
diferencia de sexo en el afrontamiento como fun-
ción, lo que si se ha encontrado es diferencia en
la topografía
(Tamres et al., 2002); sin embargo, lo
que evaluaría la EE es la función.
La prueba de invarianza muestra la consistencia
del modelo a través de grupos o diferentes muestras
(Ventura-León et al., 2018). En el presente estudio,
no se encontraron diferencias en la prueba de inva-
rianza según el sexo, por lo que es posible concluir
que estas diferencias entre hombres y mujeres son
reales y no se deben a un sesgo en la escala utili-
zada, reduciendo los errores en las interpretaciones
que se podrían generar en el uso del instrumento
a futuro
(Caycho, 2017). A la vez, con esta prueba
se levantó una evidencia más de funcionamiento
adecuado de las tres dimensiones propuestas. Al
evaluar la invarianza congural se obtuvo que la
estructura tridimensional, sin imponer restricciones
entre los parámetros del modelo, muestra que los
mismos factores están presentes en los dos grupos,
mostrando una adecuada distribución factorial. A
la vez, al evaluar la invarianza métrica se encontró
que la estructura tridimensional muestra relaciones
entre los ítems y los factores similares entre hom-
bres y mujeres. Evaluando la invarianza fuerte, se
pudo concluir que la estructura factorial propuesta
no presentó una diferencia debida a la precisión del
modelo lo que permite concluir que las diferencias
en los puntajes observados reejan las diferencias
reales de evitación experiencial entre hombres
y mujeres. En el estudio de invarianza estricta, se
pudo comprobar que los ítems miden la evitación
experiencial y los mismos tres constructos generan
puntajes observados que llegan a signicar lo mis-
mo entre hombres y mujeres. Esta evidencia permi-
te concluir que la estructura factorial del AAQ-II con
tres dimensiones correlacionadas no ha generado
variación entre hombres y mujeres.
Propiedades psicométricas del AAQ-II
Actualidades en Psicología, 37(134), 2023.
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INICIO METODO RESULTADOS DISCUSIÓN REFERENCIAS
dos a toda la población ecuatoriana y limita el uso
universal del instrumento.
Tener una medida válida y una estructura fac-
torial clara, permite evaluar el nivel de EE en el
Ecuador y desarrollar más estudios, tanto de corte
experimental como social, que ayuden a compren-
der el funcionamiento de los problemas de la salud
mental como procesos transdiagnóstico y ayudar a
la generación de modelos clínicos que se adapten a
la cultura y población ecuatoriana.
Tomando en cuenta los resultados obtenidos,
se puede concluir que el AAQ-II mostró una es-
tructura de tres dimensiones correlacionadas, con
una adecuada consistencia interna, invariante en
su estructura entre hombres y mujeres, y con una
relación directa con afectividad negativa e inversa
con afectividad positiva y satisfacción con la vida.
Sin embargo, por la característica intencional de la
muestra, aún faltan estudios para asegurar que la
AAQ-II es una herramienta apropiada para evaluar
a la población general ecuatoriana.
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Propiedades psicométricas del AAQ-II
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116
INICIO METODO RESULTADOS DISCUSIÓN REFERENCIAS
Anexos
Anexo 1. Versión Ecuatoriana de la AAQ-II
A continuación, encontrará una lista de frases. Por favor indique qué tan cierta es cada una para usted
marcando con una (X) el número que le parezca adecuado de la escala que se encuentra a la derecha de
cada frase. No hay respuestas buenas o malas, ni preguntas con truco. Asegúrese de contestar todas las
frases. Use como referencia la siguiente escala para hacer su elección:
1 2 3 4 5 6 7
Completa-
mente falso
Rara vez
cierto
Algunas
veces cierto
Aveces
cierto
Frecuente-
mente cierto
Casi siempre
cierto
Completa-
mente cierto
1. Mis recuerdos y experiencias do-
lorosas me dicultan vivir una vida
que pudiera valorar.
1 2 3 4 5 6 7
2. Evito o escapo de mis sentimientos. 1 2 3 4 5 6 7
3. Me preocupa no poder controlar
mis sentimientos y preocupaciones.
1 2 3 4 5 6 7
4. Mis recuerdos dolorosos me impi-
den tener una vida plena.
1 2 3 4 5 6 7
5. Mis emociones me causan proble-
mas en la vida.
1 2 3 4 5 6 7
6. Me parece que la mayoría de la
gente maneja su vida mejor que yo.
1 2 3 4 5 6 7
7. Mis preocupaciones obstaculizan
mi superación.
1 2 3 4 5 6 7
