Introducción

En la actualidad se ha incrementado considerablemente la investigación sobre la atención plena, concebida como una práctica voluntaria de meditación procedente de la tradición budista, y que desprovista de contextos religiosos se ha popularizado en Occidente con el término mindfulness (^{Brown, Ryan, & Creswell, 2007}; ^{Jiménez, Niles, & Park, 2010}; ^{Kabat-Zinn, 2013}); vocablo ampliamente aceptado y divulgado en el idioma español tanto en la literatura popular como en la académica (^{Simon, 2013}). Como práctica voluntaria persigue un estado mental caracterizado por una concentración en el momento presente, al tiempo que se aceptan los propios sentimientos, pensamientos y sensaciones corporales; utilizado todo ello como técnica terapéutica (^{Bruggeman-Everts, Van der Lee, Van‘t Hooft, & Nyklíček, 2017}). La atención plena o mindfulness ha sido descrita también como una disposición natural existente en diverso grado en algunas personas a estar más atentas al momento presente, siendo conscientes de su entorno y de sus estados internos sin esforzarse deliberadamente a ello (^{Brown & Ryan, 2003}; ^{Jiménez et al. 2010}; ^{Ma & Siu, 2020}; ^{Sherwood, Carydias, Whelan, & Emerson, 2020}).

Este constructo viene tomando importancia en el ámbito de las ciencias de la salud, tanto en la medicina como en la psicología (^{Kabat-Zinn, 2013}; ^{Kohls, Sauer, & Walach, 2009}). Respecto a los efectos de la práctica del mindfulness para aliviar sufrimientos físicos en pacientes de diversas enfermedades, fue pionero el programa del Centro Médico de la Universidad de Massachusetts iniciado hace años por (^{Kabat-Zinn, 2013}). A través de un metaanálisis se evaluó la efectividad clínica de esta práctica y se encontraron efectos significativos tanto en la reducción del sufrimiento físico como del estrés (^{Grossman, Niemann, Schmidt, & Walach, 2004}; ^{Zhou, Guo, Lu, Liu, & Zang, 2020}). Investigaciones en el ámbito médico han indagado sobre los beneficios del mindfulness en pacientes con dolencias como cardiopatías crónicas y cáncer (^{Brenner, LeBlang, Lizote, Newberg, & Hennekens, 2020}; ^{Bruggeman-Everts et al., 2017}; ^{Rechenberg, Cousin, & Redwine, 2020}; ^{Zhong, Goh, Li, Bao, & Xu, 2020}); y en otras enfermedades (^{Baer, 2003}).

La psicología por su parte se interesó en el mindfulness principalmente por su efecto regulador de las emociones y como moderador eficaz de las respuestas exageradas a los estímulos del entorno, producto del estrés y la ansiedad (^{Astin, 1997}; ^{Jankowski & Holas, 2020}; ^{Jiménez et al., 2010}). Existe evidencia creciente en el ámbito clínico de que la atención plena al momento presente brinda flexibilidad en las respuestas conductuales, incrementando la capacidad del individuo para responder de acuerdo con sus objetivos, en lugar de hacerlo de forma automática impulsado por sus emociones (^{Brown et al. 2007}); contribuye a disminuir la rumiación y el pensamiento obsesivo en los cuadros de depresión y ansiedad (^{Mahmoud, El-said, & Abd El-Hay, 2020}), y puede ayudar a los individuos a desengancharse de sus pensamientos y comportamientos automáticos, precisamente por cuanto mantenerse atentos al presente resulta incompatible con los automatismos (Brown & Ryan, 2003). Y se han observado efectos beneficiosos sobre la rumiación asociada a los trastornos alimenticios en mujeres jóvenes (^{Hernando et al., 2019}). Entre las diversas corrientes de la psicoterapia, el mindfulness se asocia más frecuentemente con las terapias de orientación cognitiva (^{André, 2010}; ^{Coelho, Canter, & Ernst, 2007}; ^{Segal, Williams, & Teasdale, 2012}; ^{Xuan, Li, Quiao, Wang, & Zhang, 2020}).

Al interés de las ciencias de la salud como la medicina y la psicología en los posibles efectos del mindfulness o atención plena, siguió el interés en el ámbito educativo (^{López & Pastor, 2019}), focalizado en la población infantil y adolescente (^{López-González, Amutio, Herrero-Fernández, & Biskerra, 2016}; ^{Mercader, 2020}; ^{Pacheco-Sanz et al., 2018}; ^{Palomero & Valero, 2016}), y en los docentes, considerada una de las profesiones más estresantes y por ello susceptible de beneficiarse de los efectos del mindfulness (^{Brito & Corthorn, 2018}; ^{Mañas, Franco, & Justo, 2011}).

Los adolescentes afrontan múltiples demandas de adaptación, tanto a sus propios cambios fisiológicos, psicológicos y sociales como a sus entornos familiar, educativo y social (^{Begent, Simpson, & Gamper, 2019}), por lo cual, se evidencia una fuerte asociación entre el estrés, producto de la magnitud y rapidez de los cambios citados, con alteraciones emocionales tales como ansiedad, depresión y problemas de autoestima (^{Langer, Schmidt, Aguilar-Parra, Cid, & Magni, 2017}); lo que propicia el surgimiento de conductas de riesgo como las adicciones (^{Cornellà-Font, Viñas-Poch, Juárez, & Malo-Cerrato, 2020}) y de comportamientos antisociales como el bullying y el ciberbullying (^{Garaigordobil, Mollo-Torrico, & Larrain, 2019}).

Actualmente existen perspectivas como la del desarrollo positivo (^{Betancourt et al., 2018}), o la salud mental positiva (^{Toribio, González-Arraita, López-Fuentes, Oudhof, & Gil, 2018}), entre otras, que han enfatizado la importancia que tienen en el desarrollo adolescente, aspectos favorables como sus fortalezas, capacidades y su bienestar psicológico y social. En estos enfoques se considera al adolescente como un sujeto activo con capacidad de elegir maneras de posicionarse frente al mundo y de comprometerse (^{Muñoz, 2020}). En ese contexto, el estudio de la atención plena o mindfulness ha despertado gran interés, como posible factor de protección ante riesgos psicosociales y elemento potenciador de las capacidades de los adolescentes (^{Roeser & Pinela, 2014}).

Ahora bien, el surgimiento y práctica reciente del mindfulness, conlleva la necesidad de identificar sus dimensiones y crear instrumentos psicométricamente válidos para su medición. (^{Brown y Ryan, 2003}) autores de una de las primeras escalas de mindfulness (Mindfulnness Attention Awareness Scale, MAAS), identificaron una sola dimensión a la que llamaron atención al presente. Otro instrumento orientado a evaluar mindfulness en niños y adolescente, el Child and Adolescent Mindfulness Measure (CAMM; ^{Greco, Baer, & Smith, 2011}), también lo explica como un constructo unidimensional. Otros instrumentos evalúan una dimensión atencional al presente y otra actitudinal de aceptación de cuanto se perciba en ese presente. En este enfoque bidimensional se encuentran la Toronto Mindfulness Scale (TMS; ^{Lau et al., 2006}) y la Philadelphia Mindfulness Scale (PMS; ^{Cardaciotto, Herbert, Forman, Moitra, & Farrow, 2008}). Otros comprenden cuatro dimensiones como la Cognitive and Affective Mindfulness Scale (CAMS; ^{Feldman, Hayes, Kumar, Greeson, & Laurenceau, 2007}) y cinco como el cuestionario Five Facets of Mindfulness Questionnaire (FFMQ; ^{Baer, Smith, Hopkins, Krietemeyer, & Toney, 2006}).

El Inventario de Friburgo sobre Atención Plena (Freiburg Mindfulness Inventory, FMI) de (^{Walach, Buchheld, Buttenmüller, Kleinknecht y Schmidt, 2006}), aunque otorga interés a diversos aspectos como el estado de alerta o la aceptación, no asume la multidimensionalidad del constructo. Su versión completa se compone de 30 ítems y está orientada a practicantes habituales de la meditación (^{Trouselard et al. 2010}), y existe una versión reducida a 14 ítems (FMI-14) aplicable a la población no practicante del mindfulness como disciplina regular. Todas las personas tienen en alguna medida la capacidad de atender al momento presente, ser conscientes de él y aceptar las percepciones que eso conlleve; esos estados espontáneos, no buscados mediante prácticas de meditación, han sido descritos como disposición al mindfulness (^{Jiménez et al., 2010}; ^{Parkinson et al., 2019}). El instrumento originalmente creado en lengua alemana ha sido traducido y validado en inglés (^{Leigh, Bowen, & Marlatt, 2005}), francés (^{Trousselard et al. 2010}) y español (^{Pérez-Verduzco & Laca-Arocena, 2017}). Este instrumento concibe el mindfulness desde un punto de vista holístico, identifica un componente cognitivo y otro de procesos emocionales, tales como la aceptación de la experiencia y una postura sin prejuicios (^{Walach et al. 2006}). Dado que el instrumento original y sus respectivas validaciones se realizaron en adultos, es conveniente llevar a cabo nuevos análisis factoriales para confirmar la estructura psicométrica del instrumento en poblaciones de otras franjas etarias como, por ejemplo, la adolescente.

En México, los estudios empíricos sobre mindfulness son escasos, y aún más en población adolescente. Se han adelantado estudios de intervenciones mindfulness en personal de salud (^{García & García, 2019}), en mujeres con enfermedades crónicas (^{Bernal, Berenzon, & Tiburcio, 2018}), en pacientes candidatos a cirugía bariátrica (^{Santiago, Reséndiz, Sánchez, & Moreno, 2017}), en pacientes con artritis reumatoide (^{Patoni, 2017}), en pacientes con asma (^{Sánchez & Moreno, 2017}), en personal académico de nivel medio superior (^{Guadarrama, 2019}), en estudiantes de la carrera de música (^{Ayala, 2017}), y en estudiantes universitarios en relación al consumo de alcohol (^{Fuentes et al., 2019}), entre otros. ^{Veytia-López, Guadarrama, Márquez-Mendoza y Fajardo, 2016}) realizaron un estudio con 930 adolescentes estudiantes de bachillerato adscritos a dos preparatorias públicas de la ciudad de Toluca, México, con edades de 14 a 19 años, con el fin de analizar la relación entre mindfulness (evaluada con el MAAS) y síntomas de depresión. Encontraron una correlación negativa moderada y estadísticamente significativa entre estas dos variables, lo cual indica que el mantenimiento de los procesos involucrados en el estado mental del mindfulness aumenta las posibilidades de reducir “el malestar psicológico a través de una auto-regulación emocional donde se establezcan las causas y se inicien estrategias de afrontamiento para prevenir consecuencias negativas” (pp. 44-45).

Así mismo, (^{Meda, Herrero, Blanco-Donoso, Moreno-Jiménez y Palomera, 2015}) analizaron las propiedades psicométricas del cuestionario FFMQ en una muestra de 1210 estudiantes de la Universidad de Guadalajara (estudiantes de primer ingreso del área de ciencias de la salud) con edad media de 20.12 años (DE = 5.15). Los resultados mostraron una estructura de cuatro factores (Descripción, Actuación consciente, No juicio y No reacción) eliminando la dimensión de Observación del instrumento original. Cabe mencionar además que el factor de No reacción se relacionó negativamente con No juicio, todo lo cual condujo a los autores a plantear la posibilidad de que las dimensiones de Observación y Ausencia de reacción no reflejan la actitud de aceptación y No juicio, característica de la conciencia plena. Por su parte, (^{López-Maya et al., 2015}) estudiaron las propiedades de la escala MAAS en una muestra de 622 participantes de la Ciudad de México con edad promedio de 34.14 años (DE = 12.21). Entre los resultados, se halló una estructura unifactorial del instrumento y no se encontraron diferencias de género. (^{Santisteban, 2017}) desarrolló, con una muestra de 300 participantes de 18 a 35 de la ciudad de México, un instrumento culturalmente sensible a la población mexicana compuesto por dos factores: a) atención al presente; y, b) aceptación de la experiencia. (^{Pérez-Verduzco y Laca-Arocena, 2017}) realizaron la traducción y validación del cuestionario FMI-14, para lo cual contaron con una muestra compuesta de 100 estudiantes universitarios y 100 personas no universitarias de la ciudad de Colima, México, con un rango de edad entre 17 a 35 años (Media: 22.16 DE = 3.21). Los resultados mostraron una solución adecuada de cuatro factores relacionados (Atención, Autocontrol, Aceptación y Autopercepción), aunque el modelo unifactorial también resultó estadísticamente válido. Por último, cabe mencionar el estudio de (^{Balderas, Riveros y Moreno, 2018}), quienes analizaron la estructura factorial de la escala MAAS en una muestra de 267 adolescentes estudiantes de nivel Medio Superior en modalidad de internado y clínicamente sanos, con rango de edad de 15 a 21 años y media de 18.32 años (DE = 1.79). Los resultados mostraron una composición de dos factores: a) Atención, relacionada con actividades, tareas y sensaciones; y, b) Reconocimiento, conformado por reactivos que hacen referencia al “darse cuenta”. Los autores destacaron que este resultado contrasta con la solución unifactorial del MAAS hallada recurrentemente en otros estudios, y explican que este hallazgo puede obedecer a que en los estudiantes de nivel medio superior “la percepción, la atención y la conciencia usan vías distintas que aún no se han integrado como un único proceso [...] razón por la cual los participantes identifican la atención y el reconocimiento por separado” (p. 247).

En el marco de lo anteriormente expuesto, el presente estudio se planteó como objetivo general analizar las propiedades psicométricas del Inventario de Friburgo sobre Atención Plena (Freiburg Mindfulness Inventory, FMI-14) en una muestra de adolescentes mexicanos estudiantes de bachillerato. Y como objetivos específicos se propuso: a) realizar un análisis factorial exploratorio del Inventario de Friburgo sobre Atención Plena, versión corta (FMI-14), con el fin de identificar la estructura factorial del instrumento con los datos de la muestra en estudio; b) efectuar un análisis factorial confirmatorio para evaluar el ajuste del modelo obtenido; c) realizar un análisis de la confiabilidad del instrumento; y, d) estudiar posibles diferencias estadísticamente significativas en función del sexo, la edad y el grado escolar.

Método

Participantes

La muestra estuvo compuesta por 655 estudiantes de bachillerato con rango de edad de 15 a 19 años (M = 16.55; DE = 1.12). Los participantes pertenecían a dos planteles educativos de sostenimiento público ubicados en el Estado de Jalisco, México: el primero en la Zona Metropolitana de la ciudad de Guadalajara (escuela metropolitana) y el segundo, en un municipio del interior del Estado de Jalisco (escuela regional). Todos los estudiantes participantes se encontraban distribuidos en los seis grados (semestres) que comprende el nivel de bachillerato en México. En la Tabla 1 se presenta la distribución por sexo según edad, ubicación de la escuela, turno y grado escolar. Como puede observarse, para mayor claridad en el análisis, se decidió estudiar la variable de edad dividiendo a los participantes en dos grupos, y la variable de grado escolar, agrupándolos por anualidades.

Tabla 1 Distribución de la muestra por edad, ubicación de la escuela, turno y grado, en función del sexo (N = 655). 

Nota. Los porcentajes son en relación con el total de la muestra.

Resultados

Se obtuvo un valor bueno en la medida de adecuación muestral de Kaiser-Mayer-Olkin, así como en la prueba de esfericidad de Bartlett (KMO = .91; Ji2 (91) = 2901.81, p < .001), lo cual indicó la pertinencia del análisis factorial en los datos objeto de estudio. Una vez realizado el AFE, la técnica de extracción arrojó una solución de dos factores que explica el 48.29% del total de la varianza. La Tabla 2 muestra las cargas factoriales, autovalores, varianza explicada y confiabilidad obtenidos en cada factor.

Tabla 2 Análisis Factorial Exploratorio del cuestionario FMI-14 (N = 655). 

Nota: elaboración propia.

Como puede apreciarse, todas las cargas factoriales fueron altas (> .50) y ningún reactivo presentó asignación ambigua de acuerdo con los criterios estipulados. Los reactivos 4 al 14 se agruparon en el Factor 1 que corresponde a la dimensión de Aceptación, mientras que los reactivos 1, 2 y 3 cargaron en el Factor 2 que representa la dimensión de Presencia. El índice de confiabilidad alfa de Cronbach para el instrumento completo fue de .87.

Luego de estos análisis, se llevó a cabo un AFC para someter a estudio la solución bifactorial obtenida (Figura 1). Como se observa, las cargas factoriales oscilaron entre .51 y .73, es decir, que todas resultaron elevadas. Los coeficientes de determinación estandarizados (r2) también fueron aceptables (superiores al 20% de la varianza), oscilando entre .26 y .54. En cuanto a la bondad de ajuste, todos los índices fueron adecuados, con valores que reflejan un buen ajuste con la estructura de los datos, pudiendo así mantener la hipótesis del modelo bifactorial (Ji2/gl = 3.34, p < .001; RMSEA = .06; SRMR = .05; GFI = .94; AGFI = .92).

Fuente: Elaboración propia

Figura 1 Análisis Factorial Confirmatorio del FMI-14 (N = 655), Modelo bifactorial 

Con el fin de comparar este modelo bifactorial con el unifactorial previamente reportado en la literatura, se realizó un segundo AFC considerando un solo factor denominado Atención Plena (Figura 2). En éste, algunas cargas factoriales resultaron moderadas y otras elevadas, oscilando entre .38 y .73. Los coeficientes de determinación estandarizados (r2) fueron aceptables (superiores al 20% de la varianza) en la mayoría de los reactivos, a excepción del 1 y el 2 que presentaron valores bajos. Respecto a la bondad de ajuste, nuevamente todos los índices considerados fueron adecuados, haciendo también viable la alternativa de un modelo unifactorial (Ji2/gl = 3.78, p < .001; RMSEA = .06; SRMR = .06; GFI = .93; AGFI = .91).

Fuente: Elaboración propia

Figura 2 Análisis Factorial Confirmatorio del FMI-14 (N = 655), Modelo unifactorial. 

Finalmente, se muestran en la Tabla 3 las puntuaciones medias obtenidas por los participantes en cada uno de los factores en total y por cada una de las variables sociodemográficas consideradas. Llevado a cabo el análisis se encontró que ni los efectos principales de las variables ni los de interacción fueron estadísticamente significativos.

Tabla 3 Medias y Desviaciones Estándar en puntuaciones del FMI-14, según variables sociodemográficas (N = 655). 

Discusión

Este trabajo se planteó como objetivo analizar las propiedades psicométricas del Inventario de Friburgo sobre Atención Plena (Freiburg Mindfulness Inventory, FMI-14) en una muestra de adolescentes mexicanos escolarizados de nivel bachillerato, a partir de cuatro objetivos específicos: a) realizar un AFE con el fin de identificar la estructura factorial del instrumento; b) efectuar un AFC para evaluar el ajuste del modelo obtenido a los datos de la muestra de estudio; c) realizar un análisis de la confiabilidad del instrumento; y, d) estudiar posibles diferencias estadísticamente significativas en función del sexo, la edad y el grado escolar.

En lo que refiere al primer objetivo, el AFE mostró una estructura bidimensional en la que los ítems 1, 2 y 3 se agrupan en un solo factor (Factor 2) y el resto en otro (Factor 1), que presumiblemente constituirían los elementos de Presencia y Aceptación, respectivamente. Por su parte, en lo que concierne al segundo objetivo, los resultados del AFC indican un buen ajuste de los datos para los dos modelos contrastados: el bifactorial obtenido mediante el AFE realizado en el presente estudio, y el unifactorial correspondiente al modelo original del FMI-14. Este resultado indica que ambos modelos pueden considerarse válidos desde un punto de vista estadístico. Para una adecuada interpretación de este resultado debe considerarse que existen estudios en los que también se ha identificado al mindfulness como un constructo esencialmente conformado por uno o dos factores (^{Brown & Ryan, 2004}; ^{Kohls et al., 2009}; ^{Sauer, Walach, Offenbächer, Lynch, & Kohls, 2011}; ^{Sauer, Walach, Schmidt, Hinterberger, Horan, & Kohls, 2011}; ^{Trousselard et al., 2010}). En particular, cabe mencionar el hecho de que los resultados del presente estudio son congruentes con otros realizados en población mexicana en los cuales también se encontró evidencia a favor tanto de una estructura unifactorial del mindfulness (^{López-Maya et al., 2015}) como de una bifactorial (^{Santisteban, 2017}). Especialmente, se destaca el trabajo de (^{Balderas et al., 2018}), en el que se encontró una solución de dos factores (Atención y Reconocimiento) en una muestra de estudiantes mexicanos de bachillerato. Siguiendo la explicación dada por estos autores, es posible afirmar que en los adolescentes participantes del presente estudio la integración de los procesos que implica el mindfulness (Presencia y Aceptación) se encuentre en curso de consolidación, lo cual sería compatible con el hecho de que ambos modelos (unifactorial y bifactorial) hayan resultado estadísticamente válidos.

Con respecto al estudio de (^{Meda et al., 2015}), en el que se analizaron las propiedades psicométricas del instrumento FFMQ en una muestra de estudiantes mexicanos universitarios de primer ingreso, cabe señalar lo siguiente: En primer lugar, debe notarse que la perspectiva de dicho estudio es diferente respecto de la asumida en el presente trabajo, ya que los supuestos teóricos subyacentes al FMI-14, tal como se señaló, postulan inicialmente la unidimensionalidad del constructo mientras que el FFMQ parte de una perspectiva multidimensional. En segundo lugar, la comparación de los hallazgos de ese estudio con los del presente está limitada por la diversidad en la composición de las muestras, ya que los adolescentes de bachillerato presentan características particulares, diferentes a los universitarios, tales como, el tránsito hacia un nuevo estatus legal al cumplir la mayoría de edad a los 18 años y, se encuentran en la etapa vital en la que se producen cambios que pueden determinar la adquisición de fortalezas o aumentar sus condiciones de vulnerabilidad, y enfrentan múltiples demandas de adaptación y rendimientos en los ámbitos familiar, social y académico (^{Escobar, Blanca, Fernandez-Baena, & Trianes, 2011}; ^{Ministerio de Salud de Chile, 2011}). No obstante estas limitaciones, debe observarse que aún en el estudio de (^{Meda et al., 2015}), la multidimensionalidad del mindfulness resultó menos consolidada que en el instrumento original (ya que la dimensión de Observación no se integró a las demás, y el factor de No reacción mostró correlaciones negativas con No juicio); hallazgo que se suma a la evidencia sobre los efectos de las diferencias culturales y de edad entre las muestras de adolescentes y adultos.

La dificultad para encontrar estructuras factoriales comunes no es nueva, y ha estado presente en la mayoría de los estudios sobre las características psicométricas de los instrumentos diseñados para medir el mindfulness. En este sentido, la presente investigación apoya la propuesta de (^{Kohls y colaboradores, 2009}) de mantener la estructura bidimensional del constructo cuando se tenga por objetivo analizar los posibles mecanismos causales del mindfulness, y conservar la estructura unidimensional para fines más prácticos, como puede ser la obtención de una medida global de la capacidad de atención plena del individuo. Dicha postura, además de estar fundamentada en criterios estadísticos, es compartida por varios investigadores (^{Barajas & Garra, 2014}; ^{Brown & Ryan, 2004}; ^{Pérez-Verduzco & Laca-Arocena, 2017}; ^{Trousselard et al., 2010}; ^{Walach et al., 2006}).

Con relación al tercer objetivo, relativo al análisis de confiabilidad, se obtuvo un coeficiente alfa de Cronbach alto para el factor de Aceptación (.89) y bajo para el de Presencia (.59). Tal cuestión podría atribuirse a que este último factor quedó compuesto por apenas tres reactivos, lo cual contrasta con otras investigaciones en las que el factor Presencia es conformado hasta por seis reactivos (^{Kohls et al., 2009}; ^{Trousselard et al., 2010}). Por consiguiente, es aconsejable que en futuros estudios que se realicen con el FMI-14 en adolescentes mexicanos se contemple la posibilidad de diseñar algunos reactivos que pudieran añadirse a la escala de Presencia, realizando los procedimientos psicométricos adecuados para ello, a fin de favorecer una mayor consistencia interna del instrumento para este factor.

Por otro lado, no se encontraron diferencias significativas por sexo, edad ni grado escolar en ninguna de las escalas del instrumento. En lo que refiere al sexo de los participantes, este resultado es congruente con el estudio de (^{López-Maya et al., 2015}), pero difiere del obtenido en el trabajo de (^{Veytia-López et al., 2016}) realizado con adolescentes, ya que en este último los hombres obtuvieron puntuaciones más altas en mindfulness. En los demás estudios realizados en México con población adolescente no se incluye el reporte de diferencias de sexo (^{Balderas et al., 2018}; ^{Meda et al., 2015}; ^{Pérez-Verduzco & Laca-Arocena, 2017}). Por lo anterior, se sugiere realizar nuevos estudios que profundicen en las posibles diferencias según el sexo en mindfulness en adolescentes mexicanos, así como en las demás variables sociodemográficas consideradas.

La principal contribución del presente estudio consiste en presentar hallazgos relacionados con las propiedades psicométricas del FMI-14 considerando las características peculiares de la población mexicana adolescente escolarizada de nivel bachillerato, tomando en consideración la escasez actual de trabajos orientados específicamente a este grupo en México. Los resultados muestran que el instrumento posee características adecuadas de validez y confiabilidad para ambos modelos (unifactorial y bifactorial), aunque se sugiere mejorar la confiabilidad de la escala de Presencia para futuros estudios.

Dadas las características peculiares de la población objeto del presente estudio, se considera que los hallazgos no son generalizables a la población adulta, a diferencia de los resultados obtenidos en la investigación previa de (^{Pérez-Verduzco y Laca-Arocena, 2017}) llevada a cabo con el FMI-14 en una muestra de 100 estudiantes universitarios y 100 personas no universitarias de la ciudad de Colima, México, con edades comprendidas entre 17 y 35 años y en el que se encontró una solución tetrafactorial..

Dentro de las limitaciones del presente estudio, cabe mencionar que el rango de edad estuvo circunscrito a la adolescencia media y tardía (de 15 a 19 años), por lo que se aconseja para estudios posteriores emplear muestras con un rango de edad más amplio a efectos de posibilitar comparaciones entre diversos grupos etarios. Igualmente, sería aconsejable incorporar en futuras investigaciones otras variables de relevancia teórica y práctica, tales como las relativas a determinadas competencias o habilidades (toma de decisiones, autorregulación emocional, toma de perspectiva, comunicación interpersonal, argumentación, entre otras) a fin de evaluar su relación con la atención plena disposicional en adolescentes.