International Journal of Clinical and Health Psychology

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1697-2600/ © 2021 Asociación Española de Psicología Conductual. Publicado por Elsevier España, S.L.U. Este es un artículo Open Access bajo la licencia CC BY−NC−ND (http://creativecommons.org/licenses/by−nc−nd/4.0/).

International Journal

of Clinical and Health Psychology

www.elsevier.es/ijchp

International Journal of Clinical and Health Psychology Publicación cuatrimestral / Four-monthly publication ISSN 1697-2600 Volumen 16, Número 2Mayo - 2016 Volume 16, Number 2 May - 2016

Director / Editor:

Juan Carlos Sierra

Directores Asociados / Associate Editors:

Stephen N. Haynes Michael W. Eysenck Gualberto Buela-Casal

Impact of mindfulness and self-compassion on anxiety and

depression: The mediating role of resilience

Adrián Pérez-Aranda

a, b, c

, Javier García-Campayo

a, d

, Francisco Gude

e

*, Juan V. Luciano

c

,

Albert Feliu-Soler

b, c

, Arturo González-Quintela

f

, Yolanda López-del-Hoyo

a, g

,

Jesus Montero-Marin

h

aInstituto de Investigación Sanitaria Aragón (IIS Aragón), Hospital Universitario Miguel Servet, España

bFacultad de Psicología, Universidad Autònoma de Barcelona, España

cGrupo de Investigación AGORA;Unidad Docente, Investigación e Innovación, Parc Sanitari Sant Joan de Déu, España

dRed de Investigación en Actividades Preventivas y Promoción de la Salud, RedIAPP, España

eDepartmento de Epidemiología Clínica, Complejo Hospitalario Universitario, Instituto de Investigación Sanitaria de

Santiago de Compostela (IDIS), España

fDepartmento de Medicina Interna, Complejo Hospitalario Universitario, Instituto de Investigación Sanitaria de Santiago

de Compostela (IDIS), España

gDepartmento de Psicología y Sociología, Universidad de Zaragoza, España

hDepartment of Psychiatry, University of Oxford, Warneford Hospital, Reino Unido

Received 25 de octubre de 2020; Aceptado 2 de febrero de 2021

PALABRAS CLAVE Mindfulness; Autocompasión; Resiliencia; Síntomas psicopatológicos; Estudio ex post facto.

Impacto del mindfulness y de la autocompasión en la ansiedad y la depresión: rol mediador de la resiliencia

Resumen

Antecedentes/Objetivo: Las terapias de tercera generación han probado ser eficaces

para tratar síntomas psicopatológicos como la ansiedad y la depresión. Hay un interés creciente en examinar cómo los constructos nucleares de estas terapias producen bene-ficios terapéuticos. Este estudio explora el hipotético efecto mediador de la resiliencia en la relación del mindfulness y la autocompasión sobre los síntomas de ansiedad y de-presión. Método: Estudio de diseño transversal. Muestra formada por 860 participantes españoles de la población general. Las medidas incluidas fueron: MAAS, SCS-12, CD-RISC y GADS. Se calcularon correlaciones bivariadas y se realizaron modelos de análisis del camino. Resultados: Se hallaron correlaciones significativas entre las variables, siempre en la dirección esperada (p < 0,001). El modelo de análisis del camino mostró efectos directos significativos de mindfulness y autocompasión sobre síntomas de ansiedad y depresión, pero el único efecto indirecto significativo a través de la resiliencia se encon-tró en depresión (MAAS: β = -0,05, 95% CI = -0,11 — -0,02; SCS-12: β = -0,06, 95% CI =

* Correspondencia: Departamento de Epidemiología Clínica, Complejo Hospitalario Universitario, Instituto de Investigación Sanitaria de Santiago de Compostela (IDIS), España

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La depresión y la ansiedad son los trastornos mentales más comunes en la población general, con una prevalencia en la vida de 20,60% en el caso del trastorno depresivo ma-yor (Hasin et al., 2018) y una prevalencia global actual de 7,30% de trastornos de ansiedad (Stein et al., 2017). Estas condiciones, que a menudo se experimentan a la vez, sue-len implicar una pérdida significativa de calidad de vida y un cierto grado de discapacidad en diferentes áreas vitales (Khansa et al., 2020).

De entre los diferentes enfoques que se han propuesto para tratar los síntomas de ansiedad y de depresión, las terapias de tercera generación han recibido mucha aten-ción en las últimas dos décadas. Estas representan una in-novación respecto a la terapia cognitivo-conductual, puesto que no tienen como único objetivo la mejora de la sintoma-tología y subrayan aspectos como la atención plena, la com-pasión, la fusión cognitiva, la aceptación y la espiritualidad (Jahoda et al., 2017; Pérez-Aranda et al., 2019). Las inter-venciones basadas en mindfulness, la terapia focalizada en compasión y la terapia de aceptación y compromiso son al-gunos ejemplos de psicoterapias de tercera generación que han probado ser eficaces para tratar distintas condiciones, principalmente trastornos depresivos y de ansiedad (O’Connor et al., 2018; Pardos-Gascón et al., 2021; Wilson et al., 2019).

El creciente número de estudios que evidencian la efec-tividad de estas intervenciones ha estimulado análisis sobre cómo las variables de tercera generación pueden influir en la salud mental del individuo. En este sentido, dos posibles factores mediadores han sido estudiados con especial

inte-rés: el mindfulness y la autocompasión. El mindfulness se define como la conciencia que emerge al prestar atención deliberadamente en el momento presente y sin juzgar a la experiencia tal y como acontece (Kabat-Zinn, 2003). Aun-que se ha descrito como un constructo Aun-que puede ser entre-nado a través de la práctica, el mindfulness también se ha estudiado como rasgo, y se ha observado que juega un rol significativo en la regulación emocional y la vulnerabilidad a la depresión (Guendelman et al., 2017). Otros estudios también han encontrado efectos de mediación significati-vos del mindfulness en el bienestar psicológico, así como en depresión y en ansiedad (Pagnini et al., 2019; Takahashi et al., 2019, 2020). La autocompasión, por su parte, se define como estar abierto y ser sensible al propio sufrimiento, sin evitarlo y generando deseos de aliviarlo (Neff, 2003). Es un predictor significativo de reducción de depresión y de rasgo ansiedad, y de mayor satisfacción con la vida (Van Dam et al., 2011), y distintos estudios han encontrado un efecto mediador de la autocompasión en ansiedad y depresión (Mehr y Adams, 2016; Takahashi et al., 2019).

Por tanto, la relación entre el mindfulness y la autocom-pasión con la ansiedad y la depresión parece estar bien do-cumentada (Conversano et al., 2020). Sin embargo, esta relación podría estar mediada por alguna variable mecani-cista, como la resiliencia. La resiliencia se define como el proceso dinámico y flexible de adaptación a los cambios vitales que permite al individuo lidiar con el estrés y recu-perarse de él, prosperando cuando se enfrenta a la adversi-dad (Rutter, 1985), y su efecto protector respecto a proble-mas de salud mental está ampliamente aceptado (Southwick

KEYWORDS Mindfulness; Self-compassion; Resilience; Psychopathological symptoms; Ex post fact study.

-0,33 — -0,07). Conclusiones: La resiliencia puede mediar parcialmente el efecto de

mindfulness y autocompasión sobre la depresión, pero no sobre la ansiedad.

© 2020 Asociación Española de Psicología Conductual. Published by Elsevier España, S.L.U. This is an open access article under the CC BY−NC−ND license (http://creativecommons. org/licenses/by−nc−nd/4.0/).

Abstract

Background/Objective: Third-wave psychotherapies have shown effectiveness for

treating psychopathological symptoms such as anxiety and depression. There is burgeoning interest in examining how these therapies’ core constructs produce their therapeutic benefits. This study explores the hypothetical mediating effect of resilience in the impact of mindfulness and self-compassion on anxiety and depressive symptoms. Method: Cross-sectional study design. The sample consisted of 860 Spanish general population participants. The measures included the Mindful Attention Awareness Scale (MAAS), the Self-Compassion Scale (SCS-12), the Connor-Davidson Resilience Scale (CD-RISC) and the Goldberg Anxiety and Depression Scale (GADS). Bivariate correlations were calculated, and path analysis models were performed. Results: Significant correlations were found between the study variables, always in the expected direction (all p values <.001). The path analysis models showed significant direct effects of mindfulness and self-compassion on anxiety and depression symptoms, but the only significant indirect effects through resilience were found on depression (MAAS: β = -.05, 95% CI = -.11 — -.02; SCS-12: β = -.06, 95% CI = -.33 — -.07). Conclusions: Resilience might partially mediate the effect of mindfulness and self-compassion on depression, but not on anxiety.

© 2020 Asociación Española de Psicología Conductual. Published by Elsevier España, S.L.U. This is an open access article under the CC BY−NC−ND license (http://creativecommons. org/licenses/by−nc−nd/4.0/).

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y Charney, 2012). Distintos estudios han observado asocia-ciones significativas entre resiliencia y mindfulness (Joyce et al., 2018; Kemper et al., 2015; Montero-Marin et al., 2015). Además, hay numerosos estudios realizados con muestras clínicas y no clínicas que apoyan el rol mediador de la resiliencia en el impacto del mindfulness en distintas variables relacionadas con el bienestar subjetivo (Bajaj y Pande, 2016; Wang et al., 2016). Hasta donde sabemos, el potencial efecto mediador de la resiliencia no ha sido estu-diado aún en el impacto de la autocompasión sobre varia-bles psicológicas, pero sí que se han reportado asociaciones significativas entre los dos constructos, junto con el

min-dfulness y la calidad de vida (Asensio-Martínez et al., 2019;

Kemper et al., 2015; Neff y McGehee, 2010; Sünbül y Güne-ri, 2019).

Considerando los hallazgos mencionados, parece posible que la resiliencia sea de alguna manera promovida por la práctica de habilidades de mindfulness y autocompasión. Estas implican practicar habilidades de regulación atencio-nal y emocioatencio-nal (Diedrich et al., 2014; Hanley et al., 2017) que, a su vez, están íntimamente relacionadas con la capa-cidad de recuperarse de situaciones estresantes (Kay, 2016; Mayordomo et al., 2016) hasta el punto de que algunos au-tores consideran que la resiliencia emocional podría ser un mecanismo potencial del mindfulness (Hayes y Feldman, 2006; Polizzi et al., 2018).

En el presente estudio, el principal objetivo es explorar el potencial rol diferencial de mediación de la resiliencia en el efecto del mindfulness y la autocompasión en la ansiedad y la depresión. Nuestras hipótesis son: (1) que el mindful-ness y la autocompasión tendrán efectos directos significa-tivos sobre la ansiedad y la depresión y, considerando los hallazgos de estudios previos (Quist-Møller et al., 2018; Van Dam et al., 2011), se espera que la autocompasión tenga un efecto más fuerte que el mindfulness; y (2) que el

mindful-ness y la autocompasión tendrán efectos indirectos

signifi-cativos en la ansiedad y la depresión a través del rol media-dor de la resiliencia.

Método

Participantes y procedimiento

Los sujetos que participaron en este estudio transversal fueron una submuestra de los participantes del estudio de investigación sobre la inflamación y la glicación en enfer-medades frecuentes y estilos de vida (AEGIS; ensayo NCT01796184) (Gude et al., 2017). Se realizó un muestreo polietápico en el municipio de A Estrada, Galicia (España), con una población adulta de 18.897 residentes. Desde no-viembre de 2012 hasta marzo de 2015, todos los sujetos fueron convocados sucesivamente un día en el Centro de Atención Primaria para su evaluación. Los criterios de inclu-sión fueron: (1) ser mayor de 18 años; (2) tener dominio del español hablado; y (3) proporcionar consentimiento infor-mado. El criterio de exclusión fue la presencia de enferme-dad física grave. Los participantes fueron seleccionados al azar del Registro de Salud. Primero, un programa de orde-nador (función de muestra en R) generó una muestra alea-toria de 3.500 sujetos, estratificada por grupo de edad (en

siete categorías, cada 10 años). De ellos, 639 no pudieron ser contactados, 134 vivían fuera de A Estrada, 19 no tenían cobertura médica y 84 habían fallecido. De los sujetos ele-gibles restantes (n = 2.624), 394 fueron excluidos debido a que no cumplieron con los criterios de inclusión y 714 suje-tos se negaron a participar. Un total de 1.516 sujesuje-tos (68%) aceptaron participar en el estudio. En una segunda etapa, se invitó a participar en la encuesta a dos de cada tres per-sonas (n = 1.010), de las cuales 860 sujetos completaron los cuestionarios (58%). Este tamaño de muestra cumplió con las recomendaciones de Nunnally y Bernstein (1994) —un mínimo de 10 participantes por variable— para realizar mo-delos de análisis del camino.

El presente estudio fue aprobado por el Comité Regional de Ética (código 2012-025). Todos los participantes dieron su consentimiento informado por escrito para la recopila-ción de datos y los datos proporcionados fueron completa-mente anonimizados. El estudio se realizó de acuerdo con la Declaración de Helsinki.

Medidas

La siguiente batería de medidas de autoinforme en papel y lápiz se administró a los participantes junto con un cuestio-nario sociodemográfico que preguntaba sobre edad, sexo, estado civil, nivel de educación y empleo.

La Goldberg Anxiety and Depression Scale (GADS; Gold-berg et al., 1988) es un cuestionario de 18 ítems que con-tiene dos subescalas (Ansiedad y Depresión), cada una com-puesta por nueve ítems binarios (sí/no). El objetivo de esta escala es detectar casos probables, orientando al clínico en el diagnóstico (Montón et al., 1993). Los puntajes para cada subescala varían de 0 a 9, donde los valores más altos indi-can más gravedad. Estudios previos han propuesto puntos de corte (≥4 para ansiedad y ≥2 para depresión) para consi-derar casos probables (Reivan-Ortiz et al., 2019). La versión española de la GADS presentó un 82% de especificidad y un 83% de sensibilidad, junto con una adecuada validez concu-rrente (Montón et al., 1993).

La Mindful Attention Awareness Scale (MAAS; Brown y Ryan, 2003) es una escala de 15 ítems que mide el

mindful-ness como rasgo. Cada ítem se puntúa utilizando una escala

Likert de 6 puntos. La puntuación total se calcula mediante la media de los 15 ítems y varía de 1 a 6, y las puntuaciones más altas indican mayores niveles de mindfulness. La ver-sión española de la MAAS (Soler et al., 2012) ha mostrado una validez convergente adecuada con otras medidas de

mindfulness, consistencia interna (α = 0,89) y fiabilidad

test-retest (r = 0,82).

La Self-Compassion Scale-short form (SCS-SF; Raes et al., 2011) es un cuestionario de 12 ítems diseñado para eva-luar la autocompasión general y tres dimensiones: Humani-dad común, Atención plena y BonHumani-dad hacia uno mismo. Para el presente estudio solo se consideró la puntuación total, que se calcula mediante la media de los 12 ítems (Neff et al., 2019). La puntuación total va de 1 a 5, y los valores más altos indican mayores niveles de autocompasión. La versión española de la SCS-12 (García-Campayo et al., 2014) ha mostrado buena consistencia interna (α = 0,86) y muy alta convergencia con la versión larga (26 ítems) de la escala (r

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≥ 0,97).

La Connor-Davidson Resilience Scale (CD-RISC; Campbell-Sills y Stein, 2007) consta de diez ítems que miden la resi-liencia. Cada ítem se puntúa en una escala Likert de 5 pun-tos, y la puntuación total, que oscila entre 1 y 5, se calcula promediando las puntuaciones; los valores más altos indi-can mayor resiliencia. La CD-RISC ha mostrado una buena consistencia interna (α = 0,89) y fiabilidad test-retest (r = 0,87) en personas con ansiedad o trastornos relacionados con el estrés. La versión española (Soler Sánchez et al., 2016) presentó buena consistencia interna (α = 0,86) y fia-bilidad test-retest (r = 0,87).

Análisis estadísticos

Se realizaron análisis de datos descriptivos para describir la muestra, reportando frecuencias y porcentajes para datos categóricos y medias y desviaciones típicas (DT) para varia-bles continuas. Los análisis bivariados se realizaron calcu-lando la correlación entre variables, utilizando el coeficien-te φ de Pearson, la correlación biserial puntual (rb) y el

coeficiente r de Pearson cuando fue apropiado. Se realiza-ron modelos de análisis del camino para probar la hipótesis del estudio; el análisis del camino incluye efectos de me-diación y estimación simultánea de las relaciones entre va-riables para estimar estas relaciones de manera insesgada (Lockhart et al., 2011; MacKinnon, 2008). La Figura 1 mues-tra un modelo de análisis del camino genérico con dos varia-bles independientes (correlacionadas) y un mediador. Para nuestro estudio, calculamos dos modelos considerando la MAAS y la SCS-12 como variables independientes, la CD-RISC como mediador y las subescalas de la GADS como variables de resultado (i.e., caso probable vs. caso improbable de trastorno de ansiedad/depresión utilizando los criterios de corte antes mencionados). Se calcularon los coeficientes de regresión estandarizados (β) de los efectos indirectos con corrección de sesgo basados en 10,000 muestras generadas mediante el método de remuestreo (o bootstrap), así como su error estándar (EE) y su intervalo de confianza (IC) del 95%. Los parámetros de efectos indirectos se consideraron estadísticamente significativos cuando el IC del 95% no in-cluía 0 (Lockhart et al., 2011). Los paquetes estadísticos utilizados para el presente estudio fueron SPSS v27.0 y Mplus v8.4.

Resultados

Análisis descriptivos

La muestra del estudio estuvo compuesta por 860 partici-pantes, de los cuales 489 (56,90%) eran mujeres. La edad osciló entre 18 y 88 años, con una media de 48,90 años (DT = 16,91). La distribución por edades fue normal y similar a la de la población española (prueba de Kolmogorov-Smirnov

p = 0,052). La mayoría de los participantes estaban casados

(n = 496; 57,70%) y tenían al menos estudios primarios (n = 723; 84,10%). Casi la mitad de ellos tenían una situación laboral activa (n = 378, 44%). La GADS-Ansiedad presentó una puntuación media de 1,60 (DT = 2,50) y la

GADS-Depre-sión, una puntuación de 1,14 (DT = 2,11). Considerando los puntos de corte mencionados anteriormente, 192 partici-pantes (22,30%) eran casos probables de trastornos de an-siedad y 214 (24,90%) eran casos probables de depresión. Estos resultados se resumen en la Tabla 1.

Análisis bivariados

La GADS-ansiedad y la GADS-depresión fueron las variables más asociadas (véase Tabla 2; φ de Pearson = 0,51, p < 0,001). Se encontraron correlaciones significativas modera-damente bajas y negativas entre las subescalas de la GADS y las otras medidas del estudio, con rb entre -0,22 y -0,32.

La MAAS, la SCS-12 y la CD-RISC presentaron relaciones mo-deradas, con r de 0,31 a 0,48. Todas las correlaciones se mantuvieron significativas (p < 0,001) al controlar CD-RISC.

Análisis de caminos para casos probables

de trastornos de ansiedad

El modelo de análisis del camino mostró efectos directos significativos de las dos variables independientes sobre la variable resultado, pero no se encontró ningún efecto signi-ficativo del mediador sobre la variable resultado (p = 0,619) y, por lo tanto, los efectos indirectos no fueron estadística-mente significativos. La Tabla 3 presenta los coeficientes no estandarizados, los errores estándar y la significación

esta-Tabla 1 Características sociodemográficas y clínicas de

la muestra. Muestra total (N = 860) Características sociodemográficas – Sexo, n mujeres (%) 489 (56,90%) – Edad, M (DT) 18-29 30-39 40-49 50-59 60-69 70-79 ≥80 48,87 (16,91) 102 (11,90%) 144 (16,70%) 172 (20%) 164 (19,10%) 142 (16,50%) 87 (10,10%) 49 (5,70%) – Estado civil, n casados (%) 496 (57,70%) – Nivel educativo, n estudios

universitarios (%)

129 (14,90%) – Situación laboral, n actualmente

trabajando (%)

378 (44%) Características clínicas [rango]

GADS-Ansiedad, M (DT) [0-9] Casos probables, n (%) 1,60 (2,50) 192 (22,30%) GADS-Depresión, M (DT) [0-9] Casos probables, n (%) 1,14 (2,11) 213 (24,90%) MAAS, M (DT) [1-6] 4,51 (0,86) SCS-12, M (DT) [1-5] 3,16 (0,67) CD-RISC, M (DT) [1-5] 3,67 (0,73)

Nota. GADS: Goldberg Anxiety and Depression Scale; MAAS: Mindful Attention Awareness Scale; SCS-12: Self-Compassion Scale-Short form; CD-RISC: Connor-Davidson Resilience Scale.

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Tabla 2 Correlaciones entre variables psicológicas.

GADS-Depresión MAAS SCS-12 CD-RISC

GADS-Ansiedad 0,51* (0,49*) -0,30* (-0,22*) -0,31* (-0,21*) -0,22*

GADS-Depresión -0,32* (-0,24*) -0,31* (-0,19*) -0,25*

MAAS 0,37* (0,27*) 0,31*

SCS-12 0,48*

Nota. * significa p valor <0,001. Entre paréntesis, correlaciones parciales controlando CD-RISC.

Table 3 Efectos directos y bootstrap en los modelos de mediación múltiple para GADS-Ansiedad.

Efectos directos Camino Coeficiente

EE

p

MAAS→CD-RISC MAAS→GADS-Ansiedad SCS-12→CD-RISC SCS-12→GADS-Ansiedad CD-RISC→GADS-Ansiedad a1 c1 a2 c2 b 1,30 -0,52 4,62 -0,75 -0,01 0,30 0,11 0,34 0,15 0,01 <0,001 <0,001 <0,001 <0,001 0,619

Efectos indirectos Camino Bootstrap EE IC 95%

MAAS→CD-RISC→GADS-Ansiedad SCS-12→CD-RISC→GADS-Ansiedad Efectos indirectos totales

a1×b a2×b -0,01 -0,03 -0,04 0,02 0,06 0,15 -0,05 a 0,03 -0,15 a 0,09 -0,20 a 0,12

Nota. GADS: Goldberg Anxiety and Depression Scale; MAAS: Mindful Attention Awareness Scale; SCS-12: Self-Compassion Scale-Short form; CD-RISC: Connor-Davidson Resilience Scale. Se presentan los resultados no estandarizados; los estandarizados se encuentran en

la Figura 2.

Table 4 Efectos directos y bootstrap en los modelos de mediación múltiple para GADS-Depresión.

Efectos directos Camino Coeficiente

EE

p

MAAS→CD-RISC MAAS→GADS-Depresión SCS-12→CD-RISC SCS-12→GADS-Depresión CD-RISC→GADS-Depresión a1 c1 a2 c2 b 1,30 -0,59 4,62 -0,61 -0,04 0,30 0,11 0,34 0,15 0,01 <0,001 <0,001 <0,001 <0,001 0,002

Efectos indirectos Camino Bootstrap EE IC 95%

MAAS→CD-RISC→GADS-Depresión SCS-12→CD-RISC→GADS-Depresión Efectos indirectos totales

a1×b a2×b -0,05 -0,19 -0,25 0,02 0,06 0,16 -0,11 a -0,02 -0,33 a -0,07 -0,41 a -0,09

Nota. GADS: Goldberg Anxiety and Depression Scale; MAAS: Mindful Attention Awareness Scale; SCS-12: Self-Compassion Scale-Short form; CD-RISC: Connor-Davidson Resilience Scale. Se presentan los resultados no estandarizados; los estandarizados se encuentran en

la Figura 3.

Figura 1 Ejemplo genérico de un modelo de análisis del camino con dos variables independientes (VI) correlacionadas y un mediador.

Mediador VI1 VI2 Resultado c1 b c2 a2 a1

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dística de los efectos directos e indirectos, y las trayecto-rias se representan en la Figura 2, incluidos los coeficientes estandarizados correspondientes.

Análisis del camino para casos probables

de depresión

Se observó un efecto de mediación parcial de la resiliencia; los efectos directos fueron estadísticamente significativos (todos los valores de p < 0,001), incluido el efecto de CD-RISC sobre la variable resultado (p = 0,002), y los efectos indirectos también fueron estadísticamente significativos. La Tabla 4 presenta los coeficientes no estandarizados, los errores estándar y la significación estadística de los efectos directos e indirectos, y las trayectorias están representadas en la Figura 3 incluyendo los correspondientes coeficientes estandarizados.

Discusión

El presente trabajo tuvo como objetivo explorar el papel intermediario de la resiliencia entre los constructos relacio-nados con las psicoterapias de tercera generación

(mindful-ness y autocompasión) y los síntomas psicopatológicos

(an-siedad y depresión). Nuestros resultados confirman las relaciones esperadas entre las variables, considerando tra-bajos previos: el mindfulness presentó asociaciones positi-vas significatipositi-vas con la autocompasión (Baer et al., 2012) y la resiliencia (Kemper et al., 2015; Montero-Marin et al., 2015) y correlaciones negativas con la ansiedad y la depre-sión (Takahashi et al., 2019). De manera similar, la auto-compasión mostró correlaciones positivas con la resiliencia (Kemper et al., 2015; Neff y McGehee, 2010) y se asoció negativamente con la ansiedad y la depresión (Mehr y Adams, 2016; Van Dam et al., 2011), aunque los tamaños del efecto fueron menores de lo esperado. Los resultados del modelo de análisis del camino apoyaron nuestra primera hipótesis, ya que tanto el mindfulness como la autocompa-sión tuvieron efectos directos significativos sobre la sinto-matología ansiosa y depresiva; sin embargo, contrariamen-te a lo que se plancontrariamen-teó a raíz de hallazgos ancontrariamen-teriores (Quist-Møller et al., 2018; Van Dam et al., 2011), el efecto directo de la autocompasión no fue significativamente ma-yor que el de mindfulness.

La segunda hipótesis no fue apoyada por nuestros resul-tados en el caso de la sintomatología de ansiedad: la resi-liencia mostró un efecto no significativo sobre la ansiedad

Figura 3 Modelo de análisis del camino para GADS-depresión.

Nota. * significa p valor < 0,001; R2 representa la proporción de varianza de la variable dependiente que es explicada por las

varia-bles independientes. Todos los coeficientes están estandarizados. El IC del 95% se detalla entre paréntesis.

Figure 2 Modelo de análisis del camino para GADS-Ansiedad.

Nota. * significa p valor < 0,001; R2 representa la proporción de varianza de la variable dependiente que es explicada por las

varia-bles independientes. Todos los coeficientes están estandarizados. El IC del 95% se detalla entre paréntesis. CD-RISC MAAS SCS-12 GADS Ansiedad -0,22* [-0,31 a -0,13] -0,03 [-0,12 a 0,07] -0,25* [-0,35 a -0,16] 0,43* [0,37 a 0,49] 0,15* [0,09 a 0,22] 0,22* [0,17 a 0,26] R2 = 0,25 R 2 = 0,17 CD-RISC MAAS SCS-12 GADS Ansiedad -0,25* [-0,31 a -0,17] -0,15 [-0,24 a 0,06] -0,20* [-0,30 a -0,11] 0,43* [0,37 a 0,49] 0,15* [0,09 a 0,22] 0,22* [0,17 a 0,26] R2 = 0,25 R 2 = 0,22

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después de controlar el mindfulness y la autocompasión, lo que implicaba que los caminos indirectos no eran estadísti-camente significativos. Por tanto, y contrariamente a las expectativas, la resiliencia no fue un mediador significativo del efecto del mindfulness y la autocompasión sobre la sin-tomatología ansiosa en nuestra muestra. Aunque la resilien-cia ha sido identificada como un mediador del efecto del

mindfulness, lo fue en otras variables resultado como la

regulación emocional (Wang et al., 2016) y el afecto positi-vo (Bajaj y Pande, 2016), que pueden estar relacionadas con síntomas de ansiedad, pero probablemente estarían más directamente asociadas a la depresión. Trabajos ante-riores han observado que otros constructos de tercera gene-ración median el efecto del mindfulness sobre la ansiedad, como el desapego (Whitehead et al., 2019), que se define como la libertad de fijaciones cognitivas no saludables so-bre objetos y otras personas (Deits-Lebehn et al., 2019), y también el descentramiento, definido como la capacidad de observar los elementos que surgen en la mente como meros eventos psicológicos (Hoge et al., 2015). Nuevos es-tudios deberían replicar estos hallazgos e incluir otros cons-tructos centrales de las terapias de tercera generación, como la flexibilidad psicológica, que de acuerdo con los resultados de algunos estudios media los efectos de las psi-coterapias de tercera generación sobre variables como el estrés y la ansiedad en muestras clínicas (Montero-Marín et al., 2018; Pérez-Aranda et al., 2019; Wicksell et al., 2010) y se define como la capacidad de sentir y de pensar con apertura mental al tiempo que forjamos hábitos que nos permiten vivir de un modo congruente con nuestros valores y aspiraciones (Hayes, 2020).

Por otro lado, nuestra hipótesis sí fue apoyada parcial-mente en el caso de la sintomatología depresiva: tanto los caminos directos como los indirectos fueron significativos. Eso implica una posible mediación parcial de la resiliencia que va en línea con los resultados reportados por estudios previos: Wang et al. (2016) encontraron que la resiliencia emocional medió parcialmente el efecto del mindfulness en la regulación emocional en estudiantes universitarios en China; de manera similar, Bajaj y Pande (2016) reportaron un efecto de mediación parcial de la resiliencia sobre el efecto del mindfulness en la satisfacción con la vida, el afecto positivo y el negativo en estudiantes universitarios en India. En este sentido, es importante destacar que algu-nos autores consideran que la resiliencia emocional es un mecanismo potencial del mindfulness (Hayes y Feldman, 2006; Polizzi et al., 2018); este puede promover la genera-ción de emociones positivas y la capacidad de recuperarse de las emociones negativas, ayudando al individuo a mante-ner una actitud descentrada ante situaciones difíciles (Ba-jaj y Pande, 2016). Estos mecanismos ayudarían a la perso-na a regular sus emociones, aumentar su satisfacción con la vida y reducir su afecto negativo (Wang et al., 2016), ha-ciéndola menos propensa a presentar sintomatología depre-siva.

En lo que respecta a la autocompasión, ningún otro tra-bajo ha estudiado cómo su efecto sobre la ansiedad y la depresión podría estar mediado por la resiliencia; sin em-bargo, diferentes estudios han reportado asociaciones signi-ficativas entre resiliencia y autocompasión (Kemper et al., 2015; Neff y McGehee, 2010), y considerando su estrecha

relación con el mindfulness (Neff, 2003), podría esperarse que mecanismos similares –i.e., la generación de emociones positivas, en este caso a través del deseo de aliviar el sufri-miento y de sanar con amabilidad– podrían explicar el im-pacto de la autocompasión sobre la depresión a través del efecto mediador de la resiliencia psicológica.

Se deben reconocer algunas limitaciones de este trabajo. En primer lugar, el diseño transversal de este estudio no permite determinar una relación causal, por lo que los re-sultados son exploratorios y deben interpretarse con caute-la. En segundo lugar, a pesar de utilizar una muestra amplia de individuos de la población general española, todos ellos eran de la misma región y, por tanto, los resultados podrían no ser completamente representativos de la población es-pañola. En tercer lugar, el uso de medidas de autoinforme en este estudio, en particular la GADS, socava la solidez de los resultados, ya que es solo un indicador de casos proba-bles de trastornos de ansiedad y depresión, y estudios ante-riores han identificado problemas de especificidad y sensi-bilidad en esta escala. Es probable que el uso de entrevistas psiquiátricas estandarizadas (SCID, CIDI, MINI, etc.) realiza-das por entrevistadores entrenados hubiera dado lugar a una menor proporción de casos de ansiedad y depresión. En cuarto lugar, este estudio considera el mindfulness como un rasgo unidimensional, pero existe evidencia consistente de que podría ser un constructo multifacético y, por consi-guiente, estudios futuros deberían replicar nuestro trabajo examinando el papel de las diferentes facetas de

mindful-ness. Finalmente, se debe considerar que los datos fueron

recolectados entre 2012 y 2015, lo que implica que los re-sultados deben enmarcarse en el contexto socioeconómico de ese período; el impacto de la crisis económica mundial sobre la salud mental fue particularmente destacable en España (Bartoll et al., 2014; Gili et al., 2013), lo que podría justificar la alta proporción de casos probables de trastor-nos de ansiedad y depresión en nuestra muestra. Por lo tan-to, nuevos estudios deberían replicar nuestro modelo utili-zando datos más recientes y considerando otros diseños como los estudios longitudinales.

Conclusiones

Los resultados del presente estudio sugieren que la media-ción parcial de la resiliencia está desempeñando un papel significativo en el efecto del mindfulness y la autocompa-sión sobre la depreautocompa-sión, pero no sobre los síntomas de an-siedad. Estos últimos podrían estar mediados por otras va-riables psicológicas de tercera generación como el descentramiento, el desapego o la flexibilidad psicológica, como han sugerido estudios previos.

Financiación y agradecimientos

Este proyecto contó con el apoyo de las subvenciones (PI16/01404 y PI16/01395), la Red Española de Prevención y Promoción de la Salud en Atención Primaria (RD16/0007/0005, RD16/0007/0006 y RD16/0007/0012), la Red de Trastornos Adictivos (RD16/0017/0018), —Instituto de Salud Carlos III (ISCIII) del Ministerio de Economía y Competitividad de

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Es-paña, y grupo DGA (B17-17R), cofinanciado con fondos FEDER de la Unión Europea. A.P.-A. tiene un contrato de investigación “Sara Borrell” del ISCIII (CD20/00181). J.M.-M. cuenta con el apoyo de WellcomeTrust Grant (104908/Z/14/Z/). J.V.L. tiene contrato de investigación “Miguel Servet II” del ISCIII (CPII19/00003).

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