Ma. Dolores Merino 1 , Jesús Privado 2 , Zeus Gracia 1

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¹ Facultad de Psicología, Departamento de Personalidad, Evaluación y Tratamiento Psicológico II (Psicología Diferencial y del Trabajo). Universidad Complutense de Madrid, Madrid, España.

² Facultad de Psicología, Departamento de Metodología de las Ciencias del Comportamiento, Universidad Complutense de Madrid.

Correspondencia: Mª Dolores Merino. Facultad de Psicología. Departamento de Personalidad, Evaluación y Tratamiento Psicológico II (Psicología Diferencial y del Trabajo). Universidad Complutense de Madrid. Campus de Somosaguas, 28223 – Pozuelo de Alarcón, Madrid, España. Tel: +349 1394 - 3174. Fax: +349 1394 - 2820. E-mail: lolamerino@psi.ucm.es

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Antecedentes

La mayoría de los estudios sobre felicidad pueden clasificarse dentro de dos perspectivas relacionadas, pero diferentes, que entroncan con dos tradiciones filosóficas acerca del bienestar: el bienestar hedónico y el bienestar eudaimónico.1,2,3

El bienestar hedónico identifica la felicidad con el disfrute de las experiencias de la vida.4 Actualmente, el bienestar subjetivo pone la atención en el balance entre los afectos positivos y negativos, así como en la valoración global de la propia vida.2,5 Algunas de las escalas más extendidas para medir este tipo de felicidad son la Satisfaction With Life Scale6 (SWLS) que ubica el foco en la parte más cognitiva del bienestar, y el Positive and Negative Affect Schedule7 (PANAS) que evalúa el balance entre los afectos.

La felicidad como eudaimonía identifica la felicidad con la realización personal y coloca la atención en las potencialidades humanas que nos permiten funcionar positivamente y “florecer” como personas.2,3,4 Así pues, la evaluación de este tipo de felicidad pasa por considerar cuáles son las potencialidades que nos ayudan en la consecución de nuestras metas personales. Si bien es cierto que, en función del modelo que adoptemos, estas potencialidades podrían ser unas u otras, sin que haya un acuerdo universal al respecto. En tal sentido, Ryff propone un modelo multidimensional de funcionamiento positivo, muy avalado desde el punto de vista teórico, que incluye seis facetas: autoaceptación, autonomía, dominio del entorno, relaciones positivas, propósito en la vida y crecimiento personal. Estas facetas miden bienestar psicológico y, gracias a la batería que desarrolló su autora, han sido ampliamente utilizadas.8 Sin embargo, algunos autores han manifestado sus dudas acerca de la estructura latente y la validez factorial del modelo.9 Lo mismo ocurrió con la adaptación mexicana de esta escala, donde no se ha podido replicar el modelo de seis factores propuesto por Ryff.10

Uno de los mejores predictores del bienestar, ya sea subjetivo o psicológico, es la personalidad.11 En concreto, se ha observado que el neuroticismo y la extraversión están fuertemente ligados a ambos tipos de bienestar.11,12 Además, en el caso del bienestar psicológico medido con la escala de Ryff,8 también aparece como predictor la responsabilidad.12,13 La asociación de las seis dimensiones de bienestar psicológico con los rasgos de personalidad del modelo de los cinco grandes14 es variable, adquiriendo más o menos protagonismo un rasgo u otro en función de la dimensión del bienestar que se considere.

La escala de Funcionamiento
Psicológico Positivo

Relacionada con esta tradición eudaimónica, pero más interesada en el concepto de recurso psicológico, recientemente se ha validado una escala formada por 33 ítems que se agrupan en 11 recursos psicológicos que, a su vez, forman un factor de segundo orden denominado Funcionamiento Psicológico Positivo (FPP).* Estas 11 dimensiones fueron: autonomía, resiliencia, autoestima, propósito de vida, disfrute, optimismo, curiosidad, creatividad, humor, dominio del entorno y vitalidad.

Para validar la estructura interna de esta escala se realizó un análisis factorial confirmatorio y se empleó una muestra representativa de la población española formada por 3000 individuos. Además, se utilizó una muestra formada por 130 estudiantes universitarios de tercer curso de psicología, que sirvió para comprobar la validez de la escala, así como para replicar la estructura factorial hallada en la muestra más representativa.

Los resultados encontrados mostraron que la estructura factorial se replica en ambas muestras, y que los niveles de ajuste de los modelos eran adecuados para la muestra representativa de la población española (RMSEA=.048) y para la muestra universitaria (RMSEA=.060).

Se encontraron unos valores adecuados de validez convergente correlacionando del siguiente modo con otras escalas: .76 con la escala de bienestar psicológico;8 .74 con la escala de afecto positivo del PANAS;7 .56 con la escala de satisfacción con la vida;6 .55 con la escala de felicidad subjetiva;15 -.49 con la escala de afecto negativo del PANAS;7 -.61 con la escala de ansiedad rasgo (STAI)16 y -.37 con la escala de depresión (BDI).17

La fiabilidad de la escala también fue adecuada, pues se obtuvo un alfa de Cronbach de .91 para toda la escala y valores entre .62 y 89 para las diferentes dimensiones en las dos muestras evaluadas.

Objetivo

Lo que ahora nos preguntamos es si esta escala de FPP sería aplicable en otras culturas. Dicho de otro modo, si en otras poblaciones, diferentes a la española, encontraríamos la misma estructura factorial, así como unas adecuadas propiedades psicométricas. En tal sentido, el propósito del presente estudio es analizar la estructura factorial de la escala FPP, así como sus propiedades psicométricas (validez y fiabilidad) en una muestra mexicana.

Método

Participantes

Se evaluó a una muestra de 184 estudiantes de la licenciatura de Psicología de la Universidad Nacional Autónoma de México (UNAM), de la cual el 98% pertenecía al quinto y séptimo semestre, con una media de edad de 21.12 años (DT=2.23), donde el 79.9% eran mujeres.

Medidas

Se emplearon las mismas versiones de las escalas empleadas en el estudio de validación español.* Las mediadas utilizadas fueron las siguientes:

Escala de FPP. Esta escala está formada por 33 ítems tipo Likert que se agrupan en 11 dimensiones (autonomía, resiliencia, autoestima, propósito de vida, disfrute, optimismo, curiosidad, creatividad, humor, dominio del entorno y vitalidad), que a su vez forman un factor de segundo orden que da nombre a la escala. La consistencia interna global en el presente estudio fue de .91 (cuadro 1).

La escala de Bienestar Psicológico.8 Se empleó la adaptación al castellano de la escala en su versión reducida.18 Esta medida consta de 29 ítems tipo Likert que se agrupan en seis dimensiones (autoaceptación, relaciones positivas, autonomía, dominio del entorno, crecimiento personal y propósito en la vida) que a su vez forman un constructo de segundo orden denominado Bienestar Psicológico. Aunque los intentos de validar esta escala en México10,19 no han logrado replicar la estructura de seis factores, decidimos utilizarla porque es un buen indicador de validez convergente, pues los constructos de segundo orden que miden ambas escalas remiten al funcionamiento positivo. La consistencia de las dimensiones de esta escala, en el presente estudio, tiene valores aceptables (entre .67 y .86) como se puede ver en cuadro 1, así como en la escala total (.84).

La escala de Satisfacción con la Vida (SWLS).6 Se trata de una escala de bienestar subjetivo ampliamente utilizada que incluye cinco ítems tipo Likert que se agrupan en un constructo unidimensional denominado satisfacción con la vida. Se empleó la adaptación al castellano.20 El alfa de Cronbach para el presente estudio fue de .86 (cuadro 1).

Escala de afecto positivo y negativo (PANAS).7 Se aplicó la versión castellana.21 Se trata de una escala que mide dos dimensiones: el afecto positivo y el afecto negativo. En la versión utilizada, diez ítems tipo Likert miden cada faceta (en total veinte). Los índices de consistencia interna para cada faceta fueron, respectivamente, .84 y .88 (cuadro 1).

Inventario de personalidad NEO-FFI. Se trata de la versión reducida del instrumento original.14 Igual que en la versión original, se miden las cinco dimensiones de la personalidad mediante escalas tipo Likert (neuroticismo, extraversión, apertura a la experiencia, amabilidad y responsabilidad), pero ahora, por medio de doce ítems. En este estudio, los niveles de consistencia interna estuvieron entre .73 y .88 (cuadro 1).

Procedimiento

Con el objeto de adecuar la escala FPP a la población mexicana y de garantizar que el lenguaje se entendiera de la misma forma tanto en una población como en la otra, se hicieron un par de pre-test.

En el primero se dio la escala FPP empleada en las muestras españolas a ocho estudiantes de la facultad de Psicología de la UNAM que conocían previamente el objetivo del cuestionario y sus factores subyacentes. Se pidió, por separado, que cada uno contestase el test y anotase los comentarios y las posibles modificaciones. Posteriormente, hubo una puesta en común de los ítems uno por uno y de sus posibles modificaciones. Después se decidió modificar cuatro de los 33 ítems del cuestionario; los cambios fueron básicamente sustituciones de vocabulario o expresiones comunes en España por otras más cotidianas en México. En concreto, en el ítem 6 (“Compagino adecuadamente mi vida laboral, social y personal”), se cambió “compaginar” por “compatibilizar”. En el ítem 9 (“Sé relacionar cosas dispares y sacar algo distinto”) se cambió “dispares” por “desiguales”. En el ítem 22 (“En mi día a día no llego a todo: trabajo, familia, pareja, amigos”) se cambió “llego” por “no alcanzo a atender”. En el ítem 28(“Lo paso bien casi con cualquier cosa”) se cambió “pasarlo bien” por “entretenerse”. Ninguno de los cambios modificó la estructura de la frase ni su significado.

Posteriormente, se propuso pasar un test piloto con las nuevas modificaciones a una muestra de diez alumnos de la facultad de Psicología. Entre las instrucciones del nuevo cuestionario se enunciaba que se trataba de un estudio piloto y se proporcionó un espacio al final del cuestionario para añadir comentarios. Ninguno de los comentarios afectó a las preguntas modificadas de la escala FPP, por lo que esta modificación se tomó como la definitiva para pasar a la muestra objetivo.

Por último, las aplicaciones de los cuestionarios finales a los participantes del estudio se hicieron en ocho sesiones de entre 10 y 20 minutos; el evaluador en todas las aplicaciones fue el mismo.

Análisis estadísticos

En primer lugar se calculó la fiabilidad de cada una de las diferentes escalas y subescalas aplicadas en el estudio. En concreto se estimó el coeficiente alfa de Cronbach. En segundo lugar, se realizó un Análisis Factorial Confirmatorio con AMOS 7.022 para analizar la estructura interna de la escala de FPP. Y, finalmente, se calcularon las correlaciones entre las diferentes medidas con la escala y subescalas de FFP con el objeto de calcular la validez convergente de la misma.

Resultados

Fiabilidad

Como se puede observa en el cuadro 1 (en la última fila) la fiabilidad de la mayoría de las pruebas aplicadas en el estudio es adecuada para un estudio de investigación, con valores en torno a .70 o superiores.23,24 La subescala que menos fiabilidad presenta del FPP es la resiliencia (.56); decidimos dejar esta escala en el estudio actual con objeto de poder calcular el resto de índices de validez, igual que se hizo previamente con la validación española, porque la puntuación total de la escala de FPP (la cual incluye esta subescala) presenta una fiabilidad adecuada (.91).

Validez interna

En el cuadro 1, en negrita, aparecen las correlaciones entre las diferentes subescalas del FPP. La mayoría de los valores son superiores a .30, lo que hace suponer la existencia de un factor latente que daría cuenta de la varianza común de las subescalas de esta prueba.25 Con objeto de validar la estructura interna de la prueba se realizó un Análisis Factorial Confirmatorio para ver si los datos se ajustaban a la presencia de un factor general de FPP. Estas técnicas requieren un mínimo de 100 participantes y 10 veces el número de variables observadas o indicadores. En este caso la muestra estuvo formada por 184 participantes y había un total de 11 indicadores, por lo que habría 17 participantes aproximadamente por cada indicador; valor adecuado para realizar este análisis.26 El procedimiento de estimación del modelo empleado fue el de máxima verosimilitud basado en una prueba de χ2. En la figura 1 se ofrece el modelo contrastado junto con sus pesos factoriales entre .46 y .79 (todos estadísticamente significativos al 1%).

Para comprobar la bondad de ajuste del modelo a los datos, se tuvieron en cuenta índices de ajuste absoluto, incremental y de parsimonia. El valor de ajuste absoluto viene dado por el estadístico χ2; si se rechaza la hipótesis nula, la matriz teórica y empírica no son iguales. En nuestro caso se rechaza la hipótesis [χ2 (44)=113.77, p<.001]. Sin embargo, es bastante común con tamaños muestrales grandes rechazar esta hipótesis por lo que se suele aconsejar emplear como índice la ratio χ2/gl,27 la cual indica buen ajuste de valores inferiores a tres. En nuestro caso, esta ratio tiene un valor de 2.59, por lo que el modelo se ajustaría a los datos. Otro índice de ajuste absoluto es el RMSEA,28 cuyos valores inferiores a .05 indican buen ajuste. El RMSEA obtenido por el modelo contrastado fue de .093 con un intervalo de confianza al 90% entre .071 y .114, por lo que el ajuste del modelo sería moderado.

Los índices de ajuste incremental permiten comparar el modelo obtenido con el modelo nulo. Los más empleados son NFI27 y CFI,29 cuyos valores superiores a .95 indican que el modelo empírico diferiría del modelo nulo. El NFI obtenido fue de .888 y el CFI de .926, por lo que el modelo presentaría un ajuste moderado.

Con respecto a los índices de parsimonia, evalúan el ajuste del modelo con base en los parámetros estimados, es decir, toma en cuenta la complejidad del modelo. Uno de los coeficientes más usados es el PNFI;30 valores superiores a .50 indicarían buen ajuste del modelo. En el modelo contrastado se obtuvo un PNFI de .592 por lo que habría un buen ajuste a los datos.

En resumen, tomando los índices de ajuste de modo global, podemos concluir que el modelo de un factor de FPP presenta un ajuste moderadamente alto a los datos, lo que validaría esta estructura factorial.

Validez convergente

En lo referente a la validez convergente (cuadro 1), casi todas las correlaciones son estadísticamente significativas con un tamaño del efecto en muchos casos superiores a .50.31 El constructo general FPP presenta correlaciones elevadas con las diferentes medidas de bienestar (.81 con bienestar psicológico;18 .76 con bienestar subjetivo;20 .65 con afecto positivo;21 -.45 con afecto negativo21). Las diferentes subescalas del FPP siguen el mismo patrón que la medida global, pero con correlaciones más bajas, ya que cada subescala es una parte de la escala global.

Respecto a las correlaciones con personalidad, el constructo FPP también se comporta según lo esperado, pues presenta correlaciones significativas con neuroticismo, extraversión y responsabilidad (-.56, .47 y .48, respectivamente). Cuando atendemos a cada una de las 11 dimensiones que conforman la escala, los resultados también son los esperados; con el mismo patrón que la puntuación global, pero de nuevo con correlaciones ligeramente más bajas. Sin embargo, y tal y como cabía esperar, creatividad y curiosidad se correlacionan, además, con apertura a la experiencia. En tanto, sentido del humor se correlaciona principalmente con extraversión y, de modo más débil, con las demás. Por su parte, el optimismo se correlaciona también, aunque de modo más discreto, con amabilidad, confirmando de este modo lo aportado por otros estudios.32,33 Lo mismo sucede con vitalidad.

Por todo lo anterior, concluimos que la escala, tanto globalmente como en cada una de las 11 dimensiones que lo configuran, presenta una adecuada validez convergente.

Discusión y conclusión

Los resultados encontrados en México replican el modelo de FPP encontrado en España,* lo que constituye una prueba de su validez transcultural. Además, la validez convergente y la fiabilidad son adecuadas. Hay que destacar también que el constructo FPP y el Bienestar Psicológico de Ryff pueden considerarse equivalentes. El presente estudio arroja diversas pruebas en este sentido:

1. Existe una correlación muy alta entre ambas variables (.81) y lo mismo ocurría en la muestra española;*

2. Las correlaciones encontradas en otros estudios entre bienestar psicológico y rasgos de personalidad, son equivalentes a las que encontramos al correlacionar FPP con los cinco grandes.12,13

Por todo lo anterior, recomendamos la utilización de la escala de FPP en México, como indicador de funcionamiento positivo y salud mental. Esto resulta de especial interés, pues hasta la fecha, al menos hasta donde sabemos, en dicho país no se dispone de un instrumento psicométricamente adecuado que mida funcionamiento positivo.10,19 Además, de cara a la intervención psicológica, la escala FPP es de gran utilidad, pues permite conocer el estado psicológico de las personas −de modo global (FPP) y también de forma específica− a partir de 11 recursos psicológicos. De este modo se logra entender cuáles son las principales fortalezas y debilidades de la persona evaluada, lo que permite, en consonancia con dichos resultados, intervenir sobre los recursos más débiles.

Para terminar, es importante señalar que los resultados obtenidos se han encontrado en una muestra de estudiantes de Psicología, lo que constituye un grupo homogéneo en cuanto a edad, clase social, intereses intelectuales y etapa vital de desarrollo. Esta circunstancia es posible que se tradujera en una mayor homogeneidad en las medidas tomadas. Como es bien sabido, las correlaciones emergen de modo más claro cuando se trabaja con muestras heterogéneas.23,24,34 Sin embargo, y pese a esta circunstancia, las correlaciones obtenidas en el presente estudio han sido significativas en su mayoría y con un tamaño del efecto alto, superiores a .50 en la mayoría de los casos.31 Es por ello que creemos que este mismo estudio, realizado con otra muestra más heterogénea, arrojaría resultados equivalentes o mejores a los encontrados en la muestra de universitarios. No obstante, sería interesante que futuros estudios verificaran esta cuestión.

Financiamiento

Ninguno.

Conflicto de intereses

Los autores declararon no tener conflicto de intereses.

Agradecimientos

Nuestro más sincero agradecimiento al doctor Hugo Sánchez y a su grupo de Bioestadística de la UNAM del curso 2014-1 por su colaboración en este estudio.

NOTAS

*.   Merino MD, Privado J. Positive Psychological Functioning: Evidences for a new construct and its measurement. Anales de Psicología (en prensa).

REFERENCIAS

1.   Huta V, Ryan R. Pursuing pleasure or virtue: The Differential and overlapping well-being benefits of hedonic and eudaimonic motives. J Happiness Studies 2010;11:735-762.

2.   Keyes CLM, Shmotkin D, Ryff CD. Optimizing well-being: The empirical encounter of two traditions. J Personality Social Psychology 2002;82:1007–1022.

3.   Ryan RM, Deci EL. On happiness and human potentials: A review of research on hedonic and eudaimonic well-being. Annual Review Psychology 2001;52:141-166.

4.   Waterman AS, Schwartzb SJ, Zamboangac B, Ravertd RD et al. The Questionnaire for Eudaimonic Well-Being: Psychometric properties, demographic comparisons, and evidence of validity. The J Positive Psychology 2010;5:41-61.

5.   Vázquez C, Herbás G, Rahona J, Gómez D. Bienestar psicológico y salud aportaciones desde la psicología positiva. Anuario Psicología Clínica Salud 2009;5:15-28.

6.   Diener E, Emmons RA, Larson RJ, Griffin S. The satisfaction with life scale. J Personality Assessment 1985;49:71-75.

7.   Watson D, Clarck LA, Tellegen A. Development and validation of brief measures of positive and negative affect: The PANNAS scales. J Personality Social Psychology 1988;54:1063-1070.

8.   Ryff CD. Happiness is everything, or is it? Explorations on the meaning of psychological well-being. J Personality Social Psychology 1989;57:1069-1081.

9.   Stones MJ, Worobetz S, Brink P. Overestimated Relationship with wellbeing. Canadian Psychology 2011;52:93-100.

10.   Medina-Calvillo MA, Gutiérrez-Hernández CY, Padrós-Blázquez F. Propiedades psicométricas de la escala de bienestar psicológico de Ryff en población mexicana. Revista Educación Desarrollo 2013;27:25-30.

11.   Schmutte PS, Ryff D. Personality and well-being: Reexamining methods and meanings. J Personality Social Psychology 1997;73:549-559.

12.   Grant S, Langan-Fox J, Anglim J. The big five traits as predictors of subjective and psychological well-being. Psychological Reports 2009;105:205-231.

13.   Hayes N, Joseph S. Big 5 correlates of three measures of subjective well-being. Personality and Individual Differences 2003;34:723-727.

14.   McCrae RR, Costa PT. A contemplated revision of the NEO Five-Factor Inventory. Personality Individual Differences 2004;36:587–596.

15.   Lyubomirsky S, Lepper HS. A measure of subjective happiness: preliminary reliability and construct validation. Social Indicators Research 1999;46:137–155.

16.   Spielberger CD, Gorssuch RL, Lushene PR, Vagg PR et al. Manual for the state-trait anxiety inventory. Palo alto: Consulting Psychologists Press, Inc; 1983.

17.   Beck AT, Steer RA, Brown GK. BDI-II. Beck depression inventory. Second edition. Manual. San Antonio, TX: The Psychological Corporation; 1996.

18.   Díaz D, Rodríguez-Carvajal R, Blanco A, Moreno-Jiménez B et al. Adaptación española de las escalas de bienestar psicológico de Ryff. Psicothema 2006;18:572-577.

19.   Loera N, Balcázar P, Trejo L, Gurrola G et al. Adaptación de la escala de Bienestar Psicológico de Ryff en adolescentes preuniversitarios. Neurol Neurocir Psiquiat 2008;41(3-4):90-97.

20.   Vázquez C, Duque A, Hervás G. Satisfaction with Life Scale in a Representative Sample of Spanish Adults: Validation and Normative Data. Spanish J Psychology 2013;16(E82):1-15.

21.   Sardín B, Chorot P, Lostao L, Joiner TE et al. Escalas PANAS de afecto positivo y negativo: Validación factorial y convergencia transcultural. Psicothema 1999;11:37-51.

22.   Arbuckle JL. Amos 7.0 User’s Guide. Chicago: SPSS; 2006.

23.   Abad FJ, Olea J, Ponsoda V, García C. Medición en ciencias sociales y de la salud. Madrid: Síntesis; 2011.

24.   Martínez-Arias R, Hernández-Lloreda MJ, Hernández-Lloreda MV. Psicometría. Madrid: Alianza Editorial; 2006.

25.   Hair JF, Black WC, Babin B, Anderson RE et al. Multivariate Data Analysis (6th Edition). Nueva Jersey: Pearson; 2006.

26.   Byrne BM. Structural equation modeling with AMOS basic concepts, applications, and programming. Nueva Jersey: Lawrence Erlbaum; 2001.

27.   Bentler BM, Bonett DG. Significance tests and goodness of fit in the analysis of covariance structures. Psychological Bulletin 1980;88:588-606.

28.   Steiger JH. Structural model evaluation modification: An interval estimation approach. Multivariate Behavioral Research 1990;25:173-180.

29.   Bentler PM. Comparative fit indexes in structural models. Psychological Bulletin 1990;107:238-246.

30.   James LR, Mulaik SA, Brett JM. Causal analysis: models, assumptions and data. Beverly Hills, CA: Sage; 1982.

31.   Cohen J. Statistical power analysis for the behavioural sciences. Segunda edición. Hillsdale, NJ: Erlbaum; 1988.

32.   Neff KD, Rude SS, Kirkpatrick KL. An examination of self-compassion in relation to positive psychological functioning and personality traits. J Research Personality 2007;41:908-916.

33.   Sharpe JP, Martin NR, Roth KA. Optimism and the Big Five factors of personality: Beyond neuroticism and extraversion. Personality Individual Differences 2011;51:946–951.

34.   Pardo A, Ruiz MA, San Martín R. Análisis de datos en ciencias sociales y de la salud II. Madrid: Síntesis; 2010.