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La felicidad ha sido concebida como un estado mental, forma de percibir y experiencia de regocijo y satisfacción (Csickszentmihalyi, 2008; Lyubomirsky, 2008). Se caracteriza por una mayor intensidad frente a otras sensaciones más superficiales como la satisfacción y el bienestar. Típicamente se asocia al amor, la cercanía con la naturaleza y otras dimensiones no racionales (Susniene, & Jurkauskas, 2015).
Se puede afirmar que la felicidad es difícil de definir porque es muy personal. Depende de valores propios, inclinaciones, carácter, incluso factores hereditarios (Susniene, & Jurkauskas, 2015). Csikszentmihalyi (2013) caracteriza el concepto de felicidad como un flow, una experiencia especial, brillante y excitante que acompaña la actividad.
La felicidad se encuentra originalmente descrita en la filosofía clásica y los conceptos religiosos. A pesar de su importancia, la psicología a lo largo de su historia se ha concentrado principalmente en el estudio de las emociones negativas y las patologías mentales. Sin embargo, en los últimos años los investigadores comenzaron a interesarse en el bienestar subjetivo y en la sensación de felicidad; siendo la llamada psicología positiva un área en crecimiento (Donaldson, Dollwet, & Rao, 2015).
Para el estudio de la felicidad en el contexto de la psicología positiva, las siguientes cuestiones adquirieron particular relevancia: el potencial positivo de la personalidad, el funcionamiento óptimo de la persona y el estudio de los factores que motivan el estado de felicidad (Dzhidaryan, 2013; Gurieva, 2012; Seligman, 2009).
El abordaje psicológico de la felicidad logró un hito importante en 1962, cuando Abraham Maslow publicó su libro Hacia una psicología del ser. Estableció una teoría acerca de la calidad de vida basada en el concepto de las necesidades humanas y trató de resolver el problema de la felicidad creando un camino universal de desarrollo personal. Para ello, determinó una sucesión de necesidades, donde la siguiente necesidad se revela cuando se satisface la anterior.
Maslow (1962) describió la vida ideal como un largo viaje a través de ocho necesidades, que transitan desde lo concreto y mundano, hasta lo abstracto y trascendente. Para que la persona las satisfaga deberá desarrollarse para ser más espontáneo, independiente, activo y responsable. Posteriormente, el concepto de necesidad fue criticado por muchos académicos por ser difuso e inadecuado para la investigación (Susniene & Jurkauskas, 2015).
Actualmente, existen diferentes aproximaciones para entender el fenómeno de la felicidad (Dzhidaryan, 2013; Vinichuk, 2008). Básicamente estos enfoques se pueden dividir en objetivistas y subjetivistas. De acuerdo con los enfoques objetivistas, la felicidad se sitúa en el campo de la personalidad y está conectada con el nivel de bienestar psicológico y social y el nivel de realización personal (Ryff, 2009). En cambio, de acuerdo con el segundo enfoque, la felicidad es considerada como una sensación subjetiva, una experiencia psicológica particular (Argyle, 2003).
El fenómeno de la felicidad puede ser abordado desde tres posiciones principales: como satisfacción vital, como valor y como un estado afectivo positivo (Vinichuk, 2008). La felicidad como satisfacción vital se relaciona con los conceptos de calidad de vida y bienestar psicológico (Argyle, 2003). La felicidad como valor puede ser estudiada mediante el análisis del sistema de valores humanos, objetivos, expectativas, necesidades básicas y resultados de la actividad (Argyle, 2003; Csikszentmihalyi, 2013). Por último la felicidad como estado afectivo positivo es considerada como un sentimiento especial de experiencia personal. Implica la ausencia de displacer y emociones negativas simultáneamente con la presencia de emociones placenteras y positivas (Joseph, Linley, Harwood, Lewis, & McCollam, 2004).
El análisis de las categorías de felicidad presentes en la bibliografía permite determinar tres componentes en la estructura del fenómeno: cognitivo, afectivo y conductual (Susniene, & Jurkauskas, 2015). El componente cognitivo incluye la comprensión por parte del sujeto de las razones de su felicidad e incluye una evaluación reflexiva. En este sentido, Andrés, Castañeiras y Richaud (2014) hallaron que la reevaluación cognitiva, es decir la construcción de significados alternativos positivos de un evento, media entre la extraversión y la felicidad. El componente afectivo implica un proceso de experiencia subjetiva de la felicidad. Por último, el componente conductual se relaciona con las manifestaciones externas mediante características no verbales y comportamientos.
En cuanto al estudio de los factores que motivan que una persona sea feliz, Argyle (2003) sitúa: las relaciones sociales cercanas, la satisfacción laboral, la salud, tiempo de ocio, rasgos personales (autoestima, extraversión, sentido vital) y emociones positivas. Para Seligman (2009), en cambio, la gente feliz se diferencia de la infeliz por un solo parámetro esencial: la existencia de relaciones interpersonales positivas. Estas pueden ser amor romántico, matrimonio, amistad y otras. Castro y Sánchez (2000) señalan que los vínculos personales satisfactorios y la percepción de estar bien físicamente predicen la sensación de haber logrado más en la vida.
Además, se destaca el papel de la prosocialidad para posibilitar el bienestar y la armonía de la personalidad (Auné, Blum, Abal, Lozzia, & Attorresi, 2014; Caprara, Steca, Zelli, & Capanna, 2005). La gratitud y el reconocimiento derivados de cuidar a otros contribuyen a elevar la autoestima y generar relaciones sociales positivas y de apoyo mutuo.
Por otro lado, la relación entre felicidad y género resulta compleja. Para arribar a un resultado más general, Graham y Chattopadhyay (2013) realizaron un estudio global en 160 países y encontraron que las mujeres se autorreportan como más felices que los varones. Cuando los niveles de bienestar general caen o suben, esto afecta a ambos géneros, pero la brecha se mantiene. De hecho, esta diferencia de bienestar a favor de las mujeres es mayor en países desarrollados. La excepción, donde los varones mostraron mayores niveles de felicidad, es la región del África subsahariana.
Varones y mujeres experimentan la felicidad de múltiples formas. Scalco, Araújo y Bastos (2011) hallan en una muestra brasileña del municipio de Pelotas, perteneciente al estado de Rio Grande do Sul, una mayor prevalencia de la felicidad asociada con la juventud en el caso de los varones y con la religiosidad en las mujeres. Además, la condición de ser separada o viuda se relaciona con los niveles más bajos de felicidad femenina. Más recientemente, Al Nima y García (2015) descubrieron en una muestra de residentes angloparlantes en Estados Unidos, reclutados a través del sitio web Amazon's Mechanical Turk, que las estrategias para aumentar la felicidad varían entre varones y mujeres. Mientras que las mujeres tienden a utilizar las actividades sociales, control mental, ocio pasivo, religión y estrategias proactivas para cultivar el buen humor, los varones prefieren celebrar e ir a fiestas.
Escala de Felicidad de Lima (efl)
La felicidad ha sido evaluada mediante una variedad de instrumentos. La Escala de Felicidad de Lima (efl) de Alarcón (2006) intenta justamente medir este constructo. La efl se orienta a medir la felicidad como un estado afectivo de satisfacción plena que experimenta subjetivamente el individuo en posesión de un bien anhelado. Dicha definición se inspira en las ideas filosóficas de felicidad del mundo griego, en particular de Aristóteles (2001) y Epicuro (2001), y en los hallazgos recientes de la investigación empírica de la felicidad. La efl ha sido adaptada a adultos mayores venezolanos (Arraga y Sánchez, 2010, 2012), adolescentes mexicanos (Toribio, González, Valdez, González, y Oudhof, 2012) y estudiantes universitarios brasileños (Medeiros, Nascimento, Mariano, Sales y Medeiros, 2014).
La efl original se encuentra conformada por 27 ítems, distribuidos en cuatro subescalas. Se presenta a continuación a cada una de ellas con su respectiva cantidad de ítems y a de Cronbach:
Sentido positivo de la vida (11 ítems, a=.88). Implica estar libre de estados depresivos profundos, y al mismo tiempo tener sentimientos positivos hacia sí mismo y hacia la vida.
Satisfacción con la vida (6 ítems, a=.79). Los ítems de este factor expresan satisfacción por lo que se ha alcanzado y la persona cree que está donde tiene que estar, o porque se encuentra muy cerca de alcanzar el ideal de su vida.
Realización personal (6 ítems, a=.76). Sus reactivos expresan una felicidad plena, y no estados temporales.
Alegría de vivir (4 ítems, a=.72). Sus ítems señalan lo maravilloso que es vivir, refieren experiencias positivas de la vida y sentirse generalmente bien.
Alarcón (2006) realizó una revisión teórica acerca del constructo felicidad, lo que le permitió revelar los resultados de las investigaciones con base en datos empíricos. La muestra original estaba compuesta por 709 estudiantes universitarios peruanos con una edad promedio de 23.1 años, 53 % de ellos eran mujeres. La efl está compuesta por ítems construidos según una escala de tipo Likert, de cinco alternativas: totalmente de acuerdo; acuerdo; ni acuerdo ni desacuerdo; desacuerdo; y totalmente en desacuerdo.
Alarcón (2006) utilizó el análisis factorial exploratorio para proporcionar evidencias de validez, al relacionar los resultados obtenidos con su planteamiento teórico. Utilizó para la extracción de factores el método de componentes principales. Con respecto a la rotación eligió el método Varimax, que utiliza como supuesto la incorrelación de los factores. El autor de la prueba interpretó que las dimensiones eran independientes entre sí. Los cuatro factores hallados explicaron el 49,79 % de la varianza, mientras que los ítems presentaron una correlación ítem-test corregida de, como mínimo, .29 (Alarcón, 2006).
En las adaptaciones, mexicana (Toribio et al., 2012) y venezolana (Arraga y Sánchez, 2010, 2012), se empleó también el método de componentes principales y la rotación Varimax. En ambas se obtuvo una estructura de cuatro factores, con 26 ítems en la versión mexicana y 14 en la versión venezolana. En la adaptación a Brasil (Medeiros et al., 2014) mediante análisis factorial confirmatorio se verificó la estructura teorizada originalmente por Alarcón (2006). Se eliminó un ítem, lo que mostró el modelo de cuatro factores con adecuados índices de ajuste.
La validez de constructo de la efl original se evaluó mediante el coeficiente de correlación lineal de Pearson, entre dicha escala y las dimensiones extraversión y neuroticismo del inventario de personalidad de Eysenck adaptado a población peruana (Anicama, 1985), lo que permitió obtener resultados acordes a lo esperado. También se efectuó un r entre la efl y la escala de afectos positivos y la de negativos, desarrollada por Alarcón (2003). Específicamente, se hallaron correlaciones positivas y significativas entre felicidad y extraversión, y entre felicidad y afectos positivos. Por el contrario, las correlaciones de felicidad con neuroticismo y con afectos negativos fueron inversas y significativas (Alarcón, 2006).
Método
Definición de variables
En este estudio se midieron tres variables psicológicas, felicidad, gratitud y conducta prosocial. Se define a la Felicidad tal cual la entiende Alarcón (2006), como un estado afectivo de satisfacción plena que experimenta subjetivamente el individuo en posesión de un bien anhelado. La gratitud, según Alarcón (2014) es una experiencia afectiva perdurable en el tiempo que permite al sujeto valorar las cualidades positivas de una acción humana. Por último, es considerada conducta prosocial toda acción social positiva con o sin motivación altruista (González Portal, 2000).
Diseño
Se trata de un estudio psicométrico (Ato, López, & Benavente, 2013) y más genéricamente de una investigación no experimental pues no se manipulan variables independientes (Montero & León, 2007).
Participantes
El método de muestreo fue no probabilístico por accesibilidad (Gil y Martínez, 2001). Se recabaron 1004 sujetos, de los cuales 65 % fueron mujeres. La media de edad fue de 31 años (mínimo 18, máximo 63), la mediana 28 años y el desvío estándar 11 años. En cuanto al nivel educativo, el 13 % contaba como máximo con un nivel de secundario incompleto, mientras que el 87 % tenía como mínimo el nivel secundario completo. En referencia a la zona de residencia, 45 % provenían de provincias del interior de Argentina, 23 % del Gran Buenos Aires, 17 % de la ciudad de Buenos Aires, y 15 % del interior de la provincia de Buenos Aires.
Instrumentos
Escala de Felicidad de Lima (efl) de Alarcón (2006), adaptada lingüística y conceptualmente a la población argentina. Como ya se indicó consta originalmente de 27 ítems divididos en cuatro subescalas, con cinco opciones de respuesta tipo Likert.
Escala de Gratitud (eg) de Alarcón (2014), adaptación argentina realizada por Auné, Abal y Attorresi (2016a). Está compuesta por 12 ítems tipo Likert, con cinco alternativas de respuesta (totalmente de acuerdo, acuerdo, ni acuerdo ni desacuerdo, desacuerdo, totalmente en desacuerdo). Cuenta con dos subescalas: a) Reciprocidad (re, siete ítems, a = .91), que describe un estado emocional de agrado y satisfacción íntima al corresponder a la persona de quien se recibió un favor y b) Obligación Moral (OM, cinco ítems, a = .81), que evalúa la gratitud considerada como deber moral de corresponder al benefactor.
Escala de Conducta Prosocial (ecp; Auné, Abal y Attorresi, 2015, 2016b). La componen dos subescalas con un total de 16 ítems: a) Comportamientos Empáticos (ce, siete ítems, a = .78), que son acciones de consolar y confortar. b) Ayuda (aa, nueve ítems, a = .86) implica prestar asistencia a otro en una amplia gama de situaciones. La respuesta se modelizó con una Escala Likert (nunca, casi nunca, a veces, con frecuencia, casi siempre, siempre).
Procedimiento
En primer lugar se aplicó la efl a 30 sujetos con el fin de detectar dificultades de comprensión. Estas fueron detectadas en dos ítems (1 y 18), los cuales se modificaron intentando preservar su significado original. Las modificaciones se pueden observar en la tabla 1.
Se utilizó el método de jueces expertos para corroborar que las modificaciones no alteraran el sentido del ítem y se calculó el porcentaje entre ellos (Compas, Davis, Forsythe & Wagner, 1987). También los jueces evaluaron la equivalencia cultural y posteriormente se realizó un ensayo piloto con 35 participantes, para quienes todos los ítems les resultaron comprensibles.
La efl fue administrada de forma individual, voluntaria y anónima, se aclaró que el objetivo era exclusivamente de investigación y se ubicó a los ítems en el mismo orden que lo hizo Alarcón (2006).
Análisis de datos
Antes de llevar a cabo el análisis factorial exploratorio (afe) se calculó el coeficiente Kaiser-Meyer-Olkin (kmo) y la prueba de esfericidad de Bartlett. El afe se realizó mediante el programa Factor 9.2 (Lorenzo y Ferrando, 2006). Tuvo como base la matriz de correlaciones policóricas dado que las respuestas son ordinales (Brown, 2006). El índice de Mardia (1970) calculado con el macro para SPSS desarrollado por DeCarlo (1997) señaló que los datos no se distribuyen con normalidad multivariante (asimetría de 10.78, x2 = 1797, p <.0001; coeficiente de curtosis de 889.22, p < .0001). Por lo tanto, se extrajeron los factores mediante el método de mínimos cuadrados no ponderados (Unweighted Least Squares, uls) y se utilizó el análisis paralelo (Horn, 1965) para determinar el número de factores (subescalas), el cual posee cierta robustez frente a alejamientos de la normalidad (Buja & Eyuboglu, 1992).
Dado que se hallaron correlaciones mayores a .32 entre los factores, se utilizó el método Promax para la rotación (Tabachnick & Fidell, 2001) con un parámetro kappa de 4 (Hendrickson & White, 1964). Los ítems que tuvieron una correlación menor a .30 con el factor que les correspondía según Alarcón (2006) fueron eliminados (Brown, 1993). Para ello se utilizó la matriz de configuración, la cual suele presentar una estructura más simple que la de estructura (Martínez, Hernández, y Hernández, 2006).
Para medir la consistencia interna se calcularon tanto el coeficiente a como el glb (Jackson & Agunwamba, 1977) para cada una de las subescalas de la versión adaptada. Se utilizó para la interpretación de a el criterio de DeVellis (2003), según el cual un valor por debajo de .60 es inaceptable, de .60 a .65 bajo, entre .65 y .70 mínimamente aceptable, de .70 a .80 aceptable, de .80 a .90 muy bueno y mayor a .90 excepcional.
Para obtener evidencias de validez convergente, se correlacionó mediante r de Pearson el puntaje en cada una de las subescalas identificadas en el AFE de la versión argentina con las subescalas de la Ecp (ce y aa) y de la eg (re y om). Diversos estudios han vinculado en forma directa a la felicidad con la conducta prosocial (e.g. Aknin, Broesch, Hamlin, & van de Vondervoort, 2015) y la gratitud (e.g. Chan, 2013).
Se realizó una prueba t de Student, de diferencia de medias para muestras independientes según el género. La misma se aplicó en cada una de las subescalas identificadas en el afe de la versión argentina. Además, se calculó el tamaño del efecto (Cohen, 1988) en los casos en que existieron diferencias significativas. Se interpretaron los valores cercanos a .20 como pequeños, a .50 como moderados y a .80 como grandes, siguiendo el criterio orientativo de Cohen (1988).
Resultados
Los jueces expertos concordaron en un 95 % sobre la claridad de los ítems y que las modificaciones realizadas no alteraban su sentido original. Asimismo, coincidieron en que los ítems eran equivalentes culturalmente.
Previamente a la realización del afe , se evaluó el grado de adecuación de los datos para realizar dicho análisis mediante el índice kmo y la prueba de esfericidad de Bartlett. Un kmo de .94 y una prueba de esfericidad de Bartlett significativa (x2 = 14326; gl = 351; p < .0001) indicaron que era pertinente utilizar el afe. Dado que en el estudio original de Alarcón (2006) se obtuvo un modelo de cuatro factores, se impuso una estructura tetra-factorial. Sin embargo, la dimensionalidad de la EFL adaptada resultó en cierta medida inconsistente
con la estructura teórica propuesta para la prueba original. En uno de los factores originales cargaron solo dos ítems, los cuales no son suficientes para constituir una dimensión (Velicer & Fava, 1998).
Dado que no se pudo sostener la estructura tetra-factorial con los 27 ítems originales, se realizó una depuración de los reactivos que cumplían con criterios de eliminación. Fueron excluidos de los análisis posteriores los ítems 5 (Lo vida ha sido buena conmigo), 6 (Me siento satisfecho con lo que soy), 11 (La mayoría del tiempo no me siento feliz) y 13 (Por lo general, me siento bien) por presentar doble pesaje, es decir que cargaron en dos dimensiones.
Asimismo, fueron eliminados los ítems 1 (En general, mi vida está cerca de mi ideal), 8 (Hasta ahora he conseguido las cosas que para mí son importantes), 9 (Si volviera a nacer no cambiaría casi nada de mi vida), 12 (Es maravilloso vivir), 15 (Soy una persona optimista), 16 (He experimentado la alegría de vivir), 21 (Estoy satisfecho con lo que hasta ahora he alcanzado), 24 (Me considero una persona realizada), 25 (Mi vida transcurre plácidamente) y 27 (Creo que no me falta nada) por cargar en un factor que no les correspondía según los hallazgos de Alarcón (2006). Por último, se eliminó el ítem 14 (Me siento inútil) por presentar correlaciones insuficientes (menores a .30) en todos los factores, es decir en los cuatro factores originales.
Posteriormente, se realizó un nuevo afe imponiendo una estructura trifactorial. Los datos fueron adecuados para realizar dicho procedimiento (kmc = .88; prueba de esfericidad de Bartlett, x2 = 4984.3, gl = 66, p < .00001). El nivel de varianza explicada se considera alto (69 %), lo que sugiere que los factores representaban un elevado porcentaje de la variación del conjunto de datos (Peterson, 2000). El análisis paralelo indicó que el número de factores extraído era adecuado. Además, el índice rmsr (Root Mean Square Residual, rmsr) fue de .0215, por debajo del criterio de Kelley (en este caso, < .0316). Según este criterio el rmsr debe ser menor que 1/√n, siendo n el tamaño de muestra (Kelley, 1935).
La tabla 2 presenta las matrices de configuración y de estructura de la solución final de 12 ítems. La matriz de configuración informa el peso relativo de cada uno de los factores en la determinación del puntaje de los ítems. Dichos pesos relativos son similares a los coeficientes beta del análisis de regresión múltiple (Pérez y Medrano, 2010). La matriz de configuración se aproxima a una estructura simple. La matriz de estructura informa los r de Pearson entre el ítem y cada factor. En el primer factor saturaron los ítems 18, 19, 20 y 23 que forman parte de la dimensión sentido positivo de la vida en la prueba original. En el segundo factor saturaron los ítems 7, 14, 17, 22 y 26. Los mismos formaban parte también, en la prueba original, del factor sentido positivo de la vida. Es decir que un factor de la prueba original se dividió en dos factores en la versión argentina. Se denominarán a estos dos factores sentido de la vida perspectiva externa (svpe) y sentido de la vida perspectiva interna (svpi) respectivamente. Los nombres de cada dimensión fueron dados con base a los ítems de mayor carga. En el tercer factor saturaron los ítems 3, 4 y 10, que en la versión original de la prueba cargaban en la dimensión satisfacción con la vida.
La matriz de estructura muestra la existencia de correlaciones significativas de los ítems no solo con su factor de mayor carga, sino también con el resto. Estos resultados son coherentes con el hecho que los factores correlacionan entre sí. svpe correlaciona moderada y significativamente con svpi (r = .53; p < .01) y SCV (r = .66; p < .01). svpi y scv también evidenciaron la existencia de una correlación positiva y significativa, aunque más baja (r = .36; p < .01).
Como puede observarse en la tabla 3 las subescalas svpe y svpi presentaron un nivel muy bueno de consistencia interna (a de .84 y .89 respectivamente), mientras que la subescala scv, con .75 de a, mostró un nivel aceptable (DeVellis, 2003). Los valores de glb fueron similares a los de a.
Se encontraron diferencias significativas respecto al género a favor de las mujeres en la totalidad de las subescalas de la efl. En el caso de svpe (15.87 vs. 15.05; t(1002) = 3.65; p < .0001) con un tamaño del efecto de 0.24, es decir, pequeño. Para svpi (18.99 vs. 12.78; t(1002) = 21.5; p < .0001), en cambio, el tamaño del efecto fue de 1.42 que se puede considerar muy alto ya que estaría indicando que los dos grupos no se superponen (non overlap) en un 68 % (Becker, 2000). También se hallaron diferencias significativas a favor de las mujeres en la subescala SCV (10.33 vs. 9.51; t(1002) = 4.88; p < .0001). En este caso el tamaño del efecto fue pequeño (0.33).
Como se expone en la tabla 4, se estudió la validez convergente mediante análisis correlacional bivariado (r de Pearson). La subescala svpi de la efl correlacionó en forma moderada-alta con la subescala om de la eg (r = .64, p < .01). El resto de las correlaciones fueron pequeñas pero significativas.
Comentarios
La versión argentina de la efl supuso una variación sustancial de la escala original. Las modificaciones se evidenciaron en una estructura factorial diferente: de las cuatro subescalas originales se mantuvieron dos, de las cuales una de ellas se dividió en dos dimensiones, svpe y svpi. Además, una alta proporción de ítems de la efl original satisficieron criterios de depuración en la adaptación argentina.
Las escalas realización personal y alegría de vivir no fueron mantenidas por razones de doble pesaje o carga de los ítems en factores que no les correspondían. Es posible interpretar que en la población argentina estas dimensiones no se pudieron aislar del resto, sin formar una estructura propia. Por otra parte, la totalidad de los ítems de estas subescalas se encontraban redactados en sentido positivo en su versión original, mientras que los ítems conservados tienen, la mayoría, sentido negativo. Es posible que los individuos argentinos muestreados hayan identificado de forma más clara sentimientos negativos que positivos.
La subescala sentido positivo de la vida se dividió en dos dimensiones (que hemos llamado svpe y svpi). Observando el contenido de los ítems se puede deducir que svpe se refiere más al exterior como causa de la felicidad o infelicidad (e.g. Para mí, la vida es una cadena de sufrimientos) y en cambio svpi se centra en el propio yo (e.g. Me siento triste por lo que soy). Esta distinción se relaciona con el concepto de locus de control, que hace referencia a la atribución del control de los acontecimientos (Rotter, 1966). Los individuos con locus de control interno se perciben como causantes de las situaciones, ya sea mediante sus esfuerzos o habilidades; mientras que los sujetos con locus de control externo tienden a atribuir los sucesos a factores exteriores; como la suerte, el destino u otras personas. Numerosas investigaciones han relacionado al locus de control interno con una mayor felicidad (e.g. Rodríguez, 2014; Zubieta y Delfino, 2010). Además, tanto svpe como svpi se comportan de forma diferenciada con relación a otros instrumentos y al género, lo que contribuye a evidenciar que en la muestra argentina no conforman una misma subescala.
Actualmente se recomiendan para el afe métodos de extracción de los factores y de rotación (Ferrando y Lorenzo, 2014; Izquierdo, Olea y Abad, 2014) que difieren de los utilizados por Alarcón (2006). Es justamente esta diferencia en la metodología entre la versión original y la argentina lo que podría explicar las diferencias en la estructura obtenida. El análisis de componentes principales ya no se considera adecuado para la realización del afe, pues tiende a estimar por encima de su valor real tanto las cargas como la varianza explicada por los factores (Izquierdo et al., 2014). En la versión original de la efl el análisis de componentes principales se acompañó por una rotación Varimax, la cual asume incorrelación entre los factores y, por ello, gira los ejes de la matriz factorial de forma que sigan siendo perpendiculares entre sí. Por lo tanto, en el caso de existir correlación entre los factores, esta puede quedar escondida (Ferrando y Lorenzo, 2014). En la adaptación argentina de la efl la correlación entre los factores fue considerable según el criterio de Tabachnick y Fidell (2001). Es por ello que no se utilizó una rotación ortogonal, sino una oblicua (Promax), pues esta última contempla la posibilidad de que los factores correlacionen entre sí. Desde un punto de vista teórico, es discutible que un constructo como el de felicidad pueda ser representado por factores incorrelados. Se han encontrado evidencias de que diferentes tipos de bienestar correlacionan significativamente entre sí (e.g. Disabato, Goodman, Kashdan, Short & Jarden, 2016). En la versión mexicana de la efl se obtuvo, tal como en la versión argentina, una correlación moderada y estadísticamente significativa entre los factores (Toribio et al., 2012).
Con relación a la confiabilidad de las subescalas, de acuerdo a DeVellis (2003) se observó un a muy bueno en svpe y svpi, mientras que en scv fue aceptable. El hecho de que esta última subescala esté compuesta por tres ítems podría estar atentando contra su consistencia interna.
En cuanto a las evidencias de validez convergente, la subescala svpi de la efl correlacionó en forma moderada y estadísticamente significativa con la subescala om de la Escala de Gratitud de Alarcón (2014). Es decir, los sentimientos positivos hacia sí mismo se asociaron con el componente moral de la gratitud, el imperativo de agradecer el beneficio recibido. Las relaciones positivas entre gratitud y felicidad ya habían sido halladas en estudios previos (e.g. McCullough, Emmons & Tsang, 2002). Se han encontrado, incluso, evidencias de que la gratitud predice la felicidad (e.g. Alarcón y Caycho, 2015; Emmons & McCullough, 2003). Las correlaciones de la efl con las subescalas de la ecp, que mide conducta prosocial, fueron positivas y significativas, aunque pequeñas. Es esperable a nivel teórico la existencia de una asociación positiva entre dichas variables que se han observado en numerosos estudios (e.g. Aknin et al., 2015).
Las diferencias intergénero a favor de las mujeres halladas en las subescalas de la efl coinciden con hallazgos de estudios realizados a nivel global (e.g. Graham & Chattopadhyay, 2013). La SVPI, donde la diferencia se encuentra más acentuada, se centra en el propio yo como fuente de felicidad o de no poder alcanzarla. En este sentido, las mujeres presentaron un puntaje significativamente mayor. La relación entre género y felicidad podría estar mediada por el nivel de locus de control interno en esta muestra. La relación entre locus de control interno y felicidad parece ser una característica de la cultura occidental. Los individuos de culturas orientales poseen una orientación más externa, que puede ser beneficiosa para ellos (Weintraub, Weisman de Mamani & Tawfik, 2016). Por ejemplo, en la cultura india hay un énfasis en que el control de los sucesos se encuentra en el orden cósmico y no en el individuo. Lu, Shih, Lin & Ju (1997) hallaron en una muestra china, que el género influye en la felicidad, mediado por el soporte social. El mayor puntaje femenino en felicidad, en su caso, podría ser explicado por su apoyo social más alto.
La adaptación a población argentina implicó cambios sustanciales en la prueba original que resultó en un cuestionario más breve. Se redujo la cantidad de ítems de 27 a 12. Estos resultados son coherentes con lo sucedido en la adaptación venezolana, donde solo 14 ítems obtuvieron saturaciones altas en los factores y, por lo tanto, fueron conservados (Arraga y Sánchez, 2012). Las diferencias de la versión original con la argentina y la venezolana podrían deberse a que las muestras poseen distintas características. La muestra peruana está conformada por estudiantes universitarios que cursaban en Lima con una edad promedio de 23 años (Alarcón, 2006). Las muestras utilizadas en las adaptaciones mexicana y brasileña, donde se mantiene prácticamente la cantidad de ítems original, también están conformadas por estudiantes de un promedio de 15 (secundarios) y 20 años (universitarios) respectivamente (Toribio et al., 2012; Medeiros et al., 2014). En cambio, la muestra argentina está compuesta por individuos de muy distintos niveles educativos y con un promedio de edad mayor. En el caso de la muestra utilizada para la adaptación venezolana no se informa el grado de instrucción de los participantes, sin embargo se menciona que hubo participantes analfabetos. Dichos participantes tenían edades de entre 60 y 85 años. Futuras investigaciones deberían estudiar en forma profunda las diferencias halladas distinguiendo qué variables las ocasionan.
Un instrumento adecuado para la evaluación de la felicidad puede contribuir al diseño e implementación de proyectos conducentes a mejorar los ambientes sociales así como las conductas positivas interpersonales. Al reducir la longitud de las subescalas, se facilita su aplicación en diferentes ámbitos como los organizacionales, la intervención social, la promoción de la salud, la gerontología o la psicoterapia. Se espera que la temática expuesta brinde a los profesionales abocados a la investigación, información útil para continuar con la profundización de una problemática actual.
