SciELO - Scientific Electronic Library Online

 
vol.15 número28Disparidades salariais e taxa interna de retorno no ensino privado nos docentes da Universidade de CaucaCaracterização de duas experiências de sucesso de negócios inclusivos em Colômbia índice de autoresíndice de assuntospesquisa de artigos
Home Pagelista alfabética de periódicos  

Serviços Personalizados

Artigo

Indicadores

Links relacionados

  • Em processo de indexaçãoCitado por Google
  • Não possue artigos similaresSimilares em SciELO
  • Em processo de indexaçãoSimilares em Google

Compartilhar


Civilizar Ciencias Sociales y Humanas

versão impressa ISSN 1657-8953

Civilizar vol.15 no.28 Bogotá jan./jun. 2015

 


Prueba empírica de un modelo de calidad de vida1

Empirical test of a model of quality of life

Preuve empirique d'un modèle de qualité de vie

Prova empírica dum modelo de qualidade de vida

Erle García Estrada2, Cruz García Lirios3, José Francisco Rosas Ferrusca4, María Beatriz Castillo Escamilla5, Javier Carreón Guillen6, Jorge Hernández Valdés7, Bertha Leticia Rivera Varela8

1 Investigación del proyecto: Gobernanza de los estilos de vida sustentables y las identidades de género, auspiciada por la Red de Estudios Transdisciplinares UAEMEX-UNAM, México.

2 M.Sc. en Educación, profesora en Universidad Autónoma del Estado de México (UAEM)-Unidad Académica Profesional Huehuetoca (UAPH), Huehuetoca, México.
Correo electrónico: egarciae@uaemex.mx

3 Ph.D. (c) en Psicología Social y Ambiental, profesor en Universidad Autónoma del Estado de México (UAEM)-Unidad Académica Profesional Huehuetoca (UAPH), Huehuetoca, México.
Correo electrónico: garcialirios@yahoo.com

4 Ph.D. en Administración Pública, profesor en Universidad Autónoma del Estado de México (UAEM)-Unidad Académica Profesional Huehuetoca (UAPH), Huehuetoca, México.
Correo electrónico: jfrosasf@uaemex.mx

5 M.Sc. en Educación, profesora en Escuela Nacional de Trabajo Social (ENTS) de la Universidad Nacional Autónoma de México (UNAM), México D. F., México.
Correo electrónico: e_remo@terra.com

6 Ph.D. en Administración, profesor en Escuela Nacional de Trabajo Social (ENTS) de la Universidad Nacional Autónoma de México (UNAM), México D. F., México.
Correo electrónico: javierg@unam.mx

7 M.Sc. en Educación, profesor en Escuela Nacional de Trabajo Social (ENTS) de la Universidad Nacional Autónoma de México (UNAM), México D. F., México.
Correo electrónico: jorheval@unam.mx

8 Ph.D. en Geografía, profesora en Universidad Autónoma del Estado de México (UAEM)-Unidad Académica Profesional Huehuetoca (UAPH), Chimalhuacán, México.
Correo electrónico: briveravarela@yahoo.com.mx

Recibido: 19 de febrero de 2014 / Revisado: 7 de noviembre de 2014 / Aceptado: 25 de marzo de 2015



Resumen

El presente trabajo se propuso establecer un modelo correlativo para discutir la importancia de otras variables en la investigación de la calidad de vida. Una vez se especificaron las relaciones entre los factores derivados de la revisión de la literatura, se llevó a cabo un estudio transversal con una muestra no probabilística de 245 estudiantes. Cuando se obtuvo la validez y confiabilidad del instrumento que midió: satisfacción de vida, capacidades esperadas, expectativas de oportunidad, relaciones de confianza, percepción de justicia, valoración del entorno, normas de contexto y recursos percibidos, se contrastó un modelo estructural [X2 = 12,35 (12 gl); p = 0,000; GFI = 0,975; RMR = 0,000] en el que la percepción de disponibilidad de recursos correlacionó indirectamente a la satisfacción de vida a través de las normas de contexto (γ = 0,52). Los resultados se compararon con los hallazgos reportados en el estado del conocimiento.

Palabras clave

Calidad de vida, satisfacción vital, normas grupales, disponibilidad de recursos, capacidades percibidas.



Abstract

This work was proposed to establish a correlative model to discuss the importance of other variables in the investigation of the quality of life. Once the relationship between the factors derived from the literature review were specified, a cross-sectional study was carried out with a nonrandom sample of 245 students. When the validity and reliability of the instrument measured was obtained: life satisfaction, expected capacities, expectations of opportunity, trust relationships, perceptions of fairness, valuing the environment, rules of context and perceived resources, a structural model was contrasted [X2 = 12,35 (12 gl) p = 0.000; GFI = 0.975; RMR = 0.000] in which the perceived availability of resources indirectly correlated to life satisfaction through context rules (γ = 0.52). The results were compared with the findings reported in the state of knowledge.

Keywords

Quality of life, life satisfaction, group norms, availability of resources, perceived capabilities.



Résumé

Le présent travail a proposé d'établir un modèle corrélatif pour examiner l'importance d'autres variables dans la recherche de la qualité de vie. Une fois spécifiées les relations entre les facteurs dérivés de la révision de la littérature, on a mené à bien une étude transversale avec un échantillon aléatoire de 245 étudiants. Quand la validité et la fiabilité de l'instrument ont été recueillies, on a mesuré: satisfaction vie, capacités souhaitées, attentes élevées quant aux possibilités, relations de confiance, perception de justice, évaluation de l'environnement, normes de contexte et ressources perçues, on a contrasté un modèle structurel [X2 = 12.35 (12 gl) ; p = 0.000 ; GFI = 0.975 ; RMR = 0.000] dans lequel la perception de disponibilité de ressources a été indirectement reliée à la satisfaction de vie à travers les normes de contexte (γ = 0.52). Les résultats ont été comparés avec les résultats signalés dans l'état des connaissances.

Mots clés

Qualité de vie, satisfaction vitale, normes collectives, disponibilité de ressources, capacités perçues.



Resumo

O presente trabalho propõe-se estabelecer um modelo correlativo para discutir a importância de outras variáveis na investigação da qualidade de vida. Depois de especificadas as relações entre os fatores derivados da revisão da literatura, levou-se a cabo um estudo transversal com uma amostra não probabilística de 245 estudantes. Quando se obteve a validade e confiabilidade do instrumento que mediu: satisfação de vida, capacidades esperadas, expectativas de oportunidade, relações de confiança, percepção de justiça, valoração do enquadramento, normas de contexto e recursos percebidos, comparou-se um modelo estrutural [X2 = 12,35 (12 gl); p = 0,000; GFI = 0,975; RMR = 0,000] em que a percepção da disponibilidade de recursos correlacionou indiretamente a satisfação de vida através das normas de contexto (γ = 0,52). Os resultados comparam-se com os objetivos reportados pelo estado do conhecimento.

Palavras chave

Qualidade de vida, satisfação vital, normas grupais, disponibilidade de recursos, capacidades percebidas.



Introducción

La calidad de vida entendida como satisfacciones relacionadas con recursos, valores, normas, expectativas, percepciones y capacidades es un tema central en la agenda de salud pública para el desarrollo local sustentable (García, 2013).

Algunos estudios relativos a la calidad de vida (véase tabla 1) establecen diferencias significativas entre sexos con respecto a transporte, empleo y recreación (Baldi & García, 2010). Así mismo, cuando se pondera como un sistema perceptual de los recursos alrededor del individuo y en referencia al grupo primario, se considera un estilo de bienestar personal que se orienta a la integración social (Barranco, Delgado, Meli, & Quintana, 2010).

Tabla 1

Empero, la calidad de vida se correlaciona con la ansiedad y la depresión en situaciones de incertidumbre médica y deterioro de la salud (Machado, Anarte, & Ruiz, 2010). Es decir, la calidad de vida es el resultado de la percepción de escasez de recursos más que de las esperanzas generadas a partir de las capacidades personales. Las oportunidades parecen reducirse a su mínima expresión y con ello la responsabilidad de autogestión se incrementa y se observa un mejoramiento de expectativas a través de los nexos entre los integrantes de un grupo social, familiar o escolar.

Grimaldo (2010) encontró seis dimensiones alusivas a la calidad de vida. Se trata del bienestar económico, la relación interpersonal de pareja, situación familiar, contexto de vecindario, capital social y estado de salud. Por consiguiente, la calidad de vida es un entramado de expectativas que parten de un núcleo figurativo para incidir en las decisiones de distribución de recursos (Carreón & García, 2013).

Cuando el individuo atraviesa por una coyuntura económica, sanitaria, familiar o interpersonal, a menudo estima que su calidad de vida se ha modificado sustancialmente (Sadeghzadeh, 2012). De inmediato se activan expectativas estéticas, afectivas y racionales que impulsan acciones que se dirigen a la generación de oportunidades y actualización de capacidades del sujeto para con el grupo al que pertenece o quiere pertenecer (Derya, 2012). Esto es, la calidad de vida es antecedente de la formación de una identidad de grupo y sentido de pertenencia anclada a libertades de elección, expectativas de justicia y movilización colectiva.

La calidad de vida en su fase perceptual genera emociones de desconfianza hacia las autoridades que derivan en acciones ciudadanas disidentes (Carreón & García, 2013). Antes bien, la percepción de calidad de vida, en cuanto a la noción de justicia social, se enlaza con estilos convencionales de desarrollo que el individuo ha aprendido desde su infancia y ahora en su etapa adulta traduce como fiabilidad o confianza, pero al darse cuenta de que el vínculo con sus autoridades es asimétrico, entonces moviliza los recursos necesarios para la desobediencia civil (García, 2013).

Tariq (2012) observa que la calidad de vida, en su dimensión de satisfacción vital, requiere de un conjunto de indicadores que oriente no solo la percepción del sujeto, sino además la acción colectiva. Un bajo nivel de satisfacción de vida es suficiente para activar el proceso de disidencia social, pero un alto nivel de satisfacción vital no crea nexos colaborativos, solidarios o empáticos (Carreón & García, 2013).

Sin embargo, bajos niveles de satisfacción vital, los cuales sugieren mínimos estándares de calidad de vida, favorecen la formación de redes de apoyo. Es el caso de los nuevos movimientos sociales lésbico-gais o ecologistas, quienes al conformar grupos de autoayuda ocasionan un bienestar subjetivo mayor a quienes solo perciben abundancia de recursos (Carreón et al., 2013).

A medida que la calidad de vida se específica y delimita a factores psicológicos, se incrementan las expectativas de inconformidad, indignación y desobediencia civil, pero también afloran habilidades sociales como la creatividad e innovación de grupos minoritarios frente a la imposición ideológica o pragmática de las mayorías (Abolfotouh et al., 2013).

En síntesis, la calidad de vida en términos económicos, políticos, sociales, sanitarios, educativos, laborales y tecnológicos es un constructo multidimensional (Quiceno & Vinaccia, 2013).


Especificación de un modelo de las variables correlacionadas con la calidad de vida

Las relaciones entre oportunidades, capacidades, responsabilidades, justicia, habilidad y movilización dirigidas a la satisfacción vital pueden concretarse en un modelo (véase figura 1).

Se trata de 17 variables en torno a las cuales los vínculos de dependencia entre factores económicos, políticos, sociales, grupales y personales influyen en la satisfacción de vida.

La teoría del capital humano advierte que las capacidades tendrían un impacto significativo sobre la satisfacción vital, ya que un alto nivel de educación se compensa con un elevado estilo de vida satisfactorio (hipótesis 1).

Más aún, si la conexión entre capacidades y satisfacción parte de oportunidades reales o simbólicas, entonces como lo señala la teoría, el desarrollo humano está complementado (hipótesis 2).

Sin embargo, el proceso que supone libertades de elección, capacidades y satisfacción vital necesariamente, de acuerdo con la teoría de las demandas y recursos, se sujeta a la disponibilidad de recursos y su distribución entre las especies. En el caso de los recursos comunes existe una tragedia de suma cero en la que los actores involucrados en lugar de cooperar y establecer una corresponsabilidad administrativa de los recursos, compiten desenfrenadamente y suprimen la posibilidad de crecimiento de otras especies. Es por ello que la disponibilidad de recursos afecta de modo indirecto a la satisfacción vital (hipótesis 3).

No obstante que la disponibilidad de recursos marca la pauta en la organización de los grupos humanos, es el Estado en referencia a la ciudadanía, según lo advierte la teoría de la elección racional, quien incentiva la diseminación de los recursos. Cuando la relación entre sociedad civil y sus autoridades es asimétrica, entonces la calidad de vida se desvanece, pero cuando existen vínculos de confianza, entonces aflora la satisfacción vital (hipótesis 4).

En otro escenario, el nexo entre ciudadanía y autoridades genera expectativas de justicia que merman o enaltecen la corresponsabilidad. Esto es así porque, según la teoría ecológica del desarrollo, la política es concomitante con la economía. Mayores niveles de gobernabilidad se observan en países prósperos, mientras que la ingobernabilidad subyace en economías débiles. Es por ello que la justicia esperada incide directamente en la satisfacción vital de la ciudadanía para con su sistema político (hipótesis 5).

El proceso que parte de la confianza, capacidades y satisfacción vital es planteado por la teoría de la autosuficiencia (SFT). La relación entre sociedad y Estado orientada al desarrollo tiene en la formación del capital humano su vínculo principal. La SFT propone que el desarrollo, a diferencia del crecimiento, supone elevados estándares de satisfacción vital razón por la cual, las capacidades son un factor esencial en el nexo entre habilidad política y satisfacción de vida personal (hipótesis 6).

La relación indirecta entre justicia y satisfacción al ser mediada por las capacidades supone escenarios ecológicos de desarrollo. La teoría de los recursos de cambio (CRT) advierte que la conexión entre autoridades y ciudadanos se define por acciones molares y moleculares que afectarán la satisfacción individual.

Los actos molares, al contrario de las acciones moleculares, implican vínculos significativos que contrasta el individuo en situaciones de crisis. Por su parte, las relaciones poco significativas se entienden como actos moleculares desde los cuales no es posible construir una memoria colectiva, disidencia social o desobediencia civil.

Es así como la justicia, al considerarse un sistema de acciones molares, influye en la satisfacción vital mientras es regulada por las capacidades personales (hipótesis 7).

Sin embargo, la CRT sugiere que son las oportunidades las que inciden en las relaciones entre fiabilidad, justicia, capacidades y satisfacción. De este modo, las libertades de elección al vincularse con la fiabilidad política y capacidades individuales impactan en la satisfacción vital. Esto es así porque la confianza entre ciudadanos y políticos depende de opciones de elección en materia de empleo. Si existen oportunidades laborales, entonces la fiabilidad política se incrementa y al afectar las habilidades propicia altos estados de satisfacción (hipótesis 8). O bien, las oportunidades son diseminadas como factores de justicia incidiendo en la generación de habilidades laborales, mientras que es posible observar el acrecentamiento de satisfacción personal de vida (hipótesis 9).

Ahora bien, las libertades de elección implican decisiones, demandas y recursos a partir de los cuales las oportunidades se gestan. Es por esta cuestión que la CRT sostiene que la disponibilidad de recursos, pero sobre todo, el dilema de la distribución de los mismos, impacta en el desarrollo de comunidades o grupos que comparten escenarios y contextos.

La historia de una comunidad o grupo parece estar socavada por las redes de cooperación y confianza mientras la disponibilidad de recursos lo permita. Ante una situación de escasez emergen los dilemas y con ello las tragedias de las entidades comunes. En este sentido, la CRT afirma que las oportunidades son el resultado de una corresponsabilidad entre las partes implicadas.

De este modo, la gestión de recursos afecta indirectamente a la satisfacción a través de las oportunidades, fiabilidad, justicia y capacidades. En primera instancia, la carencia de recursos crearía una reducción de los niveles de confianza ciudadana ante la administración pública, ello impactaría en las opciones de elección aminorando la capacidad de consumo. Una vez que el poder adquisitivo está comprometido, los niveles de satisfacción ciudadana se reducen a su mínima expresión. En este tenor, la escasez también puede incidir en percepciones de injusticia ciudadana, frente a la falta de atingencia gubernamental, las capacidades de elección se reducen hasta influir en la satisfacción vital (hipótesis 10).

En contraste, cuando la disponibilidad de recursos es insuficiente pero ampliamente percibida por la ciudadanía, las oportunidades de elección parecen actuar en la confianza ciudadana y con ello en la toma de decisiones buscando la satisfacción no solo personal o grupal, sino social. Esto también supone un proceso de justicia ante la distribución de recursos vía los servicios públicos. En este escenario, la satisfacción vital precede a las opciones de elección que al percibirse como abundantes transfieren el efecto de la justicia social hacia la satisfacción vital (hipótesis 11).

Así mismo, la relación entre la valoración del entorno (recursos disponibles) y la satisfacción de vida (necesidades obtenidas) la entiende la CRT como un proceso directo y significativo (hipótesis 12). Se trata de una relación asimétrica, ya que la escasez de recursos frente al aumento de expectativas suscita un escenario que compromete la confianza de la ciudadanía para con sus futuros gobernantes y las capacidades de la sociedad civil futura (hipótesis 14 y 16).

La CRT advierte que en el caso de las normas sociales en cuanto a la administración y, por ende, la distribución de los recursos, su vinculación con la satisfacción al ser directa y significativa comprende un reduccionismo estructural (hipótesis 13), o bien, en la interrelación con la justicia social y las capacidades implica la emergencia de un sistema democrático de coparticipación ciudadana frente a la apertura del Estado (hipótesis 15 y 17).

En resumen, la especificación de relaciones entre los factores que las teorías emplean para explicar la incidencia de la disponibilidad de recursos sobre la satisfacción vital conlleva:

  • La formación de capacidades entendidas como opciones de elección, orienta la conformación de capital humano como factor de desarrollo cuando menos económico.

  • Oportunidades, capacidades y responsabilidades percibidas no desde la disponibilidad física de los recursos, sino desde las expectativas de consumo que los servicios públicos diseminan en los usuarios.

  • Debido a que los recursos son administrados en primera instancia por el Estado, generan percepciones de confianza que enaltecen las opciones de elección, pero la desconfianza inhibe las alternativas de elección y con ello la satisfacción vital.

  • La disponibilidad común de los recursos desencadena relaciones de dependencia entre los factores esgrimidos, con el objetivo de incentivar las oportunidades de elección y con ello alcanzar la satisfacción vital.

En consecuencia: Los vínculos de dependencia que se concretan en el modelo se ajustan a los datos observados. Es decir, la percepción de disponibilidad y comunalidad de los recursos impacta directa e indirectamente en la satisfacción de vida de los estudiantes. En el segundo caso de relación indirecta, las expectativas de oportunidad, confianza, justicia y capacidad al reducir o aumentar la incidencia de los recursos esperados sobre la satisfacción vital, ajustan sus relaciones especificadas a los datos obtenidos.


Método

Se llevó a cabo un estudio transversal, realizando una selección no probabilística de 245 estudiantes. El criterio de elección fue el contar con una actividad remunerada, servicio de Internet y haber sido inscrito en el periodo lectivo escolar. Se entrevistaron a 120 mujeres y 125 hombres (M = 20,13 años de edad y DE = 2,36 años de edad). El estatus económico al que pertenece la muestra fue medio bajo con alrededor de 1.500 USD mensuales de ingreso familiar (M = 950 USD y DE = 24,5 USD).

Respecto a la educación los participantes declararon pertenecer a la universidad pública (M = 2,13 años de estudio y DE = 0,47 años de estudio). El 67% de los entrevistados contaba con una beca o apoyo económico (M = 100 USD y DE = 7,5 USD). Los gastos relativos a colegiatura (300 USD semestral), útiles (250 USD semestral), Internet (50 USD mensual) y transporte (35 USD semanal) generan una inversión aproximada de 1.000 USD semestral (M = 870 USD y DE = 15,67 USD).

En el tema laboral el 36% de la muestra declaró trabajar antes o después de asistir al colegio (M = 400 USD mensual y DE = 23,5 USD mensual). De los entrevistados que laboran el 78% señala que su salario se incrementaría sustancialmente si concluyera su formación profesional (M = 1.200 USD mensuales esperados y DE = 45,5 USD mensuales esperados). Por el contrario, el 84% de los entrevistados declaró que sus ingresos serían inferiores si solo contaran con la formación media básica (M = 250 USD y DE = 14,6 USD).

En relación a la tecnología, el 57% paga mensualmente su acceso a Internet desde una línea fija (M = 470 USD mensuales y DE = 15,7 USD mensuales) mientras que el 93% cuenta con servicio de telefonía móvil (M = 140 USD mensuales y DE = 10,2 USD mensuales). Facebook (46%), Twitter (27%) y Google+ (14%) son las redes sociales de mayor uso para fines escolares o búsqueda de empleo.

Se construyó un cuestionario de calidad de vida a partir de las dimensiones educativa, tecnológica y laboral en función de los factores de disponibilidad de recursos, fiabilidad social, justicia social, oportunidades de elección, habilidades de selección y percepciones de satisfacción (véase tabla 2).

TABLA 2

La aplicación de las encuestas se llevó a cabo en las instalaciones de la Universidad Autónoma del Estado de México, previa tramitación ante las autoridades de la institución. Al momento de resolver el cuestionario, los entrevistados fueron instruidos para escribir las dudas que pudieran tener respecto a la encuesta. Una vez se recopiló la información se capturó en el paquete estadístico para ciencias sociales (SPSS, por su sigla en inglés) versión 21,0, a fin de estimar los parámetros multivariables en el análisis de momentos estructurales (Amos por su acrónimo en inglés) versión 6,0.

Se realizó un análisis de normalidad considerando el parámetro de curtosis así como de confiabilidad asumiendo una consistencia interna o alfa de Cronbach. Posteriormente se procedió a estimar la validez de constructo previa esfericidad y adecuación del instrumento a la muestra de estudio. Enseguida, se estimaron correlaciones bivariadas o covarianzas multivariables para anticipar relaciones causales en modelos estructurales, ajuste y residuos.

Normalidad. Se utilizó el parámetro de curtosis para determinar la proximidad de las respuestas a la media y desviación estándar. Los valores cercanos a la unidad se asumieron como evidencias de distribución normal.

Confiabilidad. La consistencia interna de los reactivos con respecto a la escala se ponderó con el estadístico alfa de Cronbach. Los valores superiores a 0,60 y menores a 0,90 fueron prueba de relaciones simétricas entre los reactivos y los rasgos psicológicos que se pretendieron medir.

Validez. Se ponderó la adecuación con el parámetro Kaiser-Meyer-Olkin en el que los valores superiores a 6,00 se consideraron un requerimiento para la validez de constructo. También se estimó la esfericidad con la prueba de Bartlett, el valor Chi-cuadrado cercano a la unidad y nivel de significancia menor a 0,050 se tomaron como un segundo requerimiento para el análisis factorial exploratorio de componentes principales con rotación varimax. Las correlaciones entre el ítem y el factor superiores a 0,300 se asumieron como indicadores de un constructo. En cuanto a los porcentajes de varianza explicada superiores a 20% se estimaron como prueba de ajuste de las especificaciones del modelo con respecto a los datos en observación.

Correlación. Se empleó el parámetro r de Pearson para calcular las relaciones negativas o positivas entre los factores establecidos en la validez de constructo. Aquellos valores cercanos a cero y la unidad se admitieron como relaciones espurias y colineales. En cambio, los valores entre los extremos fueron considerados como asociaciones probables de dependencia.

Covarianza. Se utilizó la estimación phi para determinar la asociación entre un factor y otro en referencia a los demás factores. Al igual que la correlación, los valores se identificaron como relaciones espurias, colineales y de dependencia.

Estructura. Se usaron parámetros phi para estimar covarianzas, estadísticos gamma para la regresión de factores exógenos a mediadores y parámetros beta para la regresión de factores mediadores a endógenos. Los estadísticos delta, épsilon y sigma se emplearon para calcular los errores de medición de indicadores exógenos y endógenos así como el disturbio de factores endógenos. El criterio para interpretar los valores cercanos a cero y a la unidad también se valoró para los parámetros en mención.

Ajuste. El contraste del modelo se llevó a cabo a partir de la estimación del índice de bondad de ajuste (GFI, por su sigla en inglés). Los valores cercanos a la unidad se juzgaron como demostración de aceptación de hipótesis nula.

Residual. El contraste del modelo también se realizó desde el cálculo del error de aproximación cuadrático medio (RMSEA, por su sigla en inglés). Los valores cercanos a cero fueron considerados como evidencia de ajuste del modelo especificado con respecto a los datos obtenidos.


Resultados

Se establecieron ocho factores [KMO = 6,25; X2 = 14,25 (23 gl); p = 0,000] (véase tabla 3) relativos a la satisfacción de vida (ítems SV1, SV2, SV3 y 45% de la varianza total explicada), capacidades esperadas (CE1, CE2, CE3 y 37% de la varianza total explicada), relaciones de confianza (RC1, RC2, RC3 y 33% de la varianza explicada), percepción de justicia (PJ1, PJ2, PJ3 y 31% de la varianza explicada), expectativas de oportunidad (EOI, EO2, EO3 y 27% de la varianza explicada), valoraciones del entorno (VE1, VE2, VE3 y 25% de la varianza explicada), normas de contexto (NC1, NC2, NC3 y 23% de la varianza explicada) y recursos percibidos (RP1, RP2, RP3 y 21% de la varianza explicada).

TABLA 3

En el caso de los resultados descriptivos (véase tabla 4) se observa una tendencia a opciones positivas para las respuestas a ítems de los factores de satisfacción de vida, capacidades esperadas, relaciones de confianza, normas de contexto y recursos percibidos y una prevalencia negativa para los factores de percepción de justicia, expectativas de oportunidad y valoraciones del entorno.

TABLA 4

En lo que atañe a la satisfacción de vida, el ítem SV3 (M = 2,47; DE = 0,49; C = 2,04) obtuvo el valor más cercano a la opción "muy satisfactorio" mientras que el ítem SV2 (M = 2,01; DE = 0,27; C = 2,08) se aproximó a la opción "poco satisfactorio". Es decir, la muestra encuestada parece orientar su satisfacción vital hacia un escenario educativo, tecnológico y laboral cercano a la satisfacción plena.

En el caso de las capacidades esperadas, el ítem CE3 (M = 2,71; DE = 0,41; C = 2,01) rondó la "muy preferible". En contraste, el ítem CE1 (M = 2,47; DE = 0,37; C = 2,01) se acercó a la opción "poco preferible". En este sentido, la muestra encuestada parece dirigir sus respuestas a una opción próxima a la percepción eficiente de sus capacidades.

Por su parte, en las relaciones de confianza, el ítem RC2 (M = 2,94; DE = 0,48; C = 2,05), al contrario del ítem RC3 (M = 2,04; DE = 0,93; C = 2,01) se acercó a la opción "muy fiable". Ello sugiere que la confianza se percibe como un elemento fundamental de las relaciones entre la muestra encuestada.

En cuanto a la percepción de justicia, el ítem PJ3 (M = 1,27; DE = 0,31; C = 2,05) respecto al ítem PJ2 (M = 1,59; DE = 0,15; C = 2,01) al estar rondando la alternativa "muy poco deseable" supone una apreciación sesgada de justicia. Esto es así porque la injusticia que la muestra encuestada percibe de sus autoridades parece ser un elemento central en su satisfacción de vida.

En el caso de las expectativas de oportunidad, el ítem EO3 (M = 1,14; DE = 0,31; C = 2,05) en referencia al ítem EO2 (M = 1,38; DE = 0,59; C = 2,01) refleja una tendencia a la opción "muy poco opcional", lo que hace suponer que las oportunidades se valoran como casi nulas por parte de la muestra encuestada.

Es el mismo caso de las valoraciones del entorno, ya que el ítem VE3 (M = 1,03; DE = 0,26; C = 2,03) respecto al ítem VE1 (M = 1,46; DE = 0,49; C = 2,01) evidencia una inclinación a la opción "muy poco eficiente", que es el resultado de considerar a los servicios públicos como un sistema de distribución inequitativo entre la muestra encuestada.

En cuanto a las normas de contexto, el ítem NC2 (M = 2,70; DE = 0,59; C = 2,01) en contraste con el ítem NC3 (M = 2,35; DE = 0,63; C = 2,07) se acercó a la opción "muy apreciable". Esto significa que las convenciones que guían las acciones del individuo al ser evaluadas positivamente prueban la influencia del sistema sobre un indicador de la calidad de vida en la muestra encuestada.

Por último, en el factor de los recursos percibidos, el ítem RP3 (M = 2,75; DE = 0,21; C = 2,03) en comparación con el ítem RP2 (M = 2,14; DE = 0,56; C = 2,08) revela una tendencia "muy cooperativa" por parte de la muestra encuestada. Ello quiere decir que la distribución de los recursos probablemente incide en la percepción de su escasez y, por ende, en la necesidad de compartirlos.

La confiabilidad de los factores 1 al 8 (alfas respectivas de 0,72; 0,74; 0,79; 0,74; 0,78; 0,75; 0,71 y 0,75) manifiesta una consistencia regular entre los ítems, ya que la confiabilidad general del instrumento fue de 0,69.

La asociación entre los factores (véase tabla 5) muestra que la satisfacción de vida y las expectativas de oportunidad (r = 0,582), capacidades esperadas y recursos percibidos (r = 0,719), relaciones de confianza y recursos percibidos (r = 0,625), percepción de justicia y expectativas de oportunidad (0,613), expectativas de oportunidad y recursos percibidos (0,509), valoración del entorno y normas de contexto (0,495) y normas de contexto y recursos percibidos (r = 0,321) suponen que la especificación de relaciones entre los factores podría ser estimada por un modelo, aunque se esperaba que hubiesen relaciones negativas entre percepciones de justicia, expectativas de oportunidad y valoraciones del entorno, ya que sus medias, desviaciones y curtosis advertían una prevalencia negativa con respecto a la tendencia positiva de los demás factores.

El análisis de covarianzas (véase tabla 6) al igual que el de las correlaciones, mostró vínculos positivos entre satisfacción de vida y valoraciones del entorno (Φ=0,610), capacidades esperadas y expectativas de oportunidad (Φ = 0,692), relaciones de confianza y recursos percibidos (Φ = 0,729), percepción de justicia y recursos percibidos (Φ = 0,624), expectativas de oportunidad y normas de contexto (Φ = 0,714), valoraciones del entorno y recursos percibidos (Φ = 0,624) y normas de contexto y recursos percibidos (Φ = 0,735).

Las covarianzas esgrimidas advierten que las relaciones especificadas parecen establecer un sistema de calidad de vida centrado en la satisfacción de vida, capacidades esperadas, relaciones de confianza, normas de contexto y recursos percibidos más que en percepciones de justicia, expectativas de oportunidad y valoraciones del entorno (véase Figura 2).

El modelo de relaciones estructurales muestra que el factor que influye en la percepción de los recursos sobre la satisfacción de vida es la norma de contexto (γ = 0,52), seguida del factor de valoración del entorno (γ = 0,37), capacidades esperadas (β = 0,31), relaciones de confianza (β = 0,28) y percepción de justicia (β = 0,24). Es decir, la plena satisfacción de acciones relativas a la academia, tecnología y empleo está influida por la disponibilidad de los recursos percibidos a través de los comportamientos arraigados de los estudiantes. Este hallazgo enaltece un supuesto de la teoría de los recursos comunes según el cual, los usos y costumbres de los grupos internalizan los recursos como elementos de comunidad e identidad (García, Carreón & Hernández, 2014). Esto es así porque la conservación de los recursos obedece a costumbres enraizadas en las que el sentido de pertenencia es fundamental para la satisfacción personal, grupal o comunal.

El contraste de las relaciones de dependencia [X2 = 12,35 (12 gl); p = 0,000; GFI = 0,975; RMR = 0,000] evidencia la aceptación de la hipótesis nula.


Discusión

En referencia al trabajo de Machado et al. (2010) en el que se demostró la relación de dependencia entre la ansiedad y la baja calidad de vida percibida, el presente estudio encontró que la disponibilidad de recursos percibidos correlaciona indirectamente a la satisfacción de vida a través de las normas de contexto.

La calidad de vida al haber sido considerada desde dos dimensiones preponderantes: subjetiva y física, supuso la interrelación entre disponibilidad de recursos y procesos psicológicos básicos en los que los vínculos de grupos no incidirían sobre la percepción de satisfacción plena.

No obstante que en este trabajo las relaciones de confianza y la percepción de justicia son variables relativas a la dinámica de grupos a los que el individuo pertenece, su influencia es menor a la valoración de los recursos (servicios públicos de educación, tecnología y empleo) y las capacidades personales (libertades de elección, habilidades y conocimientos), aunque las normas de contexto (conductas arraigadas) incrementan la relación entre los recursos disponibles y la satisfacción de vida. Empero, será fundamental incluir las patologías personales en el modelo de relaciones de dependencia para contrastar su influencia en la satisfacción de vida.


Conclusión

La calidad de vida, en su dimensión de satisfacción plena de los servicios públicos de educación, Internet y empleo, en la muestra de jóvenes encuestados es: la relación indirecta entre los recursos percibidos y la satisfacción de vida sugiere que existen factores grupales y personales que regulan el impacto de una escasez o abundancia percibida de los recursos, aunque el estado del conocimiento advierte que son las variables psicológicas las que se asocian a las percepciones de satisfacción plena de la vida.

La satisfacción de vida al interrelacionarse con recursos percibidos, valoraciones del entorno, normas de contexto, percepción de justicia, relaciones de confianza, oportunidades y capacidades esperadas puede explicarse desde marcos teóricos psicológicos o sociológicos, pero es menester incluir teorías y constructos de orden económico y político, ya que su exclusión reduce la calidad de vida a la percepción de los encuestados.



Referencias

Abolfotouh, M., Salam, M., Alturaif, D., Suliman, W., Al-Essa, N., Al-issa, H., & Al-rowaily, M. (2013). Predictors of quality of life and glycemic control among Saudi adults with diabetes. International Journal of Medicne and Medical Sciences, 46, 1360-1370.         [ Links ]

Arístegui, I., & Vázquez. (2013). El impacto del estigma y la discriminación en la calidad de vida de personas transgénero viviendo con VIH. Hologramática, 19, 5-30.         [ Links ]

Baldi, G., & García, E. (2010). Percepción de la calidad de vida en una muestra de individuos de la ciudad de San Luis, Argentina. Universidades, 40, 17-26.         [ Links ]

Barranco, C., Delgado, M., Melin, C., & Quintana, R. (2010). Trabajo social en vivienda: investigación sobre la calidad de vida percibida. Biblio, 2, 102-113.         [ Links ]

Bénites, L. (2010). Autismo, familia y calidad de vida. Cultura, 24, 1-20.         [ Links ]

Carreón, J., & García, C. (2013). Teorías de la seguridad pública y percepción del delito. Margen, 71, 1-16.         [ Links ]

Carreón, J., García, C., Morales, M., Hernández, J., Rosas, J., & Rivera, B. (2013). El desarrollo local sustentable en la esfera ciudadana. Economía y Sociedad, 18 (44), 35-48.         [ Links ]

Derya, K. (2012). Genders differences on perceptions of employee quality for working life indicators in five star hotels in Turkey. International Journal of Academic research in Accounting, Finance and Management Sciences, 2, 195-203.         [ Links ]

Ferragutti, G. (2012). Gubernamentalidad y capital humano. Hacia un esbozo de las condiciones de emergencia de los discursos sobre la sociedad de la información, educación y nuevas tecnologías. De Prácticas y Discursos, 1(1), 1-16.         [ Links ]

García, C. (2013). Desarrollo local, vulnerabilidad hídrica, precariedad laboral, intensidad migratoria e identidad resiliente. Kairos, 32, 1-17.         [ Links ]

García, C., Carreón, J., & Hernández, J. (2014). La formación profesional del capital humano en la civilización del cambio climático. Revista Internacional de Investigación en Ciencias Sociales, 10(1), 107-125.         [ Links ]

Grimaldo, M. (2010). Adaptación de la Escala de Calidad de Vida de Orson & Barnes para profesionales de la salud. Cultura, 24, 1-20.         [ Links ]

Machado, A., Anarte, M., & Ruíz, M. (2010). Predictores de la calidad de vida en pacientes con diabetes mellitus tipo 1. Ciencia y Salud, 21, 35-47.         [ Links ]

Melendro, E. (2011). La perspectiva ecosocial en la intervención socioeducativa con jóvenes excluidos. Un estudio comparado en Canadá, Bélgica y España. Revista Española de Educación Comparada, 17, 197-218.         [ Links ]

Picazo, E., Gutiérrez, E., Infante, J., & Cantú, P. (2011). La Teoría del Desarrollo Humano y Sustentable: Hacia el reforzamiento de la salud como un derecho y libertad universal. Estudios Sociales, 19, 254-279.         [ Links ]

Quiceno, J., & Vinaccia, S. (2013). Resilencia, percepción de enfermedad, creencia, afrontamiento espiritual religioso y calidad de vida relacionada con la salud en pacientes con diagnóstico de artritis reumatoide. Psicología desde el Caribe, 30, 590-619.         [ Links ]

Reyes, L. (2010). El dilema de los recursos naturales comunes. Gestión y Ambiente, 13, 71-80.         [ Links ]

Sadeghzadeh, V. (2012). Improved quality of life with cardiac rehabilitation in post myocardial infarction patients. International Research Journal of Applied and Basic Sciences, 3, 394-401.         [ Links ]

Tariq, Q. (2012). Impact of financial stress on life satisfaction. Asian Journal of Social Science & Humanities, 1, 139-148.         [ Links ]


Para citar este artículo: García, C., Carreón, J., Hernández, J., Rivera, B., Castillo, M., García, E., & Rosas, J. (2015). Prueba empírica de un modelo de calidad de vida. Revista Civilizar Ciencias Sociales y Humanas, 15(28), 181-196.

Inicio