Análisis psicométrico de la escala de bienestar psicológico para adultos en estudiantes universitarios de lima: un enfoque de ecuaciones estructurales^*

Psychometric analysis of psychological well-being scale for adults in college students from lima: a structural equation approach

Sergio Alexis Dominguez Lara^**
Universidad Inca Garcilaso de la Vega, Lima - Perú

^*Este trabajo fue realizado con el apoyo de la Facultad de Psicología y Trabajo Social de la Universidad Inca Garcilaso de la Vega.
^**Instituto de Investigaciones de la Facultad de Psicología y Trabajo Social. Dirección Postal: Av. Petit Thouars 248, Lima 1. Lima - Perú Correo: sdominguezmpcs@gmail.com

Fecha recepción: 1/11/2013 • Fecha aceptación: 4/01/2014

Resumen

El objetivo del estudio instrumental fue analizar las propiedades psicométricas de la Escala de Bienestar Psicológico para Adultos (BIEPS-A) en una muestra de 222 estudiantes de Psicología de una universidad privada con edades comprendidas entre 16 y 44 años (M=20.8). El análisis factorial confirmatorio realizado revela que los datos se ajustan a la estructura tetrafactorial. Por otro lado, con relación a la confiabilidad, el coeficiente alfa de Cronbach para la escala total y subescalas son elevados (α > .80). La comparación de alfas indica que el instrumento es más confiable en la muestra de universitarios peruanos que en la de adultos argentinos. Se concluye que la Bieps-a cuenta con propiedades psicométricas adecuadas para seguir con estudios de validación, apoyando así su uso como instrumento de evaluación del bienestar psicológico en universitarios.

Palabras clave: bienestar psicológico, confiabilidad, validez, estudiantes universitarios.

Abstract

The aim of instrumental study was to analyze the psychometric properties of the Psychological Well-being Scale for Adults (PWS-A) in a sample of 222 students psychology of a private university with ages between of 16 and 44 years (M = 20.8). The confirmatory factor analysis reveals that data fit a four-factor structure. Furthermore, regarding reliability, the Cronbach's alpha for the total scale and subscales is high (α > .80). Comparison of alpha indicates that the instrument is more reliable in the Peruvian college students sample than sample of Argentine adults. The conclude, the PWS-A has suitable psychometric properties to continue validation studies, supporting its use as an instrument of assessment for psychological well-being in college students.

Keywords: psychological well-being, reliability, validity, college students.

Introducción

En las últimas décadas se ha ido dejando de lado la perspectiva psicológica centrada en la patología, esto es, en las emociones negativas que puede albergar el sujeto, para prestarle más atención a las emociones y sentimientos positivos (Struempfer, 2006). En tal sentido, el objetivo de la psicología positiva es investigar acerca de las fortalezas y virtudes humanas, así como el efecto que tienen en la vida de las personas, y la sociedad en la cual se desarrollan (Cuadra & Florenzano, 2003). Es así que desde la perspectiva de la psicología positiva se busca fomentar el bienestar de los sujetos, lo cual se realiza atendiendo las fortalezas humanas como la felicidad, el bienestar, generosidad, serenidad, solidaridad y optimismo (Seligman & Csikszentmihalyi, 2000), siendo una de las líneas de investigación lo referente al bienestar psicológico.

El estudio del bienestar ha tomado dos posturas conceptuales marcadas: la tradición hedónica, enfocada al bienestar subjetivo, y la tradición eudemónica enfocada al bienestar psicológico (Díaz et al., 2006). Es así que dentro de los componentes hedónicos se encuentran la satisfacción vital y la afectividad positiva (Diener, 1984); y dentro de la tradición eudemónica se hallan la búsqueda de crecimiento personal, el desarrollo del potencial humano y el sentido de la vida (Salotti, 2006; Vielma & Alonso, 2010), los cuales comprenden elementos emocionales y cognitivos y que abarcan distintos contextos en los cuales se desempeña la persona (Casullo, 2002).

Esta última postura ha centrado su atención en indicadores de funcionamiento positivo, siendo Riff quien sintetizó los planteamientos en torno a su Modelo Multidimensional del Bienestar Psicológico (Riff, 1989; Riff & Singer, 1995), determinando la existencia de seis dimensiones diferenciadas que constituyen el bienestar psicológico (Vielma & Alonso, 2010):

1. Autoaceptación hace referencia a la actitud positiva o apreciación positiva de uno mismo estando consciente tanto de las virtudes, como de las propias limitaciones.
2. Capacidad de mantener relaciones positivas con otras personas, es decir, relaciones estables socialmente significativas, vínculos sociales, confianza en las personas cercanas y ser capaz de amar. Es así que, desde esta postura, el aislamiento social, la soledad y la pérdida del apoyo social afectan de forma negativa la salud física.
3. Autonomía se refiere a la capacidad de sostener la propia individualidad en diferentes contextos sociales, con base en las propias convicciones y el mantenimiento de la propia independencia y autoridad personal en el transcurso del tiempo.


4. Dominio del entorno es la capacidad de manejar de forma efectiva el medio y la propia vida. Hace referencia a tener la habilidad personal para elegir o crear entornos favorables y satisfacer los deseos y necesidades personales. Cuando las personas logran un alto dominio del entorno experimentan una sensación de control sobre el mundo y se sienten capaces de influir a su alrededor.
5. Crecimiento y la madurez a través de la búsqueda del desarrollo del propio potencial y el fortalecimiento de capacidades personales.
6. Creencia de propósito y el sentido de la vida en función de objetivos claros y metas realistas que doten de significado a las experiencias vitales pasadas y futuras.

Por su parte, el bienestar psicológico ha sido asociado a diversas variables personales tales como la extraversión (Bisquerra, 2000; Díaz-Morales & Sánchez-López, 2002), autoestima y autoeficacia (García-Viniegras & López, 2000), así como calidad de vida (Muñoz, 2007) y satisfacción. Con relación a este último punto, aquellos jóvenes más insatisfechos percibían que habían tenido menos logros y que en el futuro sus logros serían menores (Casullo, 2002).

De acuerdo con Castro-Solano y Sánchez-López (2000), la percepción del bienestar psicológico y la calidad general de vida están relacionadas con el logro de los objetivos vitales de los universitarios, ya que el bienestar psicológico es un indicador positivo de la relación del sujeto, que incluye aspectos valorativos y afectivos que se integran en la proyección futura y el sentido de la vida (Zapata, Bastida, Quiroga, Charra & Leiva, 2013), es decir, implica una disposición más o menos estable de evaluar en forma positiva o negativa la vida (Casullo, 2002).

En tal sentido, debe considerarse que la vida universitaria supone una exigencia mayor desde el punto de vista académico, en la que el estudiante se ve en la necesidad de implementar estrategias que faciliten la comprensión y adquisición significativa de contenidos curriculares (Domínguez, 2013). Dichas exigencias necesitan ser afrontadas con éxito para poder lograr los objetivos que se plantea el educando.

En ese proceso de exigencia y afrontamiento, tanto los aspectos cognitivos como motivacionales juegan un papel clave en la organización de la conducta académica que los estudiantes llevan a cabo para realizar las actividades que les demanda la vida universitaria (Mas & Medinas, 2007). En este sentido, el estudiante está involucrado en situaciones que le generan estrés, tales como su desempeño académico, su adaptación a las nuevas exigencias y la preocupación por su futuro, así como los horarios, tareas, evaluaciones, etc. (Peñacoba & Moreno, 1999). Es así que para que el estudiante tenga un desempeño exitoso, necesita tener las habilidades para afrontar dichas demandas, pero además tener la certeza de que va a lograr buenos resultados a partir de su accionar (Sánchez, Castañeiras, & Posada, 2011).

Entonces, en esta etapa muchas veces crítica, el sentido de bienestar psicológico puede ser clave para el éxito académico y logro de metas personales y profesionales (Rodríguez & Quiñones, 2012). Tal es así que es el bienestar la variable que tiene la relación más clara con los modos de afrontamiento (Marsollier & Aparicio, 2011; Tapia, Guajardo, & Quintanilla, 2008), y que además influiría en la aparición de trastornos psicológicos (Fierro & Jiménez, 2002).

Por su parte, Casullo (2002) se basó en los planteamientos sobre el bienestar psicológico de Riff (Riff, 1989; Riff & Singer, 1995) con el objetivo de elaborar un instrumento breve que evalúe dicho constructo. Ese instrumento, la Escala de Bienestar Psicológico para Adultos (Bieps-a), cuenta con un estudio psicométrico en el cual participaron 359 adultos argentinos (178 mujeres y 181 varones), de 19 a 61 años, de los cuales 40% tenía entre 18 y 25 años, y un 27% entre 26 y 35 años, y el porcentaje restante fueron mayores de 35 años. Para el análisis psicométrico se usó un análisis de componentes principales con rotación varimax en la cual se determina que el bienestar psicológico queda conformado por cuatro dimensiones: aceptación/control de situaciones, autonomía, vínculos sociales y proyectos. Dichos factores explicaron juntos el 53% de la varianza total del instrumento. Asimismo, la escala presenta una confiabilidad aceptable en el estudio original (alfa de Cronbach de .70), aunque la confiabilidad de las subescalas fue entre baja y moderada (Hogan, 2004), siendo los alfa de Cronbach para las subescalas de aceptación/control de situaciones, autonomía, vínculos sociales y proyectos de .46, .61, .49 y .59, respectivamente. Además de ello, no encontraron diferencias con respecto al sexo.

Si bien es cierto, son hallazgos importantes, no se han encontrado investigaciones en estudiantes universitarios peruanos con dicho instrumento, por lo que sería de suma utilidad contar con una herramienta breve para la evaluación del bienestar psicológico ya que la evaluación del bienestar en este grupo en particular puede facilitar la implementación de programas de intervención orientados teóricamente, a fin de poder abordar de forma adecuada al estudiante, sin considerarlo como fuente de patología, ya que se comprenderían sus necesidades si se consideran aquellos aspectos que mejor se relacionen con su aceptación y ajuste (Rodríguez & Quiñones, 2012).

Es así que el objetivo del presente trabajo fue obtener las primeras evidencias de validez y confiabilidad de la Escala de Bienestar Psicológico para Adultos (Bieps-a), desde el enfoque de las ecuaciones estructurales, que garanticen su uso en el contexto universitario.

Método

Diseño

Según Montero y León (2007) sería un estudio instrumental, destinado a la adaptación y estudio de las propiedades psicométricas de un test.

Participantes

La muestra de estudio estuvo conformada por 222 estudiantes de Psicología de una universidad privada de Lima Metropolitana, 67 varones y 156 mujeres, de edades comprendidas entre 16 y 44 años (Media=20.8; Desviación Estándar=3.58). El muestreo utilizado fue de tipo intencional.

Instrumento

Escala de Bienestar Psicológico para Adultos (Bieps-a) (Casullo, 2002) consta de 13 ítems (Anexo 1). Los ítems se puntúan de 1 a 3 (De acuerdo; Ni de acuerdo ni en desacuerdo; En desacuerdo). La puntuación obtenida en la ece oscila entre los 13 y los 39 puntos. Evalúa cuatro factores: aceptación/control de situaciones, autonomía, vínculos sociales y proyectos

Procedimiento

Se realizó un estudio piloto previo a fin de examinar el funcionamiento de la escala así como la comprensión de los ítems. En relación con ello, y al mostrarse una adecuada comprensión por parte de los participantes, se procedió con la aplicación masiva.

El inventario se administró como parte de una batería de evaluación psicológica propia de la casa de estudios, por lo cual fue necesario que los evaluados colocaran sus nombres, mas se consideró el manejo confidencial de los resultados. Los responsables del estudio explicaron las instrucciones que figuran en el protocolo de aplicación de la prueba, y se absolvieron las dudas que las personas evaluadas tuvieron.

Se utilizó el programa ViSta (Young, 2003) para el análisis descriptivo, el paquete R (R Development Core Team, 2007) y el módulo ViSta-cita (Ledesma & Molina, 2009) en lo que concierne al análisis de ítems y la confiabilidad por consistencia interna. Por último, el módulo AlphaTest (Lautenschlager & Meade, 2008) para la comparación de coeficientes de confiabilidad.

Resultados

Estadísticos descriptivos

Inicialmente se realizó un análisis de estadísticos descriptivos y de puntajes extremos, así como la inspección de la matriz de correlaciones a fin de descartar la existencia de multicolinealidad. Con relación al análisis descriptivo de los ítems, como se aprecia en la tabla 1, se constató que presentan indicadores de asimetría y curtosis adecuados, ninguno de los cuales exceden el rango +/- 1.5 (Pérez & Medrano, 2010; Ferrando & Anguiano-Carrasco, 2010). Del mismo modo, no fue detectada la presencia de puntajes extremos, ni multicolinealidad.

Análisis factorial confirmatorio

Fue realizado el análisis factorial confirmatorio hipotetizando el modelo tetrafactorial propuesto inicialmente por Casullo (2002). El método de estimación usado en este trabajo fue el de máxima verosimilitud, y aunque no se da el cumplimiento de supuesto de normalidad de los ítems, se utilizó ese método ya que el de mínimos cuadrados generalizados no es factible a medida que el modelo aumenta en tamaño y complejidad (Hair, Anderson, Tatham, & Black, 2004). Asimismo, se usarán los indicadores de ajuste absoluto más frecuentes en investigación debido a que ninguno de ellos aporta toda la información necesaria para valorar un modelo (Manzano & Zamora, 2010). Dichos indicadores son:

χ² (chi-cuadrado): se considera un ajuste adecuado cuando el estadístico chi-cuadrado tiene un nivel de significación asociado que sea mayor a .05, permitiendo aceptar la hipótesis nula, la cual postula que los errores del modelo son nulos (Ruiz, Pardo & San Martín, 2010). No obstante, en ocasiones se ve rechazada debido a que el estadístico chi-cuadrado es influido por el tamaño de la muestra (a mayor muestra, es más probable que se rechace la hipótesis nula, es decir, que el nivel de significación asociado al chi-cuadrado sea menor que .05).

Índice de Bondad de Ajuste (GFI) e Índice Ajustado de Bondad de Ajuste (AGFI): el gfi indica la proporción de covariación entre las variables explicada por el modelo propuesto (Ferrando & Anguiano-Carrasco, 2010). El agfi es el gfi ajustado con base en los grados de libertad y el número de variables (Manzano & Zamora, 2010). En ambos casos, los valores cercanos a uno hacen referencia a un buen ajuste, pudiéndose aceptar valores a partir de .80 (Hair et al., 2004).

Índice de Aproximación de la Raíz de Cuadrados Medios del Error (RMSEA): Estima el error de aproximación a un modelo correcto (Ferrando & Anguiano-Carrasco, 2010). Un valor menor a .05 indica que el ajuste es bueno. Pueden aceptarse valores hasta .10, pero es deseable un indicador cercano a cero (Ferrando & Anguiano-Carrasco, 2010; Sánchez & Sánchez, 1998).

Índice de la Raíz del Cuadrado Medio del Residuo (RMR): Es una medida descriptiva que indica la magnitud media de los residuales (Ferrando & Anguiano-Carrasco, 2010). Al igual que el índice anterior, un valor menor a .05 indica que el ajuste es bueno, incluso pueden aceptarse valores hasta .10 (Sánchez & Sánchez, 1998), pero es deseable un indicador cercano a cero.

Se usará el indicador de incremento Índice de Ajuste Comparativo (CFI), ya que es importante comparar de forma general el modelo estimado (en este caso, de cuatro factores) con el modelo nulo que indique independencia entre las variables estudiadas (Hair et al., 2004). Los valores cercanos a uno indican en qué medida el modelo especificado es mejor que el modelo nulo. Son aceptados valores por encima de.80 (Hu & Bentler, 1998).

Con base en los resultados, considerándose los valores examinados como adecuados para cada indicador, como se puede apreciar en la tabla 2 los valores obtenidos en el modelo hipotetizado da cuenta de un ajuste aceptable de los datos al modelo de cuatro factores propuesto por Casullo (2002). En tal sentido, de acuerdo a los hallazgos, los factores vienen configurados de acuerdo a la escala original.

Análisis de ítems y consistencia interna

Como se observa en la tabla 3, los ítems de la escala presentan correlaciones ítem-total que van desde .664 hasta .894, lo cual da cuenta de una elevada homogeneidad (Hogan, 2004). Asimismo, el alfa de Cronbach para la escala total fue de .966 (IC al 95%: .959; .972); de .884 (IC al 95%: .855; .908) para el factor Aceptación/Control; de .836 (IC al 95%: .794: .870) para el factor Autonomía; de .871 (IC al 95%: .838; .898) para el factor Vínculos; y de .908 (IC al 95%: .887: .926) para el factor Proyectos.

Discusión

El objetivo de la investigación fue obtener las primeras evidencias de validez de la Escala de Bienestar Psicológico para Adultos (Bieps-a) desde el enfoque de las ecuaciones estructurales que garanticen su uso en el contexto universitario limeño, dada la relevancia de este constructo, así como por sus posibles aplicaciones prácticas con estudiantes universitarios.

Se consideró adecuada la aplicación del análisis factorial confirmatorio, ya que este vino guiado por supuestos previos (Ferrando & Anguiano-Carrasco, 2010) y se le considera además como una aproximación fuerte a la validación de constructo (Messick, 1995; Pérez-Gil, Chacón & Moreno, 2000).

Los resultados fueron coherentes con la hipótesis previa que hacía referencia a una estructura de cuatro factores ya descritos anteriormente, presentando además índices de homogeneidad y coeficientes de confiabilidad elevados en la escala total y las subescalas.

Con relación a la estructura tetrafactorial, esta coincide con el trabajo original (Casullo, 2002), y siendo los índices de ajuste satisfactorios. Además de ello, debe considerarse que los resultados obtenidos dependen de la muestra analizada (Byrne, 2001).

Con respecto a la confiabilidad del instrumento, el coeficiente de consistencia interna de la escala completa, así como de las subescalas, es elevado ya que para Campo-Arias & Oviedo (2008) y Hogan (2004) el indicador óptimo de confiabilidad está entre .80 y .90, y además los intervalos para cada coeficiente de consistencia interna refuerzan esa postura.

Para darle mayor consistencia a la discusión de la confiabilidad, se compararon los alfa de Cronbach de las escalas totales a fin de encontrar diferencias significativas entre ellos mediante el método Feldt (1969; en Merino & Lautenschlager, 2003). De acuerdo a los resultados (Chi-Cuadrado = 479.0941; gl= 1; p <.0001) se concluye que la escala es menos confiable para adultos argentinos, lo cual puede estar influido por el tamaño de muestra que usaron para un rango de edad tan amplio.

Las primeras evidencias de validez y confiabilidad obtenidas en muestras de universitarios limeños para el instrumento utilizado son importantes ya que permitirán conocer una capacidad humana directamente relacionada con el sentido de la vida, la satisfacción y logros vitales. Del mismo modo, puede ser empleado como fase inicial en programas de intervención en esta población a fin de poder actuar de modo preventivo, dado que la Universidad es un periodo que implica una serie de ajustes constantes y la posibilidad de desarrollar trastornos está presente.

Entre las limitaciones cabe destacar que la muestra de estudio no es representativa de todos los estudiantes universitarios, por lo cual los hallazgos presentados no pueden generalizarse, ya que solo tienen carácter local. No obstante, dadas las fortalezas conceptuales y psicométricas de la escala, se sugiere iniciar estudios en diversos centros de enseñanza, ya que es un aspecto relacionado con la satisfacción y calidad de vida de las personas. Además de ello, deben implementarse estrategias de validación externas (correlación con otros criterios) a fin de garantizar una adecuada interpretación de las puntuaciones.

Es así que de acuerdo a los hallazgos, la escala estudiada cuenta con propiedades psicométricas adecuadas para seguir con estudios para obtener evidencias de validez utilizando otras estrategias, apoyando así su uso como instrumento de valoración del bienestar psicológico en estudiantes universitarios, teniendo en consideración que los hallazgos no son concluyentes.

Queda pendiente para futuras investigaciones ampliar la muestra a otros contextos culturales. Asimismo, se recomienda examinar las diferencias de acuerdo al sexo y carrera profesional, toda vez que son aspectos importantes a tener en cuenta.

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