Espanhol (pdf)
Artigo em XML
Referências do artigo
Tradução automática
Enviar este artigo por email
Citado por SciELO 
Citado por Google 
Similares em
SciELO 
Similares em Google 
Permalink
Introducción
La felicidad ha sido estudiada, analizada y discutida desde hace varios siglos, sobre todo en el campo de la teología o la filosofía; su abordaje analítico ha generado que grandes pensadores hayan planteado sus ideas al respecto (p. ej. Confucio; vid. Velado, 2014). Sin embargo, los investigadores suelen recurrir inicialmente a los filósofos griegos para explicar los primeros aportes al respecto, y es en esa línea argumentativa que Salvatore (2016) y Domínguez e Ibarra (2017) presentan reseñas sucintas sobre los planteamientos de los principales filósofos griegos. Empero, es menester reconocer que estos planteamientos iniciales, y la reivindicación de la definición de Aristóteles como la definición prístina, no agotan el análisis filosófico de la felicidad, sus estudios llegan hasta el siglo XX con autores como Russell (1984) y Spaemann (1991), por mencionar solamente a algunos.
Independientemente del análisis filosófico, la psicología también ofrece un amplio acervo de teorías y datos empíricos sobre la felicidad, destacando entre sus estudiosos a los psicólogos humanistas (Maslow, 1954) y más recientemente a los seguidores de la psicología positiva (Seligman, 2002; 2011); en este último campo de estudio se desarrolló la discusión sobre la felicidad alrededor de dos ejes analíticos: el terminológico y el teórico-conceptual.
El primer análisis que enfrentaron los estudiosos, al respecto de la felicidad, fue el determinar el uso del término felicidad en la psicología. Un análisis concluyente y a la vez determinante condujo a Diener (1984) a afirmar que era preferible utilizar el término bienestar por ser más manejable desde una visión psicológica. A pesar de la amplia aceptación que tuvo este nuevo término, algunos autores decidieron seguir utilizando el término felicidad (Csikszentmihalyi, 1990; Lyubomirsky, 2001; Veenhoven, 2015), adscribiéndose la presente investigación a esta línea terminológica.
El segundo análisis condujo a la proliferación de múltiples conceptualizaciones sobre la felicidad. Ante este panorama, Hernández y Valera (2001) realizaron un análisis que los condujo a reconocer que las diferentes conceptualizaciones sobre la felicidad pueden ser clasificadas en cuatro pares dicotómicos: a) Teorías de abajoarriba frente a teorías de arriba-abajo; b) Teorías finalistas frente a teorías de la actividad; c) Teorías cognitivas (teorías asociacionistas frente a teorías del juicio), y d) Teorías integradoras.
Más allá de estas clasificaciones y a la multiplicidad de teorías que remiten, en la presente investigación se elige la teoría de Lyubomirsky (2001; 2008) como sustento teórico que define su núcleo central con base en cinco tipos de postulados.
Inicialmente, se puede identificar en esta teoría un postulado conceptual, a partir del cual esta autora y sus colaboradores, basándose en Diener (1984), definen a la felicidad en términos de una mayor frecuencia de afectos positivos, una alta satisfacción vital y una baja frecuencia de afectos negativos (Lyubomirsky, Sheldon & Schkade, 2005).
Por otra parte, y trascendiendo el nivel conceptual, esta teoría tiene como postulado teórico central la idea de que la felicidad se explica por una estructura trifactorial: a) una predisposición genética (en ese sentido la heredabilidad genética es responsable del 50 % de los niveles de felicidad de una persona); b) la actividad deliberada e intencional del ser humano (bajo este supuesto las acciones orientadas a lograr la felicidad son responsables de un 40 % del nivel de felicidad de una persona), y c) las circunstancias que circunscriben y significan la realidad inmediata del individuo (en este sentido la región cultural, geográfica, social o económica, aunada a circunstancias personales como edad, sexo, raza, etc., son responsables del 10 % restante de los niveles de felicidad) (Lyubomirsky, et al. 2005; Lyubomirsky, 2008).
Con relación al tipo de felicidad estudiado, estos autores proponen dos postulados secundarios que les permite afirmar que: a) la atención teórica está centrada en el nivel de felicidad propio de una persona durante un período específico de su vida (este es el nivel y tipo de felicidad que se denomina crónica), y b) La felicidad crónica puede incrementarse, pero no más allá del punto de ajuste personal determinado por factores genéticos, que en el caso de los adultos puede llegar a explicar un 80 % de la varianza del nivel obtenido (Lyubomirsky, et al. 2005).
Como complemento a estas tesis teóricas, los autores presentan dos postulados secundarios con relación al efecto de la presencia de la felicidad: en primer lugar, se puede afirmar que las personas con mayores niveles de felicidad suelen tener éxito en los diferentes ámbitos de su vida, como sería el caso del matrimonio, la formación profesional, la amistad, el desempeño laboral y su salud personal, por mencionar solamente algunos (Lyubomirsky, King & Diener, 2005), y como segundo postulado, en esta misma línea discursiva, se afirma que las personas que se autoperciben o se consideran más felices pueden responder de manera más adaptativa a diversas experiencias de la vida cotidiana (Lyubomirsky, Sheldon, et al. 2005; Lyubomirsky & Tucker, 1998).
Finalmente, los autores agregan dos postulados relativos a la medición de la felicidad. A este respecto, Lyubomirsky, Sheldon, et al. (2005) consideran que la felicidad es centralmente un fenómeno de carácter subjetivo, por lo que su valoración debe depender de quien la vive o la percibe, y que, ante este posicionamiento, es necesario usar una medición de la felicidad que se base fundamentalmente en los autoinformes de las personas (Lyubomirsky, Sheldon, et al. 2005).
En congruencia con estos últimos postulados, los de mayor interés para la presente investigación son los que Lyubomirsky y Lepper desarrollaron en 1999, es decir, la Subjective Happiness Scale o Escala de Felicidad Subjetiva. Esta escala se fundamenta en la perspectiva de quien responde, en el entendido de que la mayoría de las personas suelen poseer su propia idea de qué es ser feliz y son capaces de reportarlo (Lyubomirsky, 2008).
La Escala de Felicidad Subjetiva se conforma por 4 ítems que se responden mediante un escalamiento tipo Likert de siete valores, representando una medida general de felicidad subjetiva. Esta escala fue validada originalmente en muestras estadounidenses y rusas (Lyubomirsky & Lepper, 1999), para posteriormente validarse en múltiples países, entre los que se pueden mencionar a Grecia (Karakasidou, Pezirkianidis, Stalikas & Galanakis, 2016), Hungría (Szabo, 2019), México (Quezada, Landero & González, 2016), Rumania (Cazan, 2017), Argentina (Ortiz, Gancedo & Reyna, 2013), China (Chin-Lung, Po-Lin, Po-Jui, Hsiang-Yi, Yi-Chao & Shih-Chi, 2019), Chile (Vera-Villarroel, Celis-Atenas & Córdova- Rubio 2011), Brasil (Damásio, Zanon & Koller, 2014), Colombia (Quiceno, Vinaccia, Ibáñez, Álvarez, Jiménez. Pinzón & Serna, 2012) y Portugal (Mota, Marques, Pedro, Pozo-Rosado & Guerreiro, 2017), por mencionar solamente algunos.
En su validación en países latinoamericanos de habla hispana los resultados se muestran satisfactorios: a) en México (Quezada et al. 2016) se reporta una confiabilidad adecuada (α = .77) y una estructura unidimensional; b) en Argentina (Ortiz et al. 2013) se obtuvieron coeficientes en alfa de Cronbach superiores a .68 y una estructura unifactorial, y c) en Chile (Vera-Villarroel et al. 2011) se informan confiabilidades entre .73 y .87 y una estructura factorialmente pura (un factor).
Cabe destacar que en el caso mexicano un segundo estudio de validación (Hernández & Landero, 2014) confirma los resultados ya obtenidos; sin embargo, sus resultados muestran un desbalance en el peso factorial reportado en cada una de las preguntas, ya que mientras las tres primeras presentan saturaciones superiores a .800, la cuarta pregunta desciende drásticamente hasta .434. Este comportamiento no es excepcional, sino recurrente (Cazan, 2017; Ortiz et al. 2013), llegando al grado que se ha planteado la supresión hipotética del cuarto ítem (Karakasidou, et al. 2016).
La hipótesis subyacente para este comportamiento es que la redacción de un ítem que se realiza en términos negativos y, al mismo tiempo, en términos comparativos confunde a algunos de los encuestados. Ante esto, cabe preguntarse, ¿qué tan viable es la supresión de este ítem de la escala?
Como respuesta a esta pregunta, se considera que la posible eliminación de este ítem es justificable teóricamente atendiendo a los postulados que la propia teoría establece para su medición (vid. supra), ya que tres ítems que aborden de manera molar la variable pueden dar la misma información (o hasta mejor en el caso de que el ítem eliminado cree confusión en los encuestados) que una versión de cuatro ítems, puesto que, a diferencia de otras escalas, no se eliminan dimensiones constituyentes o indicadores específicos.
Ante esta situación, se decide realizar el presente estudio que analiza la aceptabilidad, confiabilidad y estructura factorial de la Escala de Felicidad Subjetiva (Lyubomirsky & Lepper, 1999) para determinar si es mejor la versión original de cuatro ítems o una versión de solo tres ítems, eliminando la cuarta pregunta.
Método
El presente estudio se puede caracterizar como instrumental al estar orientado a establecer las propiedades psicométricas (aceptabilidad, confiabilidad y estructura factorial) de dos versiones de un mismo instrumento: una de cuatro ítems y una de tres ítems.
Participantes
Para el análisis se tomaron cuatro bases de datos de estudios previos realizados en México: a) la primera muestra está conformada por 106 estudiantes de educación media superior, superior y posgrado de diferentes instituciones de la ciudad de Durango; b) la segunda muestra la integran 95 estudiantes de educación superior de una sola institución; c) la tercera muestra se conforma por 80 participantes, todos ellos personal docente y paradocente de una zona escolar de educación especial de la ciudad de Durango, y d) la cuarta muestra está constituida por 90 estudiantes de diferentes estados de la República Mexicana que participaban en un proceso de certificación de yoga deportivo; cabe mencionar que en este último caso los participantes están insertos de manera regular en el mundo laboral, sea como docentes, profesionistas diversos (arquitectos, abogados, nutriólogos, psicólogos, etc.), instructores de yoga o practicantes de medicinas alternativas. Como se puede observar, estas muestras recolectadas secuencialmente y de manera independiente ofrecen una variedad que enriquece el análisis llevado a cabo con la base general que las integra y que quedó constituida por 371 cuestionarios.
En la Tabla 1 se describen las características sociodemográficas de cada una de estas muestras. Cabe mencionar que en la base general el 19.4 % son hombres y el 80.6 % son mujeres; asimismo, la edad mínima es de 18 años, la máxima de 62 años y el promedio de 31 años.
Tabla 1 Caracterización de las muestras que conforman la base de datos para la presente investigación
| Muestras | Valores | Porcentaje |
|---|---|---|
| Muestra 1 | Hombres | 37.7% |
| Mujeres | 62.3% | |
| Edad | Mínima: 18 años | |
| Promedio: 30 años | ||
| Máxima: 56 años | ||
| Bachillerato | 8.5% | |
| Licenciatura | 44.3% | |
| Maestría | 21.7% | |
| Doctorado | 25.5% | |
| Muestra 2 | Hombres | 10.5% |
| Mujeres | 89.5% | |
| Edad | Mínima:18 años | |
| Promedio: 19 años | ||
| Máxima: 24 años | ||
| Primer semestre de Lic. | 30.1% | |
| Tercer semestre de Lic. | 47.3% | |
| Quinto semestre de Lic. | 22.6% | |
| Muestra 3 | Hombres | 18.4% |
| Mujeres | 81.6% | |
| Edad | Mínima: 24 años | |
| Promedio: 39 años | ||
| Máxima: 55 años | ||
| Trabajadores Sociales | 9.5% | |
| Maestros | 66.2% | |
| Directores | 6.6% | |
| Psicólogos | 6.6% | |
| Asistentes Educativos | 4.1% | |
| Otras funciones | 7% | |
| Muestra 4 | Hombres | 6.7% |
| Mujeres | 93.3% | |
| Edad | Mínima: 18 años | |
| Promedio: 40 años | ||
| Máxima: 62 años | ||
| Trabajo docente | 29.8% | |
| Trabajo en otras profesiones | 11.9% | |
| Instructores de Yoga | 16.7% | |
| Ama de casa | 10.7 | |
| Otras ocupaciones | 31% |
Fuente: elaboración propia.
Instrumento
Para la recolección de la información se utilizó la Escala de Felicidad Subjetiva (Lyubomirsky & Lepper, 1999), la cual se compone de cuatro ítems que se responden mediante un escalamiento tipo Likert con siete posibles alternativas de respuesta que van desde no muy feliz a muy feliz (ítem 1), de menos feliz a más feliz (ítem dos) o de casi nada a muchísimo (ítems 3 y 4). Esta escala, en congruencia con los postulados teóricos ya esbozados, mide la felicidad subjetiva, de carácter global o molar mediante enunciados en los que la persona se evalúa a sí mismo (dos ítems) o se compara con quienes le rodean (dos ítems). Los análisis factoriales desarrollado por los diferentes autores de habla hispana (Hernández & Landero, 2014; Ortiz et al. 2013; Quezada et al. 2016; Vera-Villarroel et al. 2011) han confirmado esta estructura molar al presentarse en sus respectivos análisis un solo factor o dimensión.
En la presente investigación fue utilizada la versión mexicana de la Escala de Felicidad Subjetiva que fue validada por Quezada et al. (2016); su traducción se efectuó a través del procedimiento denominado “traducción inversa”. La redacción final para el ítem 4 fue cambiada por estos investigadores enfatizando el “no” como adverbio negativo, en letras negritas, para que en la lectura se facilitara la interpretación, ya que con esto se resaltaba la forma negativa de la declaración. A esta versión solo se le hizo un agregado: el adverbio “no”, presente en el cuarto ítem, se escribió en mayúsculas para los cuestionarios utilizados en las investigaciones que sirvieron de precedente al presente proceso de validación.
Procedimiento
Una vez que se establecieron los objetivos de la presente investigación, se procedió a localizar y obtener las bases de datos de los cuatro estudios realizados previamente. Una vez que se tuvieron las cuatro bases de datos, se armó una base de datos general y se procedió a realizar los respectivos análisis estadísticos.
Primeramente, se efectuaron tres tipos de análisis: a) con los cuatros ítems (el ítem cuarto codificado de manera directa o en su “sentido negativo” para respetar la redacción del ítem), b) con los cuatro ítems (el ítem cuarto codificado en “sentido positivo” o de manera inversa a como se había respondido) y c) con tres ítems (eliminado el cuarto ítem). Los primeros resultados reportaron datos muy pobres en la primera opción (p. ej. α = .35), por lo que se decidió continuar el análisis solamente con las dos últimas opciones: 1) con los cuatro ítems (el ítem cuarto codificado en “sentido positivo” o de manera inversa a como se había respondido) y 2) con tres ítems (eliminado el cuarto ítem).
En un primer momento, se obtuvieron los datos descriptivos de la población a través de la media aritmética y la desviación estándar.
En un segundo momento, se trabajó con la aceptabilidad, entendida como la calidad, completud y distribución de los datos (Hilari et al., 2003) a partir de cinco procedimientos: la distancia entre la media y mediana, el porcentaje de valores perdidos, el análisis de consistencia interna (relación ítem-test) y los efectos suelo y techo. La distancia entre la media y mediana fue calculada después de obtener ambas medidas y ver la diferencia entre ellas, transformando esa diferencia en porcentaje. La regla de decisión al respecto fue un estándar arbitrario ≤ 10 % de la puntuación máxima. El porcentaje de valores perdidos fue reportado directamente por el programa utilizado a partir de una tabla de distribución de frecuencia. La regla de decisión fue < 5 %. El análisis de consistencia interna fue calculado a partir del estadístico Rho de Spearman, ya que los ítems no presentaban una distribución normal (K-S = .00) para relacionar cada ítem conla media global del instrumento. La regla de decisión fue ≥ 0.40. Para calcular los efectos suelo y techo se tomó como referencia el 10 % de los puntajes más bajos de la escala (ubicados en el primer decil) y los puntajes más altos de la escala (ubicados después del decil 9), respectivamente. La regla de decisión fue <15 %. En el caso de la asimetría y la curtosis, se consideraron como límites aceptables: −1.5 a +1.5).
En un tercer momento, se obtuvo el alfa de Cronbach y la confiabilidad por mitades, según la fórmula de Spearman-Brown de la escala, y posteriormente el alfa de Cronbach en caso de eliminar un ítem. Para su interpretación se tomó como base la escala de valores propuesta por George y Mallery (2003).
En un cuarto momento, se realizó el Análisis Factorial Exploratorio a través del método de Máxima Verosimilitud con rotación Oblimin Directo. Ante el hecho de que en la base de datos utilizada hubiera una mayor presencia de mujeres que de hombres, en una proporción de 1 a 4, se decidió realizar un análisis de varianza para determinar si esta situación podría influir en los resultados arrojados por el Análisis Factorial Exploratorio. Los resultados obtenidos por la U de Mann-Whitney indicó valores de significación que iban desde .255 hasta .960, lo que mostró que la diferencia en la cantidad de miembros de cada sexo no establece una diferencia significativa en los resultados obtenidos, por lo cual se decidió no realizar el Análisis Factorial Exploratorio para determinar la Invariabilidad a través del sexo.
En un quinto momento, se realizó el Análisis Factorial Confirmatorio en las dos versiones de la escala: la de cuatro ítems y la de tres ítems a través del método Unweighted Least Squares (ULS). Todos los análisis fueron realizados en el Programa SPSS, versión 24, a excepción del Análisis Factorial Confirmatorio que se realizó con el programa LISREL 8.80 Student.
Consideraciones éticas
En cada uno de los estudios que generaron, en su momento, las bases de datos utilizadas en la presente investigación, los investigadores trabajaron con estricto apego a la protección de los derechos y garantías de los participantes en la investigación (sección 8.01 de los principios éticos de la American Psychological Association, 2017); asimismo, cada una de las investigaciones desarrolladas fueron consideradas como investigaciones sin riesgo, ya que eran indagaciones ex post facto sin intervención, y en la obtención de la información se utilizaron solamente cuestionarios que no generaron cambios de manera intencionada en los participantes (artículo 17, fracción I, del Reglamento de la Ley General de Salud en Materia de Investigación en Salud de la Secretaría de Salud, 1987).
Se pudo constatar directamente que los cuestionarios utilizados en las diversas investigaciones tenían un carácter anónimo y que en su presentación se les aseguraba la confidencialidad de las respuestas brindadas y se les reiteraba (ya que de manera oral ya se les había informado) que su llenado tenía un carácter voluntario.
El proyecto de investigación que dio origen a la presente investigación fue aprobado por el Comité de Investigación Educativa, dependiente del Programa de Investigación, de la institución de adscripción del autor, una vez que se comprobó que se cumplían las condiciones éticas requeridas en su propia normatividad.
Resultados
Datos descriptivos
Los datos descriptivos de cada uno de los ítems que conforman la Escala de Felicidad Subjetiva son los siguientes: ítem 1: x = 5.65, s2 = 1.21; ítem 2: x = 5.53, s2= 1.32; ítem 3: x= 5.35, s2= 1.34, e ítem 4: x= 4.71, s2= 1.87. La media general de la versión de cuatro ítems es de 5.32 (s2= 1.09) y de la de tres ítems es 5.51 (s2= 1.14)
Aceptabilidad
En la Tabla 2 se presentan los resultados obtenidos en los siete procedimientos indagados en este rubro. Como se puede observar en el caso de la relación media/ mediana, de los valores perdidos, de la consistencia interna, del efecto suelo y la asimetría, todos los ítems presentaron valores aceptables dentro del rango establecido; mientras que en caso del efecto techo y de la curtosis todos los ítems y uno de ellos, respectivamente, superaron el límite establecido.
Tabla 2 Resultados de los procedimientos seguidos en la aceptabilidad
| Ítems | Media/Mediana | Valores perdidos | Consistencia Interna | Efecto suelo | Efecto | Curtosis | Asimetría |
|---|---|---|---|---|---|---|---|
| Item1 | 5% | .3% | .767** | 10% | 27% | 1.590 | -1.098 |
| Item2 | 6% | .8% | .806** | 12.7% | 24.4% | 1.343 | -1.123 |
| Item3 | 9% | .5% | .745** | 7% | 19.2% | .389 | -.877 |
| Item4 | 4% | 2.4% | .698** | 14.6% | 24.3% | -1.241 | -.259 |
Nota: se destacan con negritas los valores que no respetan la regla de decisión establecida para cada caso. ** p< .01. Fuente: Elaboración propia.
Otro dato que sobresale, más allá de la regla de decisión asumida, es que los datos muestran cómo los dos ítems donde la persona se compara con otros (2 y 4) presentan el efecto suelo más alto.
Confiabilidad
En la opción 1 se obtuvo un coeficiente en alfa de Cronbach de .739 y en la opción 2 fue de .861; mientras que, en el caso de la confiabilidad por mitades, según la fórmula de Spearman-Brown para longitudes iguales o desiguales según correspondiera, se obtuvieron valores .746 para la opción 1 y de .835 para la opción 2.
Los resultados del nivel de confiabilidad en alfa de Cronbach en caso de eliminar un ítem indican que con los tres primeros ítems el nivel de confiabilidad baja (α = .619; α = .591; α = .643; respectivamente) y solo al eliminar el ítem 4 se incrementa el nivel de confiabilidad (α = .861).
Análisis Factorial Exploratorio
En la versión de 4 ítems se obtuvo un valor, en la prueba de KMO, de .747 y un nivel de significación de .00 en la prueba de esfericidad de Bartlett, por lo que se consideró adecuado realizar el análisis factorial exploratorio. En la Tabla 3 se presentan las comunalidades obtenidas por cada uno de los ítems y, como se puede observar, solamente el ítem 4 no cubre el requisito de saturar por encima de .300. Una vez hecho el análisis, el programa reporta un solo factor que explica el 53 % de la varianza. La matriz factorial con los respectivos pesos factoriales de cada ítem se presenta en la Tabla 3; como se muestra, solamente el ítem 4 no supera la saturación de .350.
Tabla 3 Comunalidades y pesos factoriales de los ítems que conforman las dos versiones de la escala
| Versión | Ítems | Inicial | Extracción | Peso factorial |
|---|---|---|---|---|
| De 4 ítems | FEL1 | .566 | .661 | .813 |
| FEL2 | .630 | .816 | .903 | |
| FEL3 | .493 | .569 | .754 | |
| FEL4 | .092 | .101 | .317 | |
| De 3 ítems | FEL1 | .561 | .654 | .809 |
| FEL2 | .628 | .824 | .908 | |
| FEL3 | .492 | .567 | .753 |
Fuente: elaboración propia.
En la versión de 3 ítems se obtuvo un valor de .718 en la prueba KMO y un nivel de significación de .00 en la prueba de esfericidad de Bartlet, por lo que se consideró viable realizar el análisis factorial exploratorio. En la Tabla 3 se presentan las comunalidades de cada uno de los ítems y, como se puede ver, todos los ítems cubren el criterio de valores por encima de .300. Una vez hecho el análisis, el programa reporta un solo factor que explica el 68 % de la varianza. La matriz factorial y los respectivos pesos factoriales de cada ítem se presentan en la Tabla 3; como se muestra, todos los ítems presentan saturaciones por encima de .350.
Análisis Factorial Confirmatorio
El Análisis Factorial Confirmatorio se realizó con las dos versiones de la escala que se han estado analizando hasta el momento.
Los resultados obtenidos en la opción 1 (4 ítems) son los siguientes: χ 2 = 0.96; df =2; p-value =0.61807; χ 2 /df = 0.54; GFI (Goodness of Fit Index) = 1.00; AGFI (Adjusted Goodness of fit index)= 1.00; RMSEA= 0.000; Confidence Interval for RMSEA= 0.00-0.83; pvalue for test of close Fit (RMSEA <.05) = 0.79; CFI (Comparative Fit Index)= 0 1.00, y AIC =590.28.
En el caso de la opción 2 (3 ítem), los resultados reportan un ajuste perfecto con los siguientes valores: χ 2 = 0.00; df = 0; p-value = 1.00; RMSEA = 0.000. Como se puede observar, la opción 1 presenta buenos valores que indican un buen ajuste al modelo; sin embargo, la opción 2 presenta un ajuste perfecto.
Discusión
En la presente investigación se aborda el análisis de la Escala de Felicidad Subjetiva pues, a pesar de mostrar resultados satisfactorios en sus procesos de validación en diferentes países, algunos estudios muestran algunas inconsistencias o anomalías, siendo de interés para la presente investigación el comportamiento del ítem 4.
Los análisis efectuados conducen a reconocer varias situaciones que inclinan la balanza al uso de una versión de la escala de 3 ítems, en detrimento de la de cuatro ítems.
En el caso de la aceptabilidad, el efecto suelo es mayor en los dos ítems donde se pide a la persona que se compare con otras, siendo todavía mayor en el ítem 4; mientras que el número de valores perdidos es muy superior en el ítem 4 con relación a los otros tres.
Con respecto a la confiabilidad, el análisis permite transitar de α = .739, de la versión de cuatro ítems, a la de α = .861, de la versión de tres ítems, así como de una confiabilidad por mitades, según la fórmula de Spearman-Brown para longitudes iguales o desiguales, según correspondiera, de .746 a una de .835; resultados que, interpretados con la escala de valores propuesta por George y Mallery (2003), permiten afirmar que se transita de una confiabilidad aceptable, a una buena.
Por su parte, el Análisis Factorial Exploratorio muestra la superioridad de la versión de tres ítems sobre la de cuatro ítems, al no presentar problemas en las comunalidades, un porcentaje más alto de varianza explicada y pesos factoriales mayores.
El Análisis Factorial Confirmatorio presenta indicadores que permiten afirmar que la opción de tres ítems tiene mejor bondad de ajuste que la de cuatro ítems al reportar un ajuste perfecto.
A partir de estos resultados se considera que es mejor el uso de la Escala de Felicidad Subjetiva con solo tres ítems en población mexicana; la eliminación del cuarto ítems no solo no afecta psicométricamente a la escala, sino que la mejora. A este respecto, es necesario recordar que el establecimiento de ítems negativos o invertidos en una escala para enfrentar el fenómeno de la aquiescencia se ha considerado un procedimiento inadecuado (Tomás, Sancho, Oliver, Galiana & Meléndez, 2012) y el resultado obtenido en esta investigación lo confirma; aunque también se debe reconocer que en este caso el ítem cuatro no solo presentaba el problema de ser redactado en sentido negativo, sino que se asociaba al hecho de pedir una comparación al respecto con otras personas.
En su momento, Karakasidou et al. (2016) no se decidieron a sugerir la eliminación del cuarto ítems, pensando en que quedarían pocos ítems para una escala; sin embargo, al ser una medida molar de la felicidad, tres ítems pueden ayudar de igual manera que cuatro, de hecho, ya se está planteando el uso de un solo ítem (Muratori, Zubieta, Ubillos, González & Bobowik, 2015) con buenos resultados.
Queda pendiente un aspecto importante que discutir: el hecho de que el efecto techo de todos los ítems superaron el límite establecido, y aunque este valor, junto al del efecto suelo, estén más asociados a la ejecución de tareas en tratamientos experimentales, en el presente caso puede indicar una tendencia a sobrevalorar su nivel de felicidad por los propios encuestados, lo que equivaldría a un sesgo subjetivista que pondría entre paréntesis los valores reportados. Queda en la mesa de la discusión este tema para continuar su análisis; personalmente, y de momento, se considera que se puede explorar la indagación con una escala mayor de valores (p. ej. 10).
Para finalizar este estudio es necesario comentar que se considera como principal limitación el hecho de haber configurado su base de datos con otras provenientes de otras investigaciones, ya que al explorar cada cuestionario, variables secundarias diferentes y en diferente orden se pudo generar un efecto de asociación o contaminación, por lo que se hace necesario replicar este estudio y observar si los resultados se mantienen. Asimismo, otra limitante es que la base de datos fue construida a partir de la aplicación de la versión de cuatro ítems y para los análisis desarrollados con la opción 2 se eliminó el cuarto ítem, por lo que sería recomendable realizar una aplicación que desde el inicio solo contemple los tres ítems y analizar nuevamente sus propiedades.
