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La afectividad tiene una importante relación con el bienestar y el malestar percibido por las personas (Padrós Blázquez, 2002). Para poder comprender la afectividad se ha intentado hipotetizarla desde varios constructos (Moriondo, De Palma, Medrano y Murillo, 2012). Uno de ellos factoriza las experiencias emocionales descriptivamente desde dos polos independientes y unipolares, por un lado la afectividad positiva y por el otro la afectividad negativa (Watson, 2002).

La afectividad positiva (ap) se puede definir como el punto hasta el cual una persona se siente apasionada, activa, alerta, llena de energía, con niveles altos de participación gratificante y complacencia, entre otros. A su vez, la afectividad negativa (an) representa una situación general de malestar subjetivo y participación desagradable que incluye una variedad de estados aversivos como el desprecio, el disgusto, la ira, la culpa, el miedo y el nerviosismo (Watson, Clark y Tellegen, 1988).

Los estudios muestran que la ap sería un elemento protector que propende hacia la salud mental y otras medidas de ajuste psicológico (Cejudo, López-Delgado y Rubio, 2016; Cross y Pressman, 2017; Perugache Rodríguez, Caicedo Leiton, Barón Guerrero y Tenganan, 2016; Pinedo González, Arroyo González y Caballero San José, 2017; Sturgeon, Zautra y Arewasikporn, 2014), en cambio, la an actuaría como un factor de riesgo de problemas de salud mental (Martín Carbonell, Riquelme Marín y Pérez Díaz, 2015) y de enfermedades (Krijthe et al., 2011).

La ap es uno de los dos componentes centrales del bienestar subjetivo, junto a la satisfacción por la vida; sin embargo, mientras el primero constituye su componente afectivo, el segundo es el componente cognitivo (Diener y Suh, 1998). La satisfacción con la vida se define como la evaluación que una persona hace hacia su historia de vida, tomando como criterio de comparación estándares que son significativos para cada individuo (Arias y García, 2018). Debido a esta relación, la satisfacción con la vida se ha relacionado positivamente con la ap y negativamente con la an (Liang y Zhu, 2015), sin embargo son variables independientes entre sí que en conjunto permiten obtener una visión más amplia del bienestar individual (Diener, Emmons, Larsen y Griffin, 1985).

A su vez, se ha relacionado a la an con el malestar emocional, de lo cual se ha encontrado relaciones significativas con la sintomatología depresiva (Robles Ojeda, Galicia Moyeda, Sánchez Velasco y Pichardo Hernández, 2015). La depresión se ha convertido en un importante problema de salud mental a nivel mundial (Mueses-Marín, Montano, Galindo, Alvarado-Llano y Martínez-Cajas, 2019) y los estudios muestran que tiende a relacionarse directamente con la an e inversamente con la ap (Martín Carbonell et al., 2015).

Para medir el nivel de ap y an, se han desarrollado varias escalas (p.ej., Diener y Emmons, 1984). Sin embargo, la que se ha utilizado más ampliamente por su brevedad de aplicación y adecuada fiabilidad es la Escala de afecto positivo y negativo (panas), desarrollada por Watson et al. (1988). Esta escala posee un formato de 20 adjetivos que describen emociones, 10 positivas y 10 negativas, lo que permite medir independientemente la ap y la an. Con la panas se pueden realizar evaluaciones de la afectividad estado y la afectividad rasgo, para lo cual basta con cambiar la consigna de evaluación. Para medir la afectividad rasgo se incluye en las instrucciones la palabra usualmente y para medir la afectividad estado se utiliza la instrucción “en la última semana, incluyendo hoy” (Moral de la Rubia, 2011).

Por medio de la operación de restar el puntaje de an al puntaje de ap se obtiene una medida del balance afectivo, en la cual un valor positivo refleja un predominio de ap sobre an, mientras que un valor negativo refleja un predominio de an sobre ap (Sanjuán, 2011). Una de las ventajas del balance afectivo sobre las medidas unidimensionales de ap y an es que controla los sesgos de los polos emocionales (Schimmack y Diener, 1997).

En su traducción al español, la panas ha mostrado adecuadas propiedades psicométricas en varios contextos. En los distintos países en el que se ha estudiado se ha encontrado una estructura interna de dos factores, al igual que en su formulación original, y consistencias internas que fluctúan entre α = .73 y .90 para ap y entre α = .79 y .92 para an. Entre los países que se han estudiado se encuentran España (López-Gómez, Hervás y Vázquez, 2015; Nolla, Queral y Miró, 2014; Sandín et al., 1999), Perú (Gargurevich y Matos, 2012), México (González Arratia López Fuentes y Valdez Medina, 2015; Moral de la Rubia, 2011; Robles y Páez, 2003), Chile (Dufey y Fernandez, 2012) y Argentina (Moriondo et al., 2012). La panas también ha sido utilizada y adaptada en diversos grupos etarios, por ejemplo, niños y adolescentes (Sandín, 2003), adultos (Moriondo et al., 2012) y adultos mayores (Blanco, 2012; Nolla et al., 2014); también en diversas poblaciones, como universitarios (Dufey y Fernandez, 2012), población general (López-Gómez et al., 2015), parejas casadas (Moral de la Rubia, 2011), incluso se han realizado análisis transculturales (Sandín et al., 1999).

Su amplia utilización en distintos lugares y poblaciones, sus excelentes propiedades psicométricas y su estructura breve y de fácil aplicación convierten a la panas en una escala adecuada para la medición de la afectividad y, por lo tanto, se la ha elegido para su evaluación en el contexto ecuatoriano. El contar con esta medida permitirá realizar estudios instrumentales más avanzados e incluso análisis predictivos que incluyan la ap o la an, en población ecuatoriana.

En el presente estudio se pretendió confirmar su estructura factorial bidimensional y aportar información respecto a su confiabilidad. Para medir su validez discriminante y convergente se evaluó su correlación con la satisfacción con la vida y con la sintomatología depresiva tomando en cuenta las relaciones que se han encontrado en los estudios de Cejudo et al. (2016) y de Robles Ojeda et al. (2015). Se esperaba encontrar una relación positiva baja o moderada entre la ap y la satisfacción con la vida, y positiva baja o moderada entre la an y la sintomatología depresiva (Crawford y Henry, 2004; Rey Peña y Extremera Pacheco, 2016).

Método

Participantes

La recolección de los datos se obtuvo de manera no probabilística accidental con el objetivo de obtener una muestra representativa de la población nacional, en relación con la edad y el nivel de estudio. Se encuestó a 1,058 personas de la población general ecuatoriana, 73.35 % hombres y 26.65 % mujeres, con un rango de edad desde 18 hasta 80 años (M = 32.80, dt = 9.45). En cuanto al nivel educativo, 1.61 % tenía estudios de primaria, 59.51 % estudios de secundaria, 36.48 % estudios superiores en el nivel de licenciatura y 2.74 % tenían estudios de posgrado, lo que se aproxima a la distribución de la población a nivel nacional según el último censo publicado (Ferreira Salazar, García García, Macías Leiva, Pérez Avellaneda y Tomsich, 2010).

Instrumentos

panas (Watson et al., 1988; traducción: Sandín et al., 1999). Se utilizó la versión que evalúa la afectividad estado. Está constituida por 20 palabras que describen emociones positivas y negativas, que se responden en una escala Likert que va del 1 (nada o casi nada) al 5 (muchísimo), donde el evaluado tiene que ubicarse con respecto a cuánto experimenta cada una de dichas emociones en la última semana, incluyendo hoy. Tanto la versión original como la traducción y adaptaciones a otros contextos han presentado adecuada confiabilidad (versión original, α = .86-.87; traducción, α = .87-.91). En los análisis de estructura factorial, en las dos versiones se encontraron dos factores. Los datos psicométricos de la escala en el presente estudio se mostrarán en la sección de resultados.

Escala de satisfacción con la vida (swls; Diener et al., 1985; traducción: Arias y García, 2018). Consta de cinco ítems que se responden en una escala Likert de 1 (totalmente en desacuerdo) a 7 (totalmente de acuerdo). En la versión adaptada para población ecuatoriana mostró una estructura unidimensional obtenida por medio de un análisis factorial confirmatorio, donde se encontró un muy buen ajuste (cfi = .99 y rmsea = .06) y una adecuada consistencia interna (α = .81). En el presente estudio mostró adecuada consistencia interna (α = .85).

Escala de depresión del Centro de Estudios Epidemiológicos (ces-d; Radloff, 1977; traducción: Escurra Mayaute y Delgado Vásquez, 2012). Está constituida por 20 ítems con una escala de medición tipo Likert que explora cuántas veces se ha sentido la persona de la manera descrita en la última semana, con puntuación que va desde 1 (menos de un día) hasta 4 (de cinco a siete días). En el estudio de Escurra Mayaute y Delgado Vásquez (2012) la ces-d mostró una estructura unidimensional y obtuvo una alfa de .95. En el presente estudio obtuvo una adecuada fiabilidad (α = .91).

Procedimiento

La versión de Sandín et al. (1999) de la panas se sometió a una validación de contenido a través del juicio experto de dos psicólogos, especialistas en el estudio de la ap y la an, que analizaron la adecuación y pertinencia de la escala y la comprensión semántica de cada uno de los ítems, utilizaron como criterio de evaluación la propuesta de Escobar-Pérez y Cuervo-Martínez (2008), donde tomaron en cuenta la claridad, relevancia, coherencia y suficiencia. Luego se realizó una prueba piloto con 10 personas para asegurar la comprensión de los ítems en población ecuatoriana. Esta prueba indicó que todas las palabras eran conocidas y de uso corriente en esta población, por lo que no sufrió modificaciones.

Para la toma de los datos se capacitó a estudiantes de posgrado de un instituto de Quito, Ecuador; se solicitó a cada uno de ellos que aplicara las encuestas al menos a 50 personas. Los participantes firmaron inicialmente un consentimiento informado donde se indicaba el manejo y anonimato de los datos, además del propósito del estudio y datos de contacto de los investigadores. El estudio fue evaluado y aprobado en sus aspectos éticos por el Instituto de Investigación Conductual de Quito, Ecuador.

Análisis de datos

Para obtener el número de factores presentes en la matriz de datos se utilizó el análisis paralelo de Horn (1965). Se utilizó este método ya que la panas es una escala con respuestas de tipo Likert y porque el procedimiento permite determinar el número de factores o componentes utilizando matrices policóricas (Richaud, 2005).

Posteriormente se realizó un análisis factorial confirmatorio del modelo de dos factores obtenidos en la extracción de factores (ap y an) utilizando como método de estimación los mínimos cuadrados ponderados robustos (wlsmv), que utilizan matrices policóricas. Este método de estimación es el sugerido para evaluar instrumentos que utilizan la escala Likert de cinco puntos, considerados de naturaleza categórica (Zainudin Awang, Asyraf Afthanorhan y Mustafa Mamat, 2016), además de funcionar apropiadamente incluso ante falta de normalidad multivariante de los datos.

Como índice de ajuste se utilizó la ji cuadrada de Satorra-Bentler (Satorra y Bentler, 2010). También se utilizaron la razón obtenida de la división de la ji cuadrada por sus respectivos grados de libertad (χ² / gl), el índice de ajuste comparativo (cfi), el índice de Tucker-Lewis (tli) y el error cuadrático medio de aproximación (rmsea) con su respectivo intervalo de confianza de 90 %. Se considera un buen ajuste cuando la ji cuadrada obtiene una p > .05, es decir, no significativa, cuando el cfi y el tli alcanzan valores superiores a .95 y cuando el rmsea es inferior a .08, con un intervalo de confianza que no supere el .10 (Hu y Bentler, 1999), mientras se espera que la χ² / gl no supere los 5 puntos (Hair, Anderson, Tatham y Black, 1998). Se realizaron los análisis de confiabilidad calculando tanto la alfa de Cronbach como el coeficiente omega. Este último utiliza para su cálculo las cargas factoriales, lo que lo hace un índice más estable y refleja un nivel de fiabilidad más acertado que la alfa de Cronbach (Ventura-León y Caycho-Rodríguez, 2017).

Posteriormente se evaluó la correlación entre la an y la ap con la satisfacción con la vida y la sintomatología depresiva utilizando el coeficiente de correlación producto-momento de Pearson. Para los análisis se utilizaron el programa ibm spss Statistics, versión 22, y el Mplus versión 7 (Muthén y Muthén, 2007).

Resultados

Se realizó en primer lugar la extracción de factores con el método de análisis paralelo de Horn (1965), el cual reconoció la existencia de dos factores. Posteriormente se realizó el análisis factorial confirmatorio basado en métodos robustos, donde se obtuvo una ji cuadrada de Satorra-Bentler de 626.811 (gl = 169), p < .001. Mientras los otros índices mostraron que el modelo de dos factores correlacionados presentaba un ajuste adecuado. Estos índices fueron χ² / gl = 3.70, cfi = .95, tli = .95 y rmsea = .070, ic 90 % [.066, .074].

Los pesos factoriales estandarizados se pueden observar en la figura 1. Se observa que todos los pesos factoriales superaban el mínimo de 0.32 sugerido por Tabachnick y Fidell (2001), pues dicho valor equivale aproximadamente al 10 % de la varianza explicada. La carga más baja la representó el ítem 12 (“alerta”) de la escala de ap, con un valor de .33. La más alta fue el ítem 20 (“atemorizado”) de la escala de an, con un valor de .86. La covarianza entre an y ap fue de r = –.30. Los índices de modificación no sugirieron ningún cambio que variara significativamente los parámetros.

La consistencia interna de las subescalas de ap (α = .87; ω = .91) y an (α = .89; ω = .88) fueron adecuadas. Las correlaciones ítem-total corregidas variaron desde .31 (“alerta”) hasta .74 (“entusiasmado”) en ap, y desde .45 (“hostil”) hasta .70 (“asustado”) en an.

Al evaluar las correlaciones bivariadas de la an y la ap con la satisfacción vital y la sintomatología depresiva se obtuvieron los resultados expuestos en la tabla 1. Se observa que la ap presentó correlación inversa, moderada y significativa con la sintomatología depresiva, y directa, moderada y significativa con la satisfacción con la vida; lo contrario ocurrió con la an, que presentaba correlación inversa, moderada y significativa con la satisfacción con la vida y una correlación directa, moderada y significativa con la depresión. Estas correlaciones eran moderadas, por lo que si bien se relacionaban entre ellas, eran claramente variables distintas.

Finalmente, los estadísticos descriptivos de las escalas presentadas en este estudio se presentan en la tabla 1. También se presentan en esta tabla las comparaciones entre hombres y mujeres en las distintas escalas, donde se observa que no se encontraron diferencias significativas entre los grupos en ap, en an ni en satisfacción con la vida. Sí se observaron diferencias en la sintomatología depresiva, en donde las mujeres puntuaban más alto que los hombres.

Discusión

El principal hallazgo de este estudio fue la confirmación de la estructura bidimensional de la escala, similar a la original (Watson et al., 1988), en población ecuatoriana adulta. Esta estructura bidimensional también se ha encontrado en otras poblaciones de habla hispana donde realizaron análisis factorial confirmatorio, como en el caso de México (Robles y Páez, 2003), Perú (Gargurevich y Matos, 2012) y España (Sandín et al., 1999).

Los pesos factoriales en cada uno de los ítems fueron adecuados, pues todos superan el mínimo sugerido de 0.32 (Tabachnick y Fidell, 2001). El ítem que presentó una menor carga factorial es el referido a la emoción de alerta en relación a la ap. Este último resultado también se ha obtenido en otros estudios, incluso presentando cargas inferiores al mínimo en mujeres de la población general chilena (Dufey y Fernandez, 2012). En el estudio de Medrano, Flores Kanter, Trógolo, Curarello y González (2015), este ítem obtuvo una carga factorial baja en ap y cruzada en an en personas jóvenes. Aparentemente este reactivo se encuentra asociado tanto con la motivación o interés para realizar una tarea determinada como con estados displacenteros de ansiedad o estrés. La emoción de alerta podría generar una coactivación de emociones positivas y negativas (Larsen, Hemenover, Norris y Cacioppo, 2007), a medida que la tarea a desarrollar vaya aumentando en complejidad.

Al evaluar la relación entre las subescalas de la panas con variables de salud mental positiva y negativa, se encontró una correlación directa moderada de la ap e inversa moderada de la an con la satisfacción con la vida. Este resultado es concordante con lo que se ha encontrado en otros estudios latinoamericanos (Padrós Blázquez, Gutiérrez Hernández y Medina Calvillo, 2015). La correlación entre ap y satisfacción con la vida, si bien es significativa, no es lo suficientemente alta para suponer que se trata del mismo constructo, aunque ambas componen la dimensión afectiva y cognitiva, respectivamente, del bienestar subjetivo (Diener, 1994; Domínguez-Guedea, 2016).

Se encontró una correlación directa y moderada de la an e inversa y moderada de la ap con la sintomatología depresiva. Un resultado similar se encontró en el estudio original de Watson et al. (1988). Este resultado también se obtuvo en otros estudios latinoamericanos donde utilizaron escalas de depresión (Moral de la Rubia, 2011; Robles y Páez, 2003). Esto refuerza la asociación existente entre el predominio de emociones negativas y el riesgo de padecer problemas de salud mental (Martín Carbonell et al., 2015).

A partir de estos resultados, es posible seguir explorando en población ecuatoriana la relación de los afectos con otras variables relacionadas con la salud mental positiva o negativa, como la sintomatología postraumática, el crecimiento postraumático, la calidad de vida, la tolerancia al dolor físico, entre otras. Así mismo, podrían estudiarse las variables que permiten a las personas experimentar ap o an, como la rumia, la regulación emocional o la inteligencia emocional.

Las limitaciones de este estudio se enmarcan en la elección de la muestra, el corte temporal y la versión de la escala utilizada. Al ser una muestra no probabilística accidental se intentó que fuera representativa de la estructura de la población en edad y nivel educativo, sin embargo, la proporción de hombres y mujeres quedó desbalanceada. Por otro lado, al ser una investigación de corte transversal se carece de medidas sobre la estabilidad temporal de la escala. Por último, la versión de la escala utilizada sólo evaluaba la afectividad estado y no la efectividad rasgo, lo que condiciona la generalización de los resultados a la otra versión.

En conclusión, la panas mostró adecuada consistencia interna, validez de constructo y validez de criterio, lo que permite inferir que esta escala cumple con criterios de validez y confiabilidad para la medición de la afectividad estado en población ecuatoriana, lo que sienta base para estudios futuros que permitan comprender el nivel de bienestar con base en el desarrollo emocional.

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Notas de autor

Dirigir correspondencia a: Felipe E. García. Facultad de Ciencias Sociales y Comunicaciones, Universidad Santo Tomás. Avda. Arturo Prat 855, Concepción, Chile, 4061501. Correo electrónico: felipegarciam@yahoo.es

Información adicional

Citación: García, F. E., & Arias, P. R. (2019). Propiedades psicométricas de la Escala de afecto positivo y negativo en población ecuatoriana. Revista Mexicana de Psicología, 36(1), 55-62.

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