Estructura factorial del Cuestionario Bienestar Psicológico de Ryff en una muestra de universitarios ecuatorianos

Factorial Analysis of the Psychological Well-Being Questionnaire by Ryff in College Ecuadorian Sample

El bienestar psicológico (BP) comprende el modo de funcionamiento psicológico que las personas desarrollan, el cual sirve para afrontar diversos retos vitales o para plantearse objetivos personales ( Ryff, 1989a , 1989b). Inicialmente, el BP conforma un aspecto vinculado al desarrollo de recursos, lo que es propio de los modelos humanistas posteriores a la Segunda Guerra Mundial; esta plantea un cambio en la perspectiva de salud que predominaba, focalizada en la enfermedad y los deficits por modelos que se centraron en el funcionamiento positivo de los individuos (Simmons, Jones, & Bradley, 2017).

A partir del surgimiento de las numerosas investigaciones que rescatan una tradición eudaimónica del bienestar (Díaz et al., 2006 ; Ryff, 2017 ), Carol Ryff (1989 a , 1989b) propone un modelo teórico multidimensional del bienestar, el cual varía de acuerdo con aspectos tales como la edad, el sexo o el contexto. Este modelo identifica seis dimensiones: autoaceptación que se refiere a las actitudes positivas hacia uno mismo; relaciones positivas con otros que aborda la disponibilidad de contar con vinculos sociales positivos y estables; autonomía que identifica la capacidad de autodeterminación e independencia; dominio del entorno entendido como la habilidad para elegir o crear entornos favorables para satisfacer deseos y necesidades propias; propósito en la vida asociado al establecimiento de metas que permitan dotar a la vida de sentido; y crecimiento personal que evalúa la motivación para desarrollarse.

El modelo de seis dimensiones ha presentado un gran impacto, constituyéndose en una prueba empírica ampliamente utilizada (Henn, Hill, & Jorgensen, 2016), incluyendo el Ecuador (Torres-Salazar, Moreta-Herrera, Ramos-Ramírez, & López-Castro 2020; Yánez-Ramos & Moreta-Herrera, 2020) que dio paso a la configuración de una escala coherente con este modelo teórico, denominada Escala de Bienestar Psicológico de Carol Ryff (PWBS). La escala cuenta con diversas versiones, siendo la de 39 ítems de Van Dierendonck (2004 ) una de las primeras que confirma el modelo de seis factores. Basándose en este estudio, Díaz y otros (2006) realizan el proceso de adaptación y validación con población española al español (PWBS-E), obteniendo una versión corta de 29 ítems de seis factores con un factor de segundo orden (ꭓ2 = 615,7; gl = 345; ꭓ2/gl = 1,8; CFI = ,95; TLI = ,94; SRMR = ,05; RMSEA = ,04) y con mejoras en las propiedades psicométricas (alfas de Cronbach de 0,83 para autoaceptación; 0,81 en relaciones positivas; 0,73 para autonomía; 0,71 en dominio del entorno; 0,68 en crecimiento personal; y 0,83 en propósito en la vida).

Los estudios que utilizan la PWBS-E en América Latina están considerando una diversidad de muestras, identificándose mayoritariamente a estudiantes universitarios (Aranguren & Irrazabal, 2015; Del Valle, Hormaechea, & Urquijo, 2015; Domínguez Lara, 2014 ; Domínguez-Lara et al., 2019; Espinoza Pillado & Barra Almagiá, 2019; Matalinares et al., 2016; Moreta Herrera, Gaibor González, & Barrera, 2017; Pineda Roa, Castro Muñoz, & Chaparro Clavijo, 2018; Véliz Burgos, 2012 ), en adultos (Chitgian-Urzúa, Urzúa, & Vera-Villarroel, 2013; González Rivera, Quintero-Jiménez, Veray-Alicea, & Rosario-Rodríguez, 2016), universitarios y adultos (Medina-Calvillo, Gutiérrez-Hernández, & Padrós-Blázquez, 2013; Moreta-Herrera, López-Calle, Gordón-Villalva, Ortíz-Ochoa, & Gaibor-González,2018), en adultos migrantes (Silva S., Urzúa M., Caqueo-Urízar, Lufin, & Irarrázaval, 2016), en adultos militares (Reyna Barajas, Delfino, & Mele, 2013), en población adolescente (Gallardo Cuadra & Moyano-Díaz, 2012) y en adultos mayores (Palma-Candia, Hueso-Montoro, Ortega-Valdivieso, Montoya-Juárez, & Cruz-Quintana, 2016). Al respecto, algunos de estos estudios no necesariamente disponen de una valoración previa de la validez factorial para sus respectivas poblaciones, lo cual genera problemas de precisión a la hora de la estimación de resultados.

Una de las discusiones que ha caracterizado el uso de la PWBS-E se refiere a su dimensionalidad y la identificación de un modelo de seis o menos factores: las mediciones en la región tienden a confirmar tal modelo y otros, en menor medida, sugieren modelos alternativos. Por otro lado, los estudios que apoyan sus medidas con evidencias de validez (e.g., de estructura a través del análisis factorial) y de fiabilidad (e.g., con índices de consistencia interna como el alfa de Cronbach, o de su estabilidad temporal con correlaciones test-retest) presentan una diversidad de valores de ajustes: por ejemplo, en la investigación de Véliz Burgos (2012 ) en población universitaria chilena, se encontraron los valores de ꭓ2 = 2569,1; p < ,001; gl = 614; ꭓ2/gl = 4,2; CFI = ,95; TLI = ,94; SRMR = ,060; RMSEA = ,068, en la cual no se identifica un modelo jerárquico subyacente. También en Chile, en el estudio de Chitgian-Urzúa et al. (2013 ) se indicaron valores de ꭓ2 = 896,9; p < ,001; gl = 370; ꭓ2/gl = 2,42; CFI = ,81; NFI = ,72; SRMR = ,077; RMSEA = ,068, que evidencia la falta de ajuste del modelo de la medida a la de tipo jerárquico (un factor de segundo orden). En este caso, se presenta una fiabilidad adecuada con valores alfas entre ,72 para autoaceptación y ,55 para dominio del entorno. En Colombia, se confirma un modelo de seis factores jerárquico con valores de ꭓ2 = 1859,5; p < ,001; gl = 373; ꭓ2/gl = 4,99; CFI = ,95; NFI = ,93; SRMR = ,076; RMSEA = ,075 [,071 - ,078] con niveles de fiabilidad adecuados utilizando el coeficiente omega (ω) de 0,74 para autoaceptación, 0,73 en relaciones positivas, 0,69 para autonomía, 0,76 en crecimiento personal, 0,60 dominio del entorno y 0,83 propósito en la vida (Pineda Roa et al., 2018 ). Por último, en México, se halló un modelo de tres factores, esto es, las dimensiones de crecimiento personal, relaciones positivas y autoaceptación, con valores de ꭓ2 = 63682; p < ,05; ꭓ2/gl = 2,65; CFI = ,978 TLI = ,968; SRMR = ,030; RMSEA = ,046 (Jurado García, Benítez Hernández, Mondaca Fernández, Rodríguez Villalobos, & Blanco Ornelas, 2017).

Con base en los resultados anteriores, una investigación reciente de Domínguez-Lara y Navarro-Loli (2018 ) plantea limitaciones en cómo los estudios latinoamericanos establecen las dimensiones, puesto que los índices de ajuste no resultarían adecuados siguiendo directrices recomendadas (CFI > ,95; RMSEA < ,06; SRMR < ,08). A pesar de esto, los resultados de estudios psicométricos en la región, mayoritariamente, han ido generando confirmaciones al modelo de seis factores, lo que interroga sobre la orientación a replicar un modelo, más que explicar las posibles diferencias que se han producido.

Otro aspecto que se ha observado en estudios que utilizan el PWBS-E con muestras latinoamericanas es la tendencia a verificar sus propiedades con técnicas que hoy en día están siendo cuestionadas tales como el coeficiente momento-producto de Cronbach (α) para el cálculo de la fiabilidad, o estimadores de menor robustez como la máxima verosimilitud (Elosua Oliden & Zumbo, 2008; Jin & Cao, 2018; Li, 2016 ). De esta forma, al no contar con parámetros referenciales de los análisis instrumentales utilizados para la verificación, los resultados expuestos pueden presentar errores de precisión en las puntuaciones y contener un nivel considerable de sesgo. Esto sucede, por ejemplo, en los análisis factoriales cuando se usan estimaciones específicas sin verificar los requisitos previos de normalidad multivariante y de naturaleza del ítem (Domínguez-Lara & Navarro-Loli, 2018; Jin & Cao, 2018), por lo que la estructuración factorial pueda variar o no ajustarse al modelo original. En la actualidad, resulta cada vez más frecuente en investigación instrumental el uso de medidas alternativas como el coeficiente omega (ω; McDonald, 1999) que ha sido escasamente utilizado en la medida de fiabilidad del PWBS-E (Domínguez-Lara et al., 2018 ; Pineda-Roa et al., 2018). Asimismo, la estimación factorial se está realizando principalmente con base en correlaciones policóricas o tetracóricas debido a la naturaleza ordinal de los ítems y al método de estimación robusta (Domínguez-Lara, 2014; Domínguez-Lara et al., 2018; Ferrando & Anguiano-Carrasco, 2010; Jin & Cao, 2018; Li, 2016 ) que se ajustan a las particularidades propias de medición en ciencias sociales.

La falta de estudios sobre la estructura interna en el PWBS-E en el contexto latinomericano plantea una gran limitación que podría afectar la validez de los resultados en estos contextos, puesto que no se están considerando las variaciones de las poblaciones analizadas ni la dependencia de las pruebas a aspectos culturales (Jonason et al., 2020 ; Pineda Roa et al., 2018). Sin embargo, posiblemente la mayor interrogante a responder corresponda a si el modelo multidimensional de la PWBS-E resulta o no generalizable en población latinoamericana. Esto exige la confirmación de que el constructo de bienestar psicológico sea similar entre la cultura de procedencia de la prueba o de sus adaptaciones y la nueva cultura analizada.

En definitiva, es llamativa la escasa atención prestada a la validez factorial de la PWBS-E y, más aún, si resulta convergente con distintas poblaciones. Un estudio de Chitgian-Urzúa et al. (2013 ) compara en distintas etapas de la vida adulta, el ajuste factorial de los modelos de corrección en 1.646 chilenos distribuidos entre 18 y 90 años. Los hallazgos confirman un modelo de seis dimensiones sin factor de segundo orden, el cual presenta un mejor comportamiento en todos los grupos, a excepción de adultos mayores, aunque sin presentar un buen nivel de ajuste en todos los grupos, tal como se ha encontrado en otros estudios. A pesar de estos resultados, es posible plantear que el modelo multidimensional del PWBS-E presenta una estructura poco consistente, fuertemente susceptible a los cambios culturales, la hetereogeneidad y tamaño de las muestras.

De acuerdo con estas consideraciones, el presente trabajo plantea dos objetivos. En primer lugar, analizar la estructura factorial del PWBS-E y confirmar o descartar su ajuste a las características de población adulta universitaria ecuatoriana. En segundo término, se busca verificar la fiabilidad de la prueba con índices alternativos como el coeficiente omega y complementarios como de su estabilidad temporal a través de correlaciones test-retest.

El presente estudio explora la estructura factorial y la fiabilidad del PWBS-E en universitarios ecuatorianos. Los resultados sugieren ciertos aspectos a considerar. En primer lugar, en el análisis preliminar se encuentra que no se cumple el supuesto de la normalidad univariante de los ítems, puesto que se identifica una predominancia de la asimetría negativa en varios ítems de la escala que sobrepasaron el criterio de ± 1,5, así como de la normalidad multivariante al encontrar significancia en las pruebas de Mardia para g1 y g2. Estos resultados se muestran homogéneos con una tendencia a puntuar en los valores más altos de la escala (puntuaciones techo), esto es, se observa la orientación de la prueba al sesgo positivo en el cálculo del bienestar psicológico, tal como se ha venido encontrando en otras mediciones del PWBS-E en contexto latinoamericano (Aranguren & Irrazabal, 2015; Chitgian-Urzúa et al., 2013; Domínguez-Lara et al., 2019; Véliz Burgos, 2012 ).

Sobre el AFC, se probaron cuatro modelos de ajuste basados en el modelo referencial de Díaz y otros (2006), en que se encontró que los modelos de 29 y 28 ítems con seis factores correlacionados presentan ajustes importantes. Esto se corrobora porque los indicadores de ajuste absoluto (ꭓ2/gl, SRMR), relativos (CFI y TLI) y no basado en la centralidad (RMSEA) se encuentran dentro de los valores referenciales (Brown, 2015; Byrne, 2008 ; Yang-Wallentin et al., 2010). Se debe agregar que el modelo de 28 ítems jerárquico presenta una condición de ajuste similar y se equipara a lo descrito por Díaz y otros (2006) en España, y Pineda Roa et al. (2018 ) en Colombia. Sin embargo, el análisis Anova evidenció que se presenta una mejor respuesta de ajuste en la versión de seis factores con 28 ítems (número 13 eliminado; p < ,05). Esto pone en evidencia que la muestra ecuatoriana responde mejor a un modelo más simple que se ampara en resultados similares en el contexto latinoamericano.

Hay que mencionar, además, que estos resultados confirman que el modelo multidimensional de seis factores o seis factores jerárquicos resulta generalizable en el contexto hispanohablante, lo cual difiere de otros estudios que consideraban que el modelo era menos consistente y apuntaba a estructuración de menos factores (Cheng & Chan, 2005; Henn et al., 2016; Jurado García et al., 2017; Freire, Ferradás, Núñez, & Valle, 2017; Springer, Hauser, & Freese, 2006). Esto facilita la comprensión de la medida y de la adaptación que tiene el PWBS-E al contexto cultural y lingüístico latinoamericano. No obstante, estos resultados deben ser tomados con precaución, ya que requerirán de más estudios confirmatorios.

En lo que respecta a la fiabilidad de la PWBS-E, se encuentra que fluctúan entre ω = ,58 en crecimiento personal y ω = ,79 para autoaceptación y propósito en la vida, lo que conforma una fiabilidad medianamente aceptable para la muestra referencial. Los estudios de Chitgian-Urzúa et al. (2013 ), Díaz et al. (2006 ), y Pineda Roa et al. (2018 ) tienden a señalar que las dimensiones de autoaceptación y propósito en la vida suelen evidenciar baja fiabilidad, mientras que crecimiento personal y autoaceptación muestran, en cambio, baja consistencia, lo que se replica en este estudio y es similar a estudios previos en universitarios del Ecuador (Moreta Herrera, Gaibor González, & Barrera, 2017; Torres-Salazar et al., 2020).

Por último, la prueba test-retest muestra que la medida es válida en términos de temporalidad con un intervalo de dos semanas, lo que refuerza la consistencia de la prueba en la población universitaria ecuatoriana. Complementario a esto, no se encuentran otros análisis confirmatorios de la fiabilidad de la PWBS-E ajenas al cálculo de la consistencia interna los estudios en muestras latinoamericanas, como sí se ha encontrado en otros contextos (véase Saajanaho et al., 2020, en un estudio en Finlandia). De este modo, el análisis de la fiabilidad temporal realizado en este estudio resulta pionero.

Sobre las implicaciones del estudio, se puede considerar que la PWBS-E resulta adecuada para la evaluación del contructo en población universitaria del Ecuador. Además, que este modelo es generalizable a partir de seis factores como lo propuso Ryff (1989) y que se ha venido sosteniendo a lo largo del tiempo en la investigación instrumental a nivel mundial y de la región latinoamericana. Además, se inserta en este grupo a la población ecuatoriana que presenta un patrón de respuesta similar, lo que a futuro permitirá la consolidación de resultados con otros grupos poblaciones en la región.

También estos resultados apuntan a evidenciar las adecuadas propiedades psicométricas de la prueba que permiten estimar con mayor efectividad la certeza de resultados empíricos a futuro, debido al adecuado comportamiento que tiene la PWBS-E en la población universitaria. Estos resultados nutren la literatura instrumental que se ha ido obteniendo sobre la prueba en distintos contextos culturales y lingüísticos a nivel mundial.