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INTRODUCCIÓN
Está demostrado que al ingresar a la universidad los jóvenes se ven enfrentados a múltiples estresores, hay un cambio de vida, se aproximan a un mundo desconocido, nuevas expectativas, por ello es probable que los estudiantes presenten dificultades al adaptarse y con ello se exponen a factores que amenazan su bienestar, donde los que no son capaces de ver positivamente su entorno y aceptarlo difícilmente podrán aceptarse ellos mismos como individuos insertos en él; en cambio, los que se adaptan y se valoran muestran una mejor visión a las alternativas que les depara el futuro (Meutia et al., 2018; Taylor et al., 2014). El constructo de bienestar encierra los factores cognitivos, afectivos y materiales, donde las personas reflexionan sobre su experiencia y sus circunstancias, frecuentemente comparándose con otras personas (Taylor, 2011). Es por tanto un constructo complejo, que afecta la experiencia y el funcionamiento óptimo; la investigación actual sobre el bienestar se ha derivado en dos corrientes; la primera, refleja la opinión de que el bienestar subjetivo consta de placer, felicidad y la evitación del dolor, la cual se denomina hedonismo; la segunda, el eudemonismo o bienestar psicológico, se refiere a la realización del potencial de cada uno, es decir, la percepción que cada persona tiene sobre sus logros, aunado a un grado de satisfacción, funcionando eficazmente, teniendo control sobre su vida, con un sentido de propósito y experimentando relaciones positivas (Anić y Tončić, 2013; Burns y Machin, 2010; Díaz et al., 2006; Nuñez et al., 2011; Ryan y Deci, 2001; Vallerand, 2012; Velásquez et al., 2008).
En la literatura científica se puede encontrar que las dimensiones del bienestar psicológico van desde una hasta seis dimensiones, donde la mayoría de los autores coinciden en los factores de autoaceptación, relaciones personales positivas, propósito en la vida y crecimiento personal; algunos otros componentes que se han incluido son: desarrollo percibido, compromiso con el esfuerzo, bienestar laboral, bienestar material, vínculos sociales, proyectos, control de situaciones, bienestar psicológico subjetivo y expresividad personal con propósito, (Sánchez-Cánovas, 2013; Waterman et al., 2010). Para Aranguren e Irrazabal (2015) el bienestar psicológico consta de tres dimensiones: autonomía, relaciones positivas y competencia. Sin embargo, uno de los modelos más utilizados es el propuesto por Ryff, éste consta de seis dimensiones: autoaceptación, relaciones positivas con los demás, autonomía, dominio del medio ambiente y propósito en la vida (Ryff y Singer, 2013). Por otro lado, se ha evidenciado en diversos estudios que existe una relación positiva entre el bienestar psicológico y el rendimiento académico (Chow, 2010; Portolés y González, 2015; Salanova et al., 2005; Velásquez et al., 2008). Concerniente a predictores del bienestar psicológico, son varios los autores que afirman que existen diferencias significativas en el bienestar psicológico de acuerdo al género (Burns y Machin, 2010; Del Valle et al., 2015; García-Alandete, 2013; Matalinares et al., 2016; Mayordomo et al., 2016; Muratori et al., 2015; Pineda et al., 2017; Rosa-Rodríguez et al., 2015; Ryff y Singer, 2013; Urquijo et al., 2015; Veliz-Burgos y Urquijo, 2012). Sin embargo Guillén y Angulo (2016) manifiestan que no existen tales diferencias.
Existen una gran variedad de instrumentos para medir el bienestar psicológico como la Escala de Bienestar Psicológico (BIEPS) de Casullo y Castro (2000), la Escala de Bienestar Psicológico para Adultos (BIEPS-A) de Domínguez (2014), The Questionnaire for Eudaimonic Well-Being de Waterman et al. (2010); además McDowell (2010) en su revisión reporta nueve escalas: Life Satisfaction Index, Affect Balance Scale, Single-item health indicators, The Philadelphia Geriatric Center Morale Scale, General Well-Being Schedule, Satisfaction With Life Scale, Possitive and Negative Affect Scales, The WHO-5 Well Being Index y The Ryff’s Scales of Psychological Well-Being. De todos los instrumentos mencionados anteriormente la Escala de Bienestar Psicológico de Ryff es una de las más utilizadas, ésta consta de 39 ítems divididos en seis factores autoaceptación, relaciones positivas con los demás, autonomía, dominio del medio ambiente y propósito en la vida (Aranguren y Irrazabal, 2015; Díaz et al., 2006; Guillén y Angulo, 2016; Mayordomo et al., 2016; Véliz, 2012).
El objetivo de este estudio es analizar la invarianza de la Escala de Bienestar Psicológico de Ryff en mujeres y hombres universitarios mexicanos. Por tanto, el presente estudio instrumental (Montero y León, 2005) se ha dirigido a proporcionar apoyo empírico a la división factorial propuesta por Jurado et al. (2017) para el cuestionario de bienestar psicológico de Ryff, lo que se justifica por la importancia de comprobar la estructura factorial de un instrumento y la equivalencia psicométrica del mismo en distintos grupos; ya que en el contexto de la comparación intergrupal, es indispensable plantearse la necesidad de llevar a cabo la adaptación de un instrumento de medida psicológica que cumpla con todos los criterios de equivalencia, pero sobre todo plantearse si la misma estructura factorial es aplicable a distintos grupos de sujetos o, de modo más genérico, a distintas poblaciones (Abalo et al., 2006; Arbuckle, 2012). Este trabajo pretendió, por una parte, indagar si se replican los resultados psicométricos propuestos por Jurado et al. (2017) para el Cuestionario de Bienestar Psicológico de Ryff (CBP) y, por otra, ampliarlos. Para ello, en primer lugar se comprobó el grado de congruencia de la estructura factorial del CBP obtenida en el presente estudio y la reportada por Jurado et al. (2017). En segundo lugar, se calculó la invarianza factorial entre las muestras del presente estudio.
METODOLOGÍA
Se describen quienes son los participantes, se dan detalles del instrumento utilizado (un cuestionario) y se explica el procedimiento de recolección de datos, para luego describir cómo se realiza el análisis de datos.
Participantes
La muestra de 1251 participantes, 675 mujeres y 576 hombres, se obtuvo mediante un muestreo por conveniencia, tratando de abarcar la representatividad de las diferentes licenciaturas que se ofrecen en la Facultad de Ciencias de la Cultura Física la Universidad Autónoma de Chihuahua. Las edades de las mujeres fluctúan entre los 18 y 26 años, con una media de 20.39 y una desviación estándar de 1.83 años; y las de los hombres fluctúan entre los 18 y 26 años, con una media de 20.79 y una desviación estándar de 1.96 años.
Instrumento
Cuestionario Escalas de Bienestar Psicológico de Ryff versión en español Jurado et al. (2017) Cuestionario tipo Likert, asistida por computadora, que consta de 9 ítems que se agrupan en tres dimensiones o subescalas: crecimiento personal, relaciones positivas y autoaceptación; donde el encuestado responde, en una escala de 0 a 5 su grado de acuerdo con cada uno de los aspectos propuestos (Figura 1).
Procedimiento
Se invitó a participar en el estudio a los estudiantes de las licenciaturas que se ofrecen en la Facultad de Ciencias de la Cultura Física (FCCF) de la Universidad Autónoma de Chihuahua. Los que aceptaron participar firmaron la carta de aceptación correspondiente. Luego se aplicó el instrumento, antes descrito, por medio de una computadora personal (módulo administrador del instrumento del editor de escalas de ejecución típica), en una sesión de aproximadamente 30 minutos; en los laboratorios o centros de cómputo de la FCCF. Al inicio de cada sesión se hizo una pequeña introducción sobre la importancia de la investigación y de cómo acceder al instrumento. Se les solicitó la máxima sinceridad y se les garantizó la confidencialidad de los datos que se obtuvieran. Las instrucciones de cómo responder se encontraban en las primeras pantallas; antes del primer reactivo del instrumento. Al término de la sesión se les agradeció su participación. Una vez aplicado el instrumento se procedió a recopilar los resultados por medio del módulo generador de resultados del editor de escalas versión 2.0 (Blanco et al., 2013). Una vez aplicado el instrumento se procedió a recopilar los resultados por medio del módulo generador de resultados del editor de escalas versión 2.0 (Blanco et al., 2013).
Análisis de datos
El análisis psicométrico se realizó en dos etapas: 1) análisis factorial confirmatorio y 2) análisis de invarianza factorial; con el fin de obtener una prueba que presente las mejores propiedades para la conformación de los puntajes de bienestar psicológico en universitarios mujeres y hombres. Para conducir el análisis factorial confirmatorio para cada muestra, se utilizó el software AMOS 21 (Arbuckle, 2012), las varianzas de los términos de error fueron especificados como parámetros libres, en cada variable latente (factor) se fijó uno de los coeficientes estructurales asociados a uno, para que su escala sea igual a la de una de las variables superficiales (ítems). El método de estimación empleado fue el de Máxima Verosimilitud; siguiendo la recomendación de Thompson (2004), en el sentido de que cuando se emplea análisis factorial confirmatorio se debe corroborar no sólo el ajuste de un modelo teórico sino que es recomendable comparar los índices de ajuste de varios modelos alternativos para seleccionar el mejor.
Para evaluar el ajuste del modelo se emplearon el estadístico Chi-cuadrado, el índice de bondad de ajuste (GFI) y el error cuadrático medio de aproximación (RMSEA) como medidas absolutas de ajuste. El índice de bondad ajustado (AGFI), el Índice Tucker-Lewis (TLI) y el índice de bondad de ajuste comparativo (CFI) como medidas de ajuste incremental. El índice de ajuste normado de parsimonia (PNFI), el índice de calidad de ajuste de parsimonia (PGFI), la razón de Chi-cuadrado sobre los grados de libertad (CMIN/GL) y el Criterio de Información de Akaike (AIC) como medidas de ajuste de parsimonia (Gelabert et al., 2011). Por último, se llevó a cabo un análisis de la invarianza factorial de los modelos de medida obtenidos, siguiendo las recomendaciones de Abalo et al. (2006), y se calculó la fiabilidad de cada una de las dimensiones a través del Alfa de Cronbach y el Coeficiente Omega (Revelle y Zinbarg, 2009).
RESULTADOS
Se muestran los resultados de los análisis descriptivos e índices de discriminación, seguidos de los análisis factoriales confirmatorios en ambas muestras, así como la invarianza de la estructura factorial.
Análisis factorial confirmatorio
De acuerdo a los resultados de la Tabla 1 el análisis factorial confirmatorio de nueve ítems agrupados en tres factores en la muestra de mujeres es óptimo (GFI .982 y RMSEA .046) y de acuerdo a las medidas de ajuste incremental y de parsimonia significativamente superior al modelo independiente y muy similar al modelo saturado. Por otro lado, el análisis factorial confirmatorio en la muestra de hombres (Tabla 1), indica que el modelo de medición de tres factores es también óptimo (GFI .985 y RMSEA .037) y de acuerdo a las medidas de ajuste incremental y de parsimonia significativamente superior al modelo independiente y muy similar al modelo saturado. En la tabla 1, Nota: * p < .05; GFI = índice de bondad de ajuste; RMSEA = raíz del error medio; AGFI = índice corregido de la bondad de ajuste; TLI = índice de Tucker-Lewis; CFI = índice de ajuste comparativo; CMIN/DF = índice de ajuste chi cuadrado dividido por los grados de libertad; AIC = criterio de información de Akaike. De acuerdo a los resultados de la Tabla 2, en ambas muestras, la mayoría de los ítems saturan adecuadamente en su dimensión prevista. Observándose intercorrelaciones de bajas a moderadas entre los factores evidenciando una buena validez discriminante.
Tabla 1: Índices absolutos, incrementales y de parsimonia para los modelos generados. Análisis factorial confirmatorio para mujeres y hombres.
Invarianza de la estructura factorial entre mujeres y hombres universitarios
Los índices de ajuste obtenidos (Tabla 3) permiten aceptar la equivalencia de los modelos de medida básicos entre las dos muestras. Aunque el valor de Chi-cuadrado excede al exigido para aceptar la hipótesis de invarianza, el resto de índices contradicen esta conclusión (GFI .983; CFI .983; RMSEA .030; AIC 184.605) lo que nos permite aceptar el modelo base de la invarianza (modelo sin restricciones).
Añadiendo al modelo base restricciones sobre las cargas factoriales caracterizamos la invarianza métrica. Los valores que se recogen en la tabla 3 permiten aceptar este nivel de invarianza. El índice de ajuste general (GFI= .981) y el error cuadrático medio de aproximación (RMSEA= .029) siguen aportando información convergente en esta dirección. Además, el criterio de información de Akaike (AIC= 183.540) y el índice comparativo de Bentler (CFI= .981) no sufren grandes variaciones respecto al modelo anterior. Haciendo uso del criterio para la evaluación de los modelos anidados propuesto por Cheung y Rensvold (2002), quiénes sugieren que si el cálculo de la diferencia de los CFI de ambos modelos anidados disminuye en .01 o menos, se da por bueno el modelo restringido y por tanto el cumplimiento de la invarianza factorial; la diferencia entre CFIs obtenida (.001) permite aceptar el modelo de invarianza métrica. Podemos concluir hasta ahora que las cargas factoriales son equivalentes en las dos muestras.
Una vez demostrada la invarianza métrica entre las muestras, pasamos a evaluar la equivalencia entre interceptos (invarianza factorial fuerte). Los índices (Tabla 3) muestran un buen ajuste de este modelo, tanto evaluado de modo independiente como analizándolo respecto a su anidamiento con el modelo de invarianza métrica. En la tabla 3, * p < .05; GFI = índice de bondad de ajuste; NFI = índice de ajuste normado; CFI = índice de ajuste comparativo; RMSEA = raíz del error medio; AIC = criterio de Información de Akaike. La diferencia entre los índices comparativos de Bentler es .003; el índice de ajuste general es .978 y el error cuadrático medio de aproximación es .030. Aceptada la invarianza fuerte, los dos modelos evaluados son equivalentes respecto a los coeficientes factoriales y a los interceptos.
Tabla 3: Índices de bondad de ajuste de cada uno de los modelos puestos a prueba en la invarianza factorial.
Todos los valores de consistencia interna, de los factores obtenidos, se encuentran por encima de .70 en ambas muestras (mujeres y hombres); evidenciando una consistencia interna adecuada para este tipo de subescalas, particularmente si se considera el número reducido de ítems (Tabla 4).
Contrastes de las medias de los factores entre mujeres y hombres
Una vez comprobada la invarianza factorial, las diferencias entre las medias de los factores de los dos grupos se estimaron tomando como referente la muestra de hombres, fijando en 0 el valor de las medias para dicha muestra y estimando libremente el valor de las medias para la muestra de mujeres. Las restricciones sobre los coeficientes de regresión e interceptos, requeridos para los contrastes entre las medias se realizaron automáticamente mediante el software AMOS 21 (Arbuckle, 2012). Los resultados de las comparaciones entre medias indicaron que los hombres presentan mayor percepción de bienestar psicológico en los factores “relaciones positivas” (-0.183, p <.01) y “autoaceptación” (0.187, p <.001). Sin embargo no se encontraron diferencias significativas en el factor “crecimiento personal” entre hombres y mujeres.
DISCUSIÓN
El objetivo principal del estudio fue indagar si se replican o no los resultados psicométricos propuestos por Jurado et al. (2017) para el cuestionario Escalas de Bienestar Psicológico de Ryff a través de dos muestras de universitarios (hombres y mujeres) utilizando el análisis factorial confirmatorio. Los análisis factoriales confirmatorios realizados en cada muestra por separado apoyan que la estructura factorial de tres factores propuesta por Jurado et al. (2017) es óptima e invariantes entre hombres y mujeres. Donde el primer factor, crecimiento personal, hace referencia al bienestar percibido originado en el propio desarrollo como persona; mientras que el segundo factor relacionas positivas, se refiere al bienestar percibido al relacionarse con los demás; y el tercer factor, autoaceptación, está referido al bienestar percibido que surge de la conformidad consigo mismo.
CONCLUSIONES
De los resultados mostrados, de su análisis y de su discusión, y tomando en cuenta que el objetivo principal de este estudio fue el de examinar la estructura factorial y la medición de la invariancia de dicha estructura en alumnas y alumnos universitarios, se pueden obtener las siguientes conclusiones:
El Análisis Factorial Confirmatorio, en ambas muestras, indicó que el ajuste de los datos al modelo teórico de nueve ítems agrupados en tres factores propuesta por Jurado et al. (2017) es óptima e invariantes entre hombres y mujeres. Al mismo tiempo que los tres factores así obtenidos presentan en general saturaciones factoriales estandarizadas adecuadas. Por su parte los factores correlacionan entre sí de forma positiva y estadísticamente significativa lo cual muestra que a medida que aumenta el bienestar psicológico percibido en alguno de los factores, también aumenta en los otros. Los tres factores obtenidos muestran una consistencia interna adecuada.
Conjuntamente con todo lo antes dicho, los resultados del análisis de la invarianza factorial entre las muestras; indican una alta congruencia entre pares de factores. Lo que sugiere la existencia de fuertes evidencias de la validación cruzada de la medida y por tanto de la estabilidad de la estructura, hasta que no se demuestre lo contrario. Las comparaciones entre los grupos reflejaron diferencias significativas, a favor de los hombres en los factores relaciones positivas y autoaceptación.
En síntesis, el análisis de las propiedades psicométricas, ha mostrado que una estructura trifactorial es viable y apropiada de acuerdo a los requisitos psicométricos establecidos cuando los informantes son los propias personas. La estructura de tres factores, atendiendo a criterios estadísticos y sustantivos, ha mostrado adecuados indicadores de ajuste, de fiabilidad y de validez. Sin embargo, consideramos que más estudios son necesarios con el fin de corroborar o refutar los datos obtenidos en la presente investigación. Asimismo, es indispensable comprobar si la escala resulta útil para estudiar la relación entre calidad de vida y bienestar psicológico.
APLICACIONES PRÁCTICAS
La investigación del bienestar psicológico se focaliza sobre el desarrollo de las capacidades y el crecimiento personal, concebidos ambos como los principales indicadores del funcionamiento positivo, así como en el estilo y manera de afrontar los retos vitales y en el esfuerzo y el afán por conseguir nuestras metas. Desde este planteamiento, el constructo bienestar psicológico no depende tanto de experiencias placenteras o displacenteras, sino de la consecución de los valores que al individuo le hacen sentir vivo y auténtico y que, en definitiva, le permiten crecer y desarrollarse como persona (Ryan y Deci, 2001); por lo que un adecuado bienestar psicológico es esencial para mantener un funcionamiento positivo óptimo, de ahí la importancia de contar con instrumentos válidos y confiables para su medición.
Por ello, el presente estudio analiza las propiedades psicométricas propuestos por Jurado et al. (2017) para el cuestionario de bienestar psicológico de Ryff. Este estudio además sirve de referencia para futuras investigaciones sobre el estudio de instrumentos para la medición de la percepción del bienestar psicológico en universitarios con diferentes factores personales y culturales. Finalmente, el presente estudio será de gran utilidad para la aplicación en diferentes ámbitos como, por ejemplo, estudios descriptivos o de intervención.
