Validación de la Escala de Bienestar Psicológico en una muestra multiocupacional venezolana

Abstract

This paper shows the results of the validation process of the second edition of the Psychological Well- Being Scale (BCS) developed by Sánchez-Cánovas (2007), for which four samples of Venezuelan participants employed in the formal sector employment were used with at least three months of hiring, both sexes, of legal age, from both sectors of the economy (public and private), and with a formal and stable couple relationship. Each sample was required for a type of validation: the first one was of 147 people, for the construct sample in terms of equality between the factor structure obtained and the theoretical framework established by the original version of the EBP. The rest of the samples were used in studies of convergent and divergent validity, related to different instruments that assess emotional states of positive and negative (175), physical and psychological health (263), and the type or style of adaptive or not adaptive response to daily stress (309). High indicators of internal consistency and significant results of convergent, divergent and of the constructs became evident with the selected variables.

Full text

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Revista CES Psicología
ISSN 2011-3080
Volumen 4 Número 1 Enero-Junio 2011 pp. 52-71


Artículo de investigación

Validación de la Escala de Bienestar
Psicológico en una muestra
multiocupacional venezolana

Testing for validity of the Psychological Well-being scale in a
multiocupational Venezuelan sample


Millán, Anthony Constant1, D’Aubeterre, María Eugenia 2
1, Docente Asistente, Departamento de Ciencias del Comportamiento - Escuela de Psicología, Universidad Metropolitana
(UNIMET). anmillan@unimet.edu.ve
2 Profesora Asistente de la Escuela de Psicología de la Universidad Católica Andrés Bello, y del Departamento de
Ciencias del Comportamiento de la Universidad Metropolitana. Universidad Católica Andrés Bello (UCAB).
mdaubete@ucab.edu.ve

Forma de citar: Millan, A. & D´Aubetterre, M. (2011). Validación de la Escala de Bienestar Psicológico en una muestra multiocupacional
venezolana. Revista CES Psicología, 4(2), 52-71.



Resumen
El presente trabajo muestra los resultados del proceso de validación de la segunda edición de la
Escala de Bienestar Psicológico (EBP), elaborada por Sánchez–Cánovas (2007), para lo cual se sirvió
de cuatro muestras de participantes venezolanos, empleados en el sector formal de empleo, con al
menos tres meses de contratación, de ambos sexos, mayores de edad, de ambos sectores de la
economía (público y privado), heterosexuales y con una relación formal y estable de pareja. Cada una
de las muestras se requirió para un tipo de validación: la primera, de 747 personas, para la de
constructo en cuanto a la igualdad entre la estructura factorial obtenida y la estructura teórica que
establece la versión original del EBP. Las demás muestras, se utilizaron en estudios de validez
convergente y divergente, relacionados con diferentes instrumentos que evalúan estados de
emocionales positivos y negativos (175); la salud tanto física como psicológica (263), y el tipo o estilo
de respuesta adaptativa o no adaptativas ante situaciones de estrés cotidiano (309). Se evidenciaron
altos indicadores de consistencia interna y resultados significativos de validez convergente, divergente
y de constructos con las variables seleccionadas..

Palabras claves: Bienestar psicológico, Escala de Bienestar Psicológico (EPB), Fiabilidad, Validación,
Validez Estadística.

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Validación de la Escala de Bienestar Psicológico en una muestra multiocupacional venezolana

Abstract

This paper shows the results of the validation process of the second edition of the Psychological Well-
Being Scale (BCS) developed by Sánchez-Cánovas (2007), for which he used four samples of
Venezuelan participants employed in the formal sector employment, with at least three months of
employment, both sexes, of age, of both sectors of the economy (public and private), straight and with
a formal and stable couple. Each of the samples required for a type of validation: the first, 747 people,
to construct in terms of equality between the factor structure obtained and the theoretical framework
established by the original version of the EBP. Other samples were used in studies of convergent and
divergent validity, related to different instruments that assess emotional states of positive and
negative (175), the physical and psychological health (263), and the type or style of adaptive response
or not adaptive to daily stress (309). Indicators were evidenced high internal consistency and
significant results of convergent validity, divergent constructs with variables.

Keywords: Psychological Well-Being Scale, Statistical Validity, Test Validity, Test Reliability, Well
Being.





Introducción

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Desde hace décadas, la Psicología, como
disciplina, ha dirigido
esfuerzos a incorporar el estudio de
estados positivos
valorativos o subjetivos relevantes, más
allá de la tradición en el estudio de estados
psicológicos mórbidos,
describe García (2002). En este empeño, se
han desarrollado nociones como calidad de
vida, bienestar general, buena vida e
incluso higiene psicológica o hygiology
(Lent, 2004), así
(Csikszentmihalyi, 2007),
Óptima” (Csikszentmihalyi
Csikszentmihalyi,
recientemente, “Auténtica
(Seligman, 2003). Sin embargo, tal como
refieren Seligman (2003), Lent (2004), y
Vázquez y Hervás (2008), con la reciente
aparición de la Psicología Positiva, dichos
esfuerzos se revitalizan y cobran un
especial interés dentro de un contexto que
busca demostrar la validez científica de los
procesos psicológicos positivos y su
aplicabilidad en
asesoramiento psicológico. De acuerdo con
García (2002), el bienestar se incorpora a
este compendio de constructos que
importantes
con componentes
tal como lo
como “Flujo”
“Experiencia
&
1998) y,
Felicidad”
más
el marco del
refieren a estados psicológicos positivos de
carácter subjetivo. Bienestar es una palabra
compuesta cuyo
proviene del latín bene y stare (bien estar),
y que significa estar en buen estado; no
obstante, diversos autores han incorporado
a este término múltiples acepciones
relacionadas con un estado de salud física
y/o psicológica, satisfacción, calidad de
vida, felicidad, entre otros. Aún cuando no
hay acuerdo en su significado, sí lo hay en
cuanto a la combinación que supone la
noción de bienestar, de múltiples factores
tangibles e intangibles,
dependientes o independientes a la
persona.

El estudio del bienestar psicológico se
remonta a la década de los años sesenta, y
en su transcurso ha dado lugar a dos
grandes tradiciones (Keyes, Shomtkin y
Ryff, 2002): la hedónica (hedonic), que se
ocupa del estudio del bienestar subjetivo, y
la tradición eudaemónica, centrada en el
bienestar psicológico. De acuerdo con Ryan
y Deci (2001), la tradición hedónica se
ocupa del estudio del bienestar como
satisfacción de necesidades y prosecución
de placeres; en consecuencia, su atención
se limita a la generación de experiencias y
origen etimológico
que son

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sentimientos agradables o un equilibrio
entre los afectos positivo y negativo; en
cambio, la tradición eudamónica, centrada
en el bienestar psicológico, ofrece una
postura más trascendental y se circunscribe
a la construcción significativa del self o
autoconcepto.

La diferencia epistemológica entre cada
una de ellas, de acuerdo con Diener (2009),
depende del cómo y por qué cada una de
éstas aproximaciones explican la forma
como la gente experimenta su vida de
forma positiva. Por ejemplo, una persona
puede hacerse la pregunta de si el
cumplimiento de los deseos conduce al
bienestar (versión hedónica), o si algunos
deseos son perjudiciales para el bienestar y
por lo tanto es mejor postergar un deseo a
corto plazo a
consecuencias positivas a largo plazo
(versión eudaemónica).
aproximaciones llevan subyacentes en sí la
posibilidad de que el bienestar dependa de
la codificación genética y por lo tanto esté
determinado biológicamente, tal como lo
expone la teoría de la necesidad de Ryff y
Singer (1996, citado por Diener, 2009), muy
emparentada con
temperamento (tradición hedónica); o si,
por el contrario, depende de la capacidad
de autoregulación y el aprendizaje, tal
como lo señala
autodeterminación de Ryan y Deci (2000,
citado por Diener, 2009), relacionada con la
noción de carácter (tradición eudamónica).

Desde finales de los años 90, el interés en
el estudio del Bienestar Subjetivo (BS) se
incrementó, en parte por la posibilidad que
tuvo el constructo
aproximación de medida, así como también
a la diversidad de áreas en las que se
comprobó su utilidad, tales como, la
sociología, la investigación geriátrica, la
psicología clínica, el estudio de la
personalidad y el afecto cognitivo (Sandvik,
Diener & Seidlitz, 1993). En consecuencia,
expensas de las
Estas
la noción de
la teoría de la
de tener una
el concepto de BS ha sido utilizado como
un constructo que engloba diferentes
términos asociados con la noción de
trascendentalidad del self (perspectiva
eudamónica); tal como sucede con la
noción de Auténtica Felicidad de Seligman
(2003) y Experiencia
Csikszentmihalyi, & Csikszentmihalyi (1998)
y es lo suficientemente general como para
abarcar tanto el constructo de humor,
como el de satisfacción (Kozman, Stones &
McNeil, 1991), el yo laboral (García y
Rodríguez-Carvajal, 2007) e inclusive, existe
un debate en torno a la posibilidad de que
la medida del BS pueda incorporarse como
un indicador de salud mental (Viera, López
y Barrenechea, 2006).

Diener y Diener (1995, citado por García,
2002) plantean que
definiciones de bienestar pueden agruparse
en tres categorías: a) valoración del
individuo de su propia vida en términos
positivos, b) preponderancia
sentimientos o afectos positivos sobre los
negativos y, finalmente, c) como la
posesión de una cualidad deseable (virtud
o gracia). Tal como lo describen estos
autores, “uno de
fundamentales con los que se encuentra la
investigación sobre
incertidumbre acerca de que variables son
las que lo condicionan o favorecen y cuáles
son las consecuencias del mismo” (p. 32).
Al respecto, existen dos perspectivas
explicativas del Bienestar Psicológico y los
factores que lo determinan. La primera de
ellas, se corresponde con las teorías
denominadas abajo-arriba
dirigidas a identificar qué necesidades o
factores externos al sujeto afectan su
bienestar. La segunda, se relaciona con la
perspectiva teórica
down), interesada por descubrir los factores
internos que determinan cómo la persona
percibe sus circunstancias
independiente de
objetivamente, y de qué modo dichos
Óptima de
las diferentes
de los
los problemas
bienestar es la
(bottomup),
arriba-abajo (top-
vitales,
éstas cómo sean

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factores afectan los juicios o valoraciones
que lleva a cabo sobre su felicidad o
bienestar personales. Las investigaciones
iniciales estuvieron guiadas por la primera
de estas perspectivas, no obstante, debido
a las reiteradas evidencias empíricas que
indicaban la escasa varianza explicada por
las variables objetivas
demográficos expuestos,
investigadores decidieron adentrarse en la
segunda de estas sendas, identificando las
variables internas que llevan a las personas
a experimentar bienestar o a considerarse a
sí mismas felices.

Es así como Sánchez–Cánovas (1998),
entiende por Bienestar Psicológico a aquel
sentido de felicidad que es una percepción
subjetiva; aquella
reflexionar sobre la satisfacción con la vida
o sobre la frecuencia e intensidad de las
emociones positivas. Así mismo, éste autor
ha desarrollado desde 1994 una Escala de
Bienestar Psicológico (EBP) que aparece
por primera vez bajo la edición de TEA
Ediciones, S.A., en 1998 y su segunda
versión aparece en el año 2007. Si bien en
ésta última no se presenta un desarrollo
conceptual profuso sobre el término, se
observa que éste se centra en el modelo
conceptual de Argyle (1987, citado en
Sánchez–Cánovas, 2007), Argyle, Martin y
Crossland (1989, citado en Sánchez–
Cánovas, 2007) y Argyle y Lu (1990, citado
en Sánchez–Cánovas, 2007). Esta última
versión reporta indicadores de validez y
confiabilidad, que contemplan: la validez
de criterio (concurrente) y la de constructo.
Ambas versiones no cuentan (al menos
dentro del arqueo bibliográfico realizado
por éstos autores)
psicométricos sobre su funcionamiento en
población venezolana.
entonces que su clasificación actual como
instrumento acreditado
psicológico en el contexto venezolano,
queda restringido
investigación (Código de Ética Profesional
y factores
muchos
capacidad para
con estudios
Esto supone
para el uso
para fines de
del Psicólogo, Artículo 91, 1981); en tal
sentido, el objetivo del presente estudio es
analizar las características psicométricas
del esta Escala
multiocupacional venezolana y comparar,
las similitudes entre ésta y las reportadas
por el manual de la segunda versión
original de dicho instrumento, publicada en
el año 2007.


Método

De acuerdo con Hurtado (2010), el presente
estudio es de tipo proyectivo dado que su
objetivo es diseñar o crear propuestas
dirigidas a resolver
situaciones de carácter práctico en un
contexto determinado, siempre que estén
sustentados en
investigación. Conforme a lo anterior, el
proceso de evaluación y calibración de
instrumentos psicométricos como el EPB,
realizado con el propósito de conocer sus
propiedades como instrumento psicológico
aplicable en el contexto venezolano,
responde a éste tipo de estudio.

Participantes:

El presente informe reporta los resultados
obtenidos a lo largo de tres fases diferentes
realizadas con el fin de validar en
Venezuela la EBP,
Sánchez–Cánovas (2007). El muestreo que
se llevó a cabo fue de tipo no aleatorio y
propositivo (Kerlinger
obteniéndose así una muestra de 747
participantes para la primera fase, 263
participantes para
participantes para la tercera y 309 para la
cuarta y última; todos ellos pertenecientes
al sector formal de empleo. Éste criterio se
definió de acuerdo con Ramos y Gómez
(2006), así como con instituciones como la
Organización Internacional del Trabajo
[OIT] o el Programa de Recuperación de
Empleo en América Latina y el Caribe
en una muestra
determinadas
un proceso de
desarrollada por
& Lee, 2002),
la segunda, 175

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[PREALC], que señalan que el sector formal
supone la presencia de una actividad
asalariada, que cuenta con seguridad social
y relativa estabilidad en sus ingresos;
conforme a lo anterior, se consideró como
criterio de inclusión que los participantes
tuviesen al menos
antigüedad, ya que, de acuerdo con lo
planteado en el artículo 103, párrafo 2do,
numeral b, de la Ley Orgánica del Trabajo
[LOT] vigente en Venezuela (1997), ello
supone la presencia legal de estabilidad
laboral. El factor de tiempo (antigüedad)
como criterio de inclusión a la muestra, se
debió también a qué éste maximizaría la
posibilidad de encontrar participantes con
mayor conocimiento del proceso de trabajo
que desempeñan y la minimización del
riesgo de despidos bajo la figura de
“despido indirecto”, lo cual podría afectar la
valoración que los participantes hiciesen
de su trabajo, por la novedad o inseguridad
frente al mantenimiento del empleo.

Además, con el fin de asegurar la debida
heterogeneidad de
establecieron otros criterios de selección,
aspecto que se requiere para el análisis de
la confiabilidad y validez de instrumentos
psicológicos. Puesto que el mismo se
representa bajo la forma de coeficientes de
correlación, y sin varianza individual en
cada variable, es poco factible identificar la
posible covarianza entre éstas (Anastasi &
Urbina, 1998; Aron & Aron, 2001). Para
lograr esto, existen
maximizar la varianza explicada (Kerlinger
& Lee, 2002) o primaria (Arnau, 1979),
dentro de las que destacan la selección de
sujetos de forma balanceada, a partir de
ciertas variables externas al estudio y que
estén asociadas con aquella que se
pretende estudiar.
investigación, las variables seleccionadas
como criterios de selección de la muestra
fueron de tipo sociocontextual, en función
a las relaciones laborales: sector productivo
(ya sea público o privado), la antigüedad
tres meses de
las muestras, se
estrategias para
Para la presente
mínima en el cargo (tres meses), la edad
(mayor de edad) y el sexo (masculino y
femenino). Finalmente, se consideró otra
estrategia de estrategia de maximización de
la varianza primaria (Arnau, 1979) al
circunscribir las características de la
muestra de estudio
trabajadores que mantuvieran una relación
de pareja formal y heterosexual (noviazgo,
matrimonio y concubinato*), criterio que, a
su vez, obedece a uno de los criterios de
aplicación de la EBP.

Sobre la base de las decisiones anteriores,
las tres muestras antes señaladas se
consideraron multiocupacionales porque
los participantes se distribuyeron a lo largo
de las siguientes áreas de empleo: el
37.45% de las personas pertenecen a la área
de Administración y Gerencia, el 21.62% de
Ingeniería, el 5.02% Legal o Derecho; el
4.63% de Arquitectura y/o Diseño, el 4,63%
de Informática, 4.63% de Salud; el 4.25% de
Educación; el 3.86% áreas técnicas, el 3.86%
de Comunicación, Publicidad o Mercadeo,
el 3.09% sin profesionalización con labores
varias, el 3.09%, de Economía o Finanzas; y
el porcentaje restante provienen de áreas
de Secretariado, Bibliotecología y Trabajo
Social. La edad de los participantes que
conforman la muestra estuvo comprendida
entre los 21 y 65 años de edad; (promedio
de 37.02 años, con una desviación estándar
de 9.20 años), respetando con ellos los
criterios normativos de la EPB; los cuales
señalan su aplicación para poblaciones de
ambos sexos, entre 17 y 90 años de edad
(Sánchez-Cánovas, 2007). Así mismo, el
57.6% pertenecía al sector laboral privado y
el restante 42.4% al sector público.
Adicional a la heterogeneidad de la
muestra, y considerando el objetivo de la
investigación, se aplicó un proceso de
análisis de ítems (Hogan, 2004), una de las

* De acuerdo con la Real Academia Española
(2011): Concubinato Del lat. Concubinātus,
Relación marital de un hombre con una mujer
sin estar casados.
únicamente a

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etapas más cruciales en el proceso de
construcción y validación de pruebas, ya
que es una estrategia de maximización de
varianza (Kerlinger & Lee, 2002; Arnau,
1979) que permite elegir aquellos ítems
que cumplan con los supuestos técnicos de
medición y teóricos del constructo que se
está midiendo.

Esta etapa de análisis permite también
tener una comprensión más detallada del
comportamiento de las unidades de
medida del instrumento de medición y, de
acuerdo con Anastasi y Urbina (1998),
favorece una mayor potencia de la prueba,
ya que permite elegir aquellos ítems que
cumplen con el objetivo de discriminación
de los sujetos dentro del continuo de
capacidad que le subyace a la medición del
constructo; lo cual a su vez permite generar
instrumentos que si bien son cortos, no
tienen pérdida en cuanto a su calidad como
instrumento de medida.
importancia, que es considerada una de las
etapas en el proceso de valoración de la
calidad de un test, por la Comisión de Tests
del Colegio Oficial de Psicólogos de España
(COP), la Federación
Asociaciones de Psicólogos Profesionales
(EFPPA) y la Comisión Internacional de
Tests (ITC) (Prieto y Muñiz, 2000).

Por otro lado, se hizo uso de técnicas
estadísticas bivariantes como la correlación
de Pearson y el coeficiente ETA (validez
convergente y divergente) y técnicas
multivariantes como el análisis factorial
(validez de constructo); en este punto, es
importante señalar el cumplimiento del
criterio de potencia estadística para éste
tipo de estudios de corte correlacional, de
manera de poder valorar la calidad de los
mismos como estrategias de validación. La
potencia estadística
inferencial, como el análisis factorial, de
acuerdo con Hair, Anderson, Tatham y
Black (1999), es la probabilidad que tiene la
técnica estadística
Tal es su
Europea de
de una técnica
para rechazar
correctamente la hipótesis nula (H0),
cuando ésta debe ser rechazada, es decir, la
probabilidad de evitar el error Tipo II (1-β).

Ahora bien, dado que el error Tipo II, está
inversamente relacionado con el error Tipo
I, el cual depende del valor de significación
estadística (1-α) seleccionado por el
investigador (normalmente 0.05); es decir,
la potencia estadística se reduce al
aumentar el valor de α. Para asegurar la
potencia del estadístico a utilizar (en éste
caso el análisis factorial) se requiere, entre
otros elementos (como la heterogeneidad
de la muestra), un tamaño de muestra tal,
que sea óptimo para que el estadístico en
cuestión sea sensible a los verdaderos
cambios de la variable que está infiriendo;
de manera que no sea demasiado pequeño
como para ser sensible a los cambios que
debe registrar (precisión estadística de la
inferencia), o, por el contrario, un tamaño
de muestra demasiado grande, que haga
entonces a la
hipersensible ante pequeños cambios.

Es así como la muestra de los estudios que
hacen uso de la técnica del análisis
factorial (la única técnica inferencial que se
utilizó en la presente investigación), para
ser adecuadas, requieren de un mínimo de
300 participantes (Peña, 2009); aunque,
como señala Gardner (2003), lo común es
encontrar estudios que llegan solo a 100 de
ellos. Al respecto, Hair et al. (1999) señalan
que otra forma de identificar el tamaño
mínimo requerido es a través de la
obtención de muestras 5 a 10 veces más
grandes que el número de variables
originales, lo cual, en éste caso, supondría
una muestra mínima de 325 a 650
participantes, considerando los 65 ítems
que componen al test. Finalmente, y de
acuerdo con Prieto y Muñiz (2000), para
estudios de validación de constructo, el
tamaño mínimo requerido es de 200 a 500
participantes.

técnica estadística

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Con respecto a los estudios que hacen uso
de las técnicas estadísticas basadas en el
álgebra lineal (como el coeficiente de
correlación de Pearson y el coeficiente
ETA), Vázquez y Ramírez (2006) señalan que
tales estadísticos son independientes del
volumen de datos sobre los cuales se
aplica; lo que garantiza la brevedad,
simplicidad y claridad, en la obtención de
los resultados. Este aspecto es coherente
con la definición de potencia estadística,
analizada por Hair et al. (1999), ya que ni la
correlación de Pearson ni el coeficiente
ETA, son pruebas inferenciales. Así mismo,
y considerando los criterios de la Comisión
de Tests del Colegio Oficial de Psicólogos
de España (COP), la Federación Europea de
Asociaciones de Psicólogos Profesionales
(EFPPA) y la Comisión Internacional de
Tests (ITC), cuando se van a realizar
estudios de validación predictiva, el
tamaño mínimo óptimo que debe poseer la
muestra está entre 100 y 200 participantes.
De acuerdo con todos los criterios aquí
señalados, las tres muestras utilizadas en
la presente investigación cumplen con un
tamaño adecuado para lograr el objetivo
propuesto.

Instrumentos:

La segunda edición de la EBP, elaborada
por Sánchez-Cánovas
Universidad de Valencia en España, es un
cuestionario de administración individual o
colectiva que puede ser aplicable, tanto a
adolescentes como a adultos de ambos
sexos, entre 17 y 90 años de edad. La EBP
evalúa el grado de felicidad y satisfacción
con la vida que la persona tiene, a partir de
65 ítems distribuidos en forma diferencial
en 4 subescalas: Bienestar Subjetivo,
Bienestar Material, Bienestar Laboral y
Bienestar en las Relaciones con la Pareja.
La escala de respuesta es de gradación tipo
Likert de cinco puntos, con dos sistemas de
valoraciones distintas que van desde 1
punto (Nunca o Casi Nunca) hasta 5 puntos
(2007), en la
(Siempre) para el caso de las subescalas de
Bienestar Subjetivo, Material y Laboral, y
una valoración desde 1 punto (Totalmente
en desacuerdo) hasta 5 puntos (Totalmente
de acuerdo) para el uso de la subescala de
Bienestar en las Relaciones con la Pareja.

La norma original de la EBP permite hacer
una estimación independiente de cada una
de las subescalas, a excepción de las de
Bienestar Psicológico Subjetivo y Bienestar
Material, las cuales
aplicarse conjuntamente; también permite
hacer una valoración global del grado de
Bienestar Psicológico de una persona a
partir de un índice general que depende de
la combinación
componentes:

1. Subescala de Bienestar
compuesta por un total de 30 ítems y un
puntaje máximo posible de 150 puntos,
se refiere a la felicidad o bienestar, y
distingue entre satisfacción con la vida
por un lado, y el afecto positivo y
negativo por otro. Su interpretación
comprende una relación escalonada en
la que a mayor puntuación, mayor
percepción subjetiva
personal.
2. Subescala de Bienestar
compuesta por un total de 10 ítems y un
puntaje máximo posible de 50, se basa
en la medición de la percepción de los
ingresos económicos,
materiales y cuantificables, en cuanto a
satisfacción e insatisfacción que generan
3. Subescala de
compuesta por 10 ítems y un puntaje
máximo posible de 50, se basa en la
satisfacción o insatisfacción laboral
como componente importante de la
satisfacción general.
4. Subescala de Bienestar en las Relaciones
con la Pareja: compuesta por 15 ítems y
un puntaje máximo posible de 75, se
refiere al establecimiento de relaciones
satisfactorias y el ajuste conyugal, como
siempre deben
de éstos cuatro
Subjetivo:
de bienestar
Material:
posesiones
Bienestar Laboral:

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el grado de acomodación mutua del
esposo y la esposa en una etapa
concreta.

Es importante destacar la existencia de
ítems negativos en la subescala de
Bienestar Laboral (ítems 5 y 8) y en la
subescala de Relaciones con la Pareja
(ítems 5, 6, 7, 10, 11 y 12), lo cual supone
que al momento de calcular el puntaje total
éstos ítems deben ser invertidos (1=5; 2=4;
3=3; 4=2; 5=1) antes de realizar la
sumatoria.

En cuanto a la confiabilidad de la EBP, la
versión definitiva del instrumento reporta
coeficientes de consistencia interna a
través del Alfa de Cronbach (α) de 0.941
para la escala combinada (65 ítems) y de
0.886 para la escala ponderada (24 ítems).
En cuanto a la consistencia interna para
cada una de las subescalas reporta: en
Bienestar Subjetivo un α= 0.935; para la
subescala de Bienestar Laboral de 0.873;
para la subescala de Bienestar Material de
0.907; para la subescala de Bienestar en las
Relaciones con la Pareja de 0.870. Estos
resultados cumplen con el valor mínimo
esperado (α=0.70) de acuerdo con Nunnally
y Bernstein (1995) y Lévy y Varela (2003).
Los indicadores de validez concurrente,
reportados en la versión original del
instrumento, indican una relación alta,
positiva y significativa (0.899) con el
Inventario de Felicidad de Oxford de Argyle
(1987, citado por Sánchez-Cánovas, 2007) y
moderada, significativa y positiva (0.451)
con el cuestionario de Satisfacción con la
Vida del mismo autor; también se señalan
correlaciones significativas
puntuaciones del Cuestionario de Salud de
Goldberg (0.623), una relación directa con
la escala de Afectos Positivos (0.657) e
inversa con la escala de Afectos Negativos
(-0.471) de la lista o cuestionario PANAS
(Positive and Negative Affect Schedule) de
Watson y otros.

con las
Finalmente, la EBP posee al menos tres
formas diferentes de obtener los puntajes
para su interpretación:

1. La primera supone la suma algebraica de
los ítems que componen cada subescala
por separado, a
Subjetivo, Bienestar Material, Bienestar
Laboral y Bienestar en la Relaciones con
la Pareja.
2. La segunda forma, denominada por
Sánchez–Cánovas (2007) como Escala
Combinada, supone la suma algebraica
de todos los ítems (65 ítems) que
componen las cuatro subescalas en un
solo puntaje total.
3. Y la tercera forma de puntuación, la
denominada Escala Ponderada, supone
la suma algebraica de los primeros seis
ítems que mayor saturación obtuvieron
en la estructura factorial utilizada por
Sánchez-Cánovas
validación de constructo; en tal sentido,
supone un solo puntaje total de una
versión abreviada
compuesta por solo 24 ítems. Si bien
pudiera señalarse que la selección del
criterio de seis ítems utilizado depende
de la mayor saturación, Sánchez–
Cánovas no especifica por qué la
restricción se hace específicamente a
seis ítems. En teoría, la selección
dependería por un lado de que la
saturación obtenida fuese mayor a 0,30
puntos (independientemente del número
de ítems que saturaran) y/o de la calidad
predictiva que tiene cada ítem en la
estimación de una variable externa al
test, en el proceso de validación de
criterio.

Conforme a lo anterior, la presente
investigación sometió a prueba, a su vez, la
calidad predictiva de estas últimas dos
formas de cálculo de los puntajes total de
la EBP, a través de tres instrumentos para
identificar la validez de criterio del test. Los
instrumentos utilizados fueron: a) la
saber: Bienestar
(2007) para la
de la prueba

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prevalencia de enfermedades físicas y
psicológicas, b) Síndrome de Burnout y c)
el manejo de los Afectos Positivos y
Negativos. Así mismo, y con el fin de
asegurar la correcta
comparativa entre ellos, los cálculos se
realizaron posterior a la transformación
lineal de ambas escalas a una escala
común, en éste caso la percentilar (0:1); lo
que garantiza la correcta comparación, no
solo por el hecho de llevar a una misma
escala ambas pruebas, sino también
porque se asegura
transformación no se modifique la forma de
la distribución original de ambas escalas
(Magnuson, 1995; Anastasi & Urbina, 1998;
Hogan, 2004).

Los instrumentos que se utilizaron para
evaluar la calidad predictiva de dichas
formas de cálculo de la EBP fueron:

Cuestionario de
enfermedades físicas
psicológicos: desarrollado por Peterson,
Park y Seligman (2006), bajo la modalidad
de lista de cotejo (Tristán & Vidal, 2006) o
de encuesta social de tipo descriptiva
(Briones, 1992) que
siguientes preguntas: ¿Alguna vez has
tenido alguna de la siguiente lista de
enfermedades físicas o condición médica?;
opciones de respuesta: Alergia, Diabetes,
Enfermedad Autoinmune, Artritis, Cáncer,
Dolor Crónico, Enfermedad Cardiovascular
o Coronaria, Enfermedad
Obesidad, y ¿Alguna vez has tenido una de
las siguientes condiciones psicológicas o
dificultades emocionales?; opciones de
respuesta: Abuso de Sustancia, Ansiedad,
Desorden Bipolar, Depresión, Desorden
Alimenticio, Desorden
Compulsivo, Desorden de Estrés Post -
Traumático, Esquizofrenia. Además, en
ambos casos se ofrece la opción de otras
opciones para incorporar otra condición
física o psicológica, no estipulada en la
lista de cotejo y su valoración en cuanto a
interpretación
que en dicha
prevalencia
y
de
trastornos
contempla las
Infecciosa,
Obsesivo
su grado de seriedad. Ésta información, por
ser una lista que enumera la presencia de
ciertas características, no requiere la
presencia de indicadores de confiabilidad y
validez, ya que su función es simplemente
la descripción de la presencia o ausencia
de condiciones específicas, que son del
interés para el estudio, sin que ello
suponga la inferencia de constructos
teóricos a partir de dicho registro. Por ello,
ésta información, se procesa como una
variable categórica y dicotómica (presencia
o ausencia de la condición, ya sea para la
salud física o psicológica, cada una
valorada de forma independiente).

Maslach Burnout Inventory – General
Survey (MBI-GS), tercera edición, validado
por Oramas, González y Vergara (2007) a
partir de la validación española de
Moreno–Jiménez, Rodríguez–Carvajal
Escobar (2001); evalúa la presencia del
Síndrome de Burnout para personal
latinoamericano que lleva a cabo trabajos
dirigidos al área de servicios. La evaluación
se hace a partir de tres dimensiones, a
saber: Desgaste Emocional, Cinismo y
Eficacia Profesional. Esta última dimensión
es de carácter positivo, ya que está
relacionada con las expectativas que se
tienen en relación con la profesión que se
desempeña, y se expresa en las creencias
del sujeto sobre su capacidad de trabajo,
su contribución eficaz en la organización
laboral, la realización de cosas que
realmente valen la pena y su realización
profesional; por ello, su valoración dentro
de la manifestación del Síndrome es
inversa a la de las dimensiones de
Desgaste Emocional y Cinismo. Los datos
obtenidos de
multiocupacional de 122 sujetos cubanos
(Oramas, González y Vergara, 2007),
señalan una adecuada consistencia interna
del instrumento entre 0.70 y 0.80, los cuales
a su vez son correspondientes con los
encontrados en el manual del MBI-GS de
0.73 y 0.89.
y
una muestra

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Escalas de Afecto Positivo y Negativo
(PANAS), de Watson y Tellegen (1985),
establece el grado de prevalencia de cada
uno de estos estilos emocionales del
individuo; en tal sentido, y de acuerdo con
Clark, Watson & Mineka (citado en, Gómez-
Maquet, 2007) el Afecto Positivo (AP)
constituye la dimensión de emocionalidad
positiva, energía, afiliación y dominio,
reflejando el grado de entusiasmo por la
vida. Por lo tanto las personas con alto
afecto positivo experimentan sentimientos
de satisfacción, gusto, entusiasmo, unión,
afirmación y confianza. En contraste, las
personas con bajo afecto positivo tienden a
manifestar desinterés,
predominando la tristeza y el letargo. Fue
validado por Robles y Páez (2003) en una
serie de tres estudios con participantes
mexicanos, obteniendo
adecuados de confiabilidad
Afectividad positiva=0.90 y Afectividad
negativa=0.85; y la reproducción de la
estructura bifactorial. De acuerdo con
Feldman y Blanco (2006), esta Escala ha
demostrado ser una medida válida y
confiable para evaluar la presencia y el
grado del afecto positivo y negativo, tanto
en muestras clínicas como en no clínicas
en adolescentes como en adultos y adultos
mayores; así mismo, éstas autoras señalan
que ésta Escala es una de la más utilizadas
y reportadas en la bibliografía, para la
evaluación de las emociones en el contexto
laboral. Además, Sánchez–Cánovas (2007)
utilizó la Escala PANAS para la validación
convergente y divergente de la EBP.

Procedimiento:

La selección de las muestras de estudio se
realizó con apoyo
estudiantes de la asignatura de psicometría
correspondiente a los períodos lectivos de
los años 2008 al 2010 de la Escuela de
Psicología de la Universidad Metropolitana
(UNIMET), ubicada en Caracas, Venezuela.
Los estudiantes contactaron, a nivel
aburrimiento,
indicadores
para
logístico de los
personal o por medio de distintas
instituciones y organizaciones, a los
participantes de la muestra de estudio que
cumpliesen con los criterios de selección
anteriormente indicados. Los participantes
firmaron un consentimiento informado en
el que se les indicó, entre otros asuntos,
que los datos
confidenciales y se utilizarían únicamente
para fines investigativos, conservando
siempre el anonimato de las participantes;
y que el estudio no representa ningún
riesgo para su seguridad e integridad, ni
repercusiones en el ámbito laboral, adjunto
también el cuadernillo de aplicación de la
EBP y una carta de presentación explicativa
del propósito del estudio y su utilidad. Los
participantes se autoaplicaron la EBP y la
devolvieron a los investigadores dentro de
sobres cerrados, garantizando de esta
manera su anonimato.

La información recolectada se analizó con
el paquete estadístico PASW Statistics 18,
mediante el cual
procesamientos descriptivos univariantes
para la descripción de las características
sociodemográficas de la muestra, y el
análisis de consistencia interna a través del
coeficiente Alfa de Cronbach (α). Así
mismo, se realizó la evaluación de la
validez de constructo a través de la
comparación del resultado obtenido del
Análisis Factorial
Principales con
predefinido a cuatro Factores Fijos, y la
estructura teórica propuesta por la Tabla de
Especificaciones del manual original, con el
fin de corroborar la equivalencia entre
ambas. Ésta comparación
estructura empírica (Factorial) y la señalada
por el manual original de la EBP, se realizó
tanto para la Escala Combinada (65 ítems)
como para la Escala Ponderada (24 ítems)
del test. Es importante señalar que en el
caso de las escalas individuales, no se
requiere de dicho análisis, puesto que es
precisamente su reproducción la que se
obtenidos serían
se realizaron
de
Rotación
Componentes
Varimax,
entre la

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verifica con los análisis anteriores.
Posteriormente,
señalado con respecto a la calidad
predictiva de las múltiples formas de
puntuación con respecto a un criterio
externo de validación, se llevó a cabo un
conjunto de estudios adicionales de
validación convergente y divergente, con
muestras similares a las del estudio de
validación de constructo anterior. En tal
sentido, a una segunda muestra de estudio
(multiocupacional), compuesta por 263
participantes, se aplicó el Cuestionario de
prevalencia de enfermedades físicas y
trastornos psicológicos, junto con la EBP; a
una tercera muestra de estudio, compuesta
por 175 participantes, se aplicó la Escala
PANAS, junto con la EBP y, finalmente, a
una cuarta muestra de estudio, compuesta
por 309 participantes, se les aplicó la EBP y
el Maslach Burnout Inventory – General
Survey (MBI-GS).

Con respecto a la validez convergente se
esperan correlaciones
moderadas y positivas entre las diferentes
formas de puntaje del Test de Bienestar
Psicológico, los Afectos Positivos y la
subescala de Eficacia Profesional del test
de Burnout. Por otro lado, la validez
divergente supondría la observación de
coeficientes de correlación significativos,
moderados y negativos entre las diferentes
formas de cálculo del puntaje total de la
EPB y los Afectos Negativos, así como con
las subescalas de Cinismo y Agotamiento
Emocional, del test de Burnout.


Resultados

El análisis de confiabilidad de la EBP
ofreció como resultado de la primera
muestra de 747
coeficiente α= 0.923 para la Escala
Combinada de 65 ítems y α= 0.866 para el
caso de la Escala Ponderada de 24 ítems.

considerando lo ya
significativas,
participantes, un
Con respecto al valor de dichos coeficientes
para cada una de las subescalas que la
componen, se realizaron los cálculos tanto
para la Escala Combinada de 65 ítems
como para la Escala Ponderada de 24
ítems. En el caso de la primera de ellas,
para el Bienestar Subjetivo (30 ítems) se
obtuvo un α= 0.925; para Bienestar
Material (10 ítems) un α= 0.908; para
Bienestar Laboral (10 Ítems) un α= 0.809 y,
finalmente, para Bienestar en la Relación
con la Pareja (15 Ítems) un coeficiente α=
0.706 puntos. En el caso de la Escala
Ponderada de 24 ítems, para el Bienestar
Subjetivo se obtuvo un coeficiente α=
0.762; para Bienestar Material un α= 0.872;
para Bienestar Laboral un α= 0.830; y,
finalmente, para Bienestar en la Relación
con la Pareja un α= 0.79 puntos. Tal como
se señaló, estos valores no solo cumplen
con los criterios de suficiencia que se
esperaría para la adecuada consistencia
interna de un test (Nunnally y Bernstein,
1995; y Lévy y Varela, 2003), sino que
también son similares a los reportados en
la versión original de la EBP por Sánchez–
Cánovas (2007).

El análisis de estadísticos descriptivos por
Ítems en la EBP mostró una alta tasa de
homogeneidad en el patrón de respuesta
sobre los ítems, ya que el 72.31%
presentaron un Coeficiente de Variación
Media (C.V.media) menor al 30%; así mismo,
en el caso de los ítems BPS-p22, BRP-p1 y
BRP-p15, se observaron
promedios muy extremos con respecto al
recorrido de la escala Likert de cinco
puntos, lo cual refleja una alta asimetría en
la distribución interna de cada uno de
éstos ítems. Por otro lado, se evidenció
que, en general, las respuestas obtenidas
en la EBP abarcan todo el rango esperado
de respuestas para una escala Likert de
cinco puntos, y también se observó una
adecuada capacidad discriminativa en
todos los ítems,
correlaciones con el puntaje total del test
puntajes
puesto que sus

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son mayores a 0.30 puntos, a excepción de
los ítems: BL-p9, BRP-p2, BRP-p1, BRP-p8,
BRP-p9 y BRP-p15.

Así mismo, se observó que la gran mayoría
de los ítems presentaron una contribución
especial con la consistencia interna del
test, ya que de ser eliminados disminuiría
el valor del coeficiente α del test total; esto
sucede con todos los ítems a excepción de
los siguientes: BL-p9, BRP-p1, BRP-p8 y
BRP-p9. Ahora, si bien el valor del
coeficiente alfa mejoraría si se retirasen
éstos ítems del test, también es cierto que:
a) considerando lo elevado que de por sí se
encuentra el valor actual del coeficiente
alfa (α = 0.923), b) considerando que la
disminución ocurre solamente en el tercer
decimal y c) considerando
eliminación de tales ítems supondría una
merma sustancial en la exploración de las
características asociadas con el constructo
de Bienestar Psicológico, se estimó que
sería mucho más perjudicial su eliminación
que su mantenimiento; ya que en el caso
del Bienestar en las Relaciones con la
Pareja, se estarían perdiendo el 20% de los
ítems que componen ésta subescala y en el
caso del Bienestar Laboral, la pérdida sería
del 10%. De igual modo, y como se
observará más adelante, mantener los
ítems no atenta contra la estructura
factorial, ni contra la calidad predictiva de
la medida sobre los criterios utilizados, por
lo que es prudente mantenerlos dentro de
la versión validada.

Para obtener una aproximación a la
capacidad discriminativa global de la
prueba, se analizó la posibilidad de que la
EBP reprodujera una distribución normal
(Magnuson, 1995), para lo cual se realizó
una inspección gráfica del histograma y del
análisis del gráfico Q–Q con tendencia de
la distribución (ver figuras 1 y 2), y el
análisis de la prueba estadística de
Kolgomorov-Smirnov (pvalor =0.000); en los
tres casos se evidenció la ausencia de
que la
comprobación de éste supuesto, lo cual
refleja la alta capacidad discriminativa que
tiene la EBP en sus puntajes bajos y
promedios; pero luego, esta capacidad
disminuye en puntajes más altos de la
escala, dada la alta concentración de
sujetos en éstos puntajes de la EBP.


Figura 1: Histograma de la distribución de puntajes
de la EBP



Figura 2. Gráfico Q–Q con tendencia de la
distribución de puntajes


Finalmente, se verificó la naturaleza
sumativa o ponderada de la escala
subyacente a la EBP, por medio de la
prueba de no aditividad de Tukey (pvalor=
0.004), encontrando
responde a una escala sumativa, lo cual
que la misma

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significa que para calcular el puntaje total
basta simplemente con la aplicación de
una suma algebraica de todos los ítems. Es
importante señalar que la naturaleza
sumativa o ponderada de la prueba (Hair et
al., 1999) no está relacionada con la
denominación que hace Sánchez–Cánovas
(2007) de Escala Combinada y Escala
Ponderada, puesto que en éstas siempre se
trata de escalas
diferencian en cuanto al número de ítems
que se van a considerar en dicha suma; en
el caso de la primera se trata de la suma de
65 ítems y de 24 en la segunda.

Una vez verificado el cumplimiento de los
supuestos de independencia
estructura factorial obtenida, por medio de
los criterios descritos por Hair et al. (1999)
o Pardo y Ruiz (2002), que señalan que el p-
valor de la Prueba de Esfericidad de Bartlett
debe ser menor a 0.05 puntos (Escala
Combinada de 65 ítems = 0.000 y Escala
Ponderada de 24 ítems = 0.000) y el
supuesto de Adecuación Muestral de dicha
Estructura Factorial, registrada a partir de
sumativas que se
de la
la Prueba de Kaiser-Meyer-Olkin, la cual
debe ser mayor a 0.50 puntos (Escala
Combinada de 65 ítems = 0.931 y Escala
Ponderada de 24 ítems = 0.879), se observó
que en el caso de Escala Combinada de 65
ítems solamente el ítem BM-p32 (resaltado
en negritas en la Tabla 1), perteneciente a
la subescala de Bienestar Material, se
superpone (Carga Factorial del Factor 1 =
0.56) sobre el factor correspondientes con
los ítems de Bienestar Subjetivo. Esta
diferencia con la estructura teórica no se
encuentra en la solución factorial de la
Escala Ponderada de 24 ítems. Esta
diferencia, sin embargo, no afecta del todo
a la validación de la estructura factorial
porque, por un lado, Sánchez–Cánovas
reporta que siempre deben aplicarse y
analizarse en conjunto los resultados de la
subescala de Bienestar
Bienestar Material, lo cual refleja la íntima
relación entre ambos y, por el otro lado, la
segunda carga factorial más alta del ítem
en cuestión (0.44 ptos.), se encuentra en el
Factor 2, el cual agrupa a todos los ítems
de dicha subescala
Subjetivo y
(ver Tabla 1).


Tabla 1: Estructura factorial para la escala combinada de 65 ítems
Ítems
Ítems Ítems
Ítems
Factor
Factor Factor
Factor
1 1 1 1
0.652
Factor
Factor Factor
Factor
2 2 2 2
Factor
Factor Factor
Factor
3 3 3 3
Factor
Factor Factor
Factor
4 4 4 4
Ítems
ÍtemsÍtems
Ítems
Factor
Factor Factor
Factor
1 1 1 1
Factor
Factor Factor
Factor
2 2 2 2
0.783
Factor
Factor Factor
Factor
3 3 3 3
Fac
FacFac
Factor
tor
tor
4 4 4 4
tor
BPS-p11 BM-p39
BPS-p30 0.639 BM-p37 0.778
BPS-p23 0.626 BM-p38 0.72
BPS-p1 0.62 BM-p34 0.719
BPS-p3 0.62 BM-p40 0.707
BPS-p16 0.614 BM-p36 0.693
BPS-p28 0.611 BM-p35 0.399 0.616
BPS-p29 0.596 BM-p33 0.382 0.57
BPS-p12 0.56 BM-p31 0.402 0.514
BPS-p19 0.543 0.303 BRP-p11 -0.636
BPS-p15 0.537 BRP-p10 -0.622
BPS-p2 0.536 BRP-p8 0.607
BPS-p27 0.529 BRP-p2 0.605
BM
BMBM
BM- - - -p32
BPS-p18
p32 p32
p32 0.526
0.5260.526
0.526
0.521
0.44
0.44 0.44
0.44 BRP-p1 0.599
BRP-p15 0.589
BPS-p6 0.518 BRP-p14 0.582
BPS-p24 0.502 0.391 BRP-p5 -0.534

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65
BPS-p17 0.497 0.424 BRP-p12 -0.523
BPS-p22 0.467 BRP-p4 0.498
BPS-p13 0.437 BRP-p7 -0.494
BPS-p10 0.436 0.419 BRP-p3 0.477
BPS-p26 0.435 BRP-p6 -0.473
BPS-p21 0.432 BRP-p13 0.39
BPS-p14 0.427 BRP-p9 0.36
BPS-p25 0.425 BL-p1 0.761
BPS-p8 0.424 0.371 BL-p4 0.746
BPS-p20 0.42 BL-p10 0.73
BPS-p4 0.417 BL-p3 0.692
BPS-p5 0.416 BL-p2 0.662
BPS-p9 0.38 BL-p5 -0.616
BPS-p7 0.34 BL-p7 0.467


















BL-p6
BL-p9
BL-p8







0.399
-0.343
0.44

Esta leve diferencia entre la estructura
factorial obtenida y la estructuración
teórica de la prueba puede responder al
sesgo de autoselección (Kerlinger y Lee,
2002) debido a la posible homogeneidad
de la muestra en cuanto al nivel
socioeconómico, que si bien no fue
registrado, dado que las fuentes de
contacto y acceso a los participantes las
adelantó un grupo de estudiantes de
psicometría de altos ingresos económicos
de una universidad privada venezolana, es
factible suponer la similitud en el nivel
socioeconómico de
participantes. Por
considerar que al existir sospechas de


Tabla 2: Estructura factorial para la escala combinada de 24 ítems
éstos
ello,
y los
se podría
homogeneidad en los recursos materiales
o económicos de los participantes, el uso
de la Escala Ponderada de 24 ítems sería
más útil que la versión de la Escala
Combinada de 65 ítems, dado su mayor
posibilidad de discriminación entre los
factores subyacentes; al menos en lo que
respecta a ese único ítem. Sin embargo,
como se señalará más adelante, el uso de
la información contenida en los 65 ítems,
a diferencia de la versión abreviada de 24
ítems, es mucho más útil en la predicción
de estados de salud positiva o su
discriminación de estados de salud
negativa (ver Tabla 2).
Ítems
ÍtemsÍtems
Ítems
Factor
Factor Factor
Factor
1 1 1 1
.803
Factor
Factor Factor
Factor
2 2 2 2
Factor
Factor Factor
Factor
3 3 3 3
Factor
Factor Factor
Factor
4 4 4 4
Ítems
ÍtemsÍtems
Ítems
Factor
Factor Factor
Factor
1 1 1 1
Factor
Factor Factor
Factor
2 2 2 2
Factor
Factor Factor
Factor
3 3 3 3
.735
Factor
Factor Factor
Factor
4 4 4 4
BM-p40 BRP-p1
BM-p39 .795 BRP-p2 .724
BM-p37 .795 BRP-p8 .722
BM-p36 .777 BRP-p14 .697
BM-p38 .707 .311 BRP-p15 .639
BM-p31 .576 .330 BRP-p4 .618
BL-p4 .798 BPS-p11 .645
BL-p1 .797 BPS-p6 .637

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66
BL-p3 .755 BPS-p22 .634
BL-p10 .739 BPS-p28 .630
BL-p2 .704 BPS-p30 .616
BL-p6 .473 .343 BPS-p5 .541

En
convergente, se cumplen los criterios de
la hipótesis esperada
significativa, moderada y positiva) en
todos los casos analizados (ver Tabla 3).
Caso similar ocurre con la validación
divergente, en la que también se cumplen
los criterios de la hipótesis esperada
(correlación significativa, moderada y


relación con la validación
(correlación
negativa) en todos los casos analizados
(ver Tabla 4), a excepción de las
enfermedades físicas, en los que no se
obtuvieron coeficientes de correlación
significativos, aunque sí negativos y de
grado moderado (Escala ponderada de 24
ítems) y alto (Escala combinada de 65
ítems); así se cumplieron las hipótesis de
divergencia y convergencia esperadas.
Tabla 3. Validez Convergente

Escala
Escala Escala
Escala
Ponderada de
Ponderada de Ponderada de
Ponderada de
24 ítems
24 ítems 24 ítems
24 ítems
0.605
0.000
0.361
0.000
Escala
Escala Escala
Escala
Combinada de 65
Combinada de 65 Combinada de 65
Combinada de 65
ítems
ítemsítems
ítems
0.59
0.000
0.384
0.000
Afecto Positivo
Correlación de Pearson
Sig. (bilateral)
Correlación de Pearson
Sig. (bilateral)
Eficacia
Profesional


Tabla 4. Validez Divergente

Escala
Escala Escala
Escala
Ponderada de
Ponderada de Ponderada de
Ponderada de
24 ítems
24 ítems24 ítems
24 ítems
-0.792
0.006
-0.395
0.85
-0.287
0.000
-0.35
0.000
-0.294
0.000
Escala
Escala Escala
Escala
Combinada de
Combinada de Combinada de
Combinada de
65 ítems
65 ítems65 ítems
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-0.59
0.003
-0.764
0.853
-0.322
0.000
-0.38
0.000
-0.305
0.000
Trastornos
Psicológicos
Enfermedades
Físicas
Afecto
Negativo
Coeficiente ETA
t Student: Sig. (bilateral)
Coeficiente ETA
t Student: Sig. (t Student)
Correlación de Pearson
Sig. (bilateral)
Correlación de Pearson
Sig. (bilateral)
Correlación de Pearson
Sig. (bilateral)
Cinismo
Desgaste
Emocional


Discusión

El presente trabajo muestra los resultados
del proceso de validación de la segunda
edición de la Escala de Bienestar
Psicológico (EBP),
Sánchez–Cánovas (2007), para lo cual se
sirvió de cuatro muestras de participantes
elaborada por
venezolanos, empleados en el sector
formal de empleo, con al menos tres
meses de contratación, de ambos sexos,
mayores de edad, de ambos sectores de la
economía (público
heterosexuales y con una relación formal y
estable de pareja. Cada una de las
muestras fue requerida para un tipo de
y privado),