Propiedades psicométricas de la Escala de Florecimiento en Puerto Rico

Abstract

This article examines the psychometric properties of the Flourishing Scale in Puerto Rico. Three studies were carried out with this purpose. The first study, of 665 participants , analyzed the reliability and factorial structure of the scales. The second study, of 821 participants, carried out a confirmatory factorial analysis. The third study, of 342 Puerto Rican women, calculated the convergent and divergent validity of the scales with other measures of wellbeing and depression. The results of the studies showed adequate psychometric properties in the scale. The reliability index of the scale was of .95. The variance in the exploratory factorial analysis was 65.35%. The results confirmed that the scale has a one-dimensional structure. The eight items complied with the criteria of discrimination. Convergent and discriminant validity analyses were performed by evaluating correlation between flourishing, satisfaction with life and depression, obtaining statistically significant values. These results suggest that the Flourishing Scale has the potential to measure this construct among Puerto Rican adults.

Full text

Laboratorio de Evaluación Psicológica y Educativa
Facultad de Psicología - Universidad Nacional de Córdoba
2018, Vol. 18, No 3.
ISSN 1667-4545
Recuperado de https://revistas.unc.edu.ar/index.php/revaluar
Propiedades psicométricas de la Escala de Florecimiento
en Puerto Rico
Psychometric Properties of the Flourishing Scale in Puerto Rico
Juan Aníbal González-Rivera * ¹
1 - Ponce Health Sciences University, San Juan University Center, Puerto Rico
* Correspondencia a: Dr. Juan A. González-Rivera, 500 West Main Suite 215, Bayamón, Puerto Rico, 00961. Tel.: 011 787 315 6034.
dr.juananibalgonzalez@outlook.com
Cómo citar este artículo: González-Rivera, J. A. (2018). Propiedades psicométricas de la Escala de Florecimiento en Puerto Rico. Revista Evaluar, 18(3),
30-43. Recuperado de https://revistas.unc.edu.ar/index.php/revaluar
Recibido: 01/03/2018 Revisado: 20/06/2018 Aceptado: 07/07/2018
Introducción
Método
Resultados
Discusión
Referencias
Resumen
En el presente estudio se analizan las propiedades
psicométricas de la Escala de Florecimiento en Puerto
Rico. Se realizaron tres estudios. En el primero, con 665
participantes, se analizaron la conabilidad y la estructura
factorial de la escala. En el segundo, con 821 participantes,
se efectuó un análisis factorial conrmatorio. En el tercero,
con 342 mujeres puertorriqueñas, se calculó la validez con-
vergente y divergente de las escalas con otras medidas de
bienestar y depresión. Los resultados de los estudios mos-
traron propiedades psicométricas adecuadas en la escala. El
índice de conabilidad Alfa de Cronbach de la escala fue
de .92. La varianza explicada en el análisis factorial explo-
ratorio fue de un 65.35%. Los resultados conrmaron que
la escala posee una estructura unidimensional. Los ocho
ítems de la escala cumplieron con los criterios de discri-
minación. Se realizaron análisis de validez convergente y
discriminante mediante la evaluación de correlación entre
el orecimiento, la satisfacción con la vida y la depresión.
Se obtuvieron valores estadísticamente signicativos. Estos
resultados sugieren que la Escala de Florecimiento tiene el
potencial para medir este constructo en adultos puertorri-
queños.
Palabras clave: bienestar, bienestar psicológico, oreci-
miento, propiedades psicométricas, validación
Abstract
This article examines the psychometric properties of
the Flourishing Scale in Puerto Rico. Three studies were
carried out with this purpose. The rst study, of 665 partic-
ipants, analyzed the reliability and factorial structure of the
scales. The second study, of 821 participants, carried out
a conrmatory factorial analysis. The third study, of 342
Puerto Rican women, calculated the convergent and diver-
gent validity of the scales with other measures of wellbeing
and depression. The results of the studies showed adequate
psychometric properties in the scale. The reliability index
of the scale was of .95. The variance in the exploratory
factorial analysis was 65.35%. The results conrmed that
the scale has a one-dimensional structure. The eight items
complied with the criteria of discrimination. Convergent
and discriminant validity analyses were performed by eval-
uating correlation between ourishing, satisfaction with life
and depression, obtaining statistically signicant values.
These results suggest that the Flourishing Scale has the po-
tential to measure this construct among Puerto Rican adults.
Key words: ourishing, psychological well-being, psycho-
metric properties, validation, well-being

31
González-Rivera, Evaluar, 2018, 18(3), 30-43
Introducción
Históricamente, la búsqueda de la felicidad
y el bienestar humano han sido temas centrales
en la literatura, la losofía y la teología (Gon-
zález-Rivera, Quintero-Giménez, Veray-Alicea,
& Rosario-Rodríguez, 2016). Por ejemplo, en la
antigua Grecia, Aristóteles (2001) ya proponía el
concepto de la suma felicidad como el n últi-
mo del ser humano. En Oriente, los discípulos de
Confucio describieron la buena vida (una vida fe-
liz) desde una sociedad ordenada en donde cada
ciudadano tiene roles, deberes y responsabilida-
des claramente delimitados (Diener & Suh, 2000).
Posturas losócas como estas inquietaron aca-
démicamente a los principales exponentes de la
psicología positiva, quienes formalizaron cientí-
ca y rigurosamente el estudio de la felicidad y el
bienestar general en las ciencias sociales (Diener,
2000; Ry, 1989; Seligman & Csikszentmihalyi,
2000; Seligman & Peterson, 2003). La intención
principal de estos autores era entender los proce-
sos psicológicos que subyacen en la búsqueda de
la felicidad y que fomentan un mayor bienestar en
las personas.
Con este propósito, los psicólogos positivos
desarrollaron distintos constructos para operacio-
nalizar la felicidad y el bienestar personal y faci-
litaron su estudio en los campos de la psicología
y las ciencias sociales (p. ej. satisfacción con la
vida, afecto positivo, afecto negativo, crecimien-
to y desarrollo personal, entre otros). Estos cons-
tructos suelen categorizarse en dos perspectivas
distintas de investigación: la hedónica y la eudae-
mónica. La perspectiva hedónica, caracterizada
por el bienestar subjetivo, concibe el bienestar
del individuo como la evaluación que las perso-
nas hacen sobre la satisfacción que experimentan
en sus vidas y el balance entre los afectos positi-
vos y negativos (Diener, 2000; Keyes, Shmotkin,
& Ry, 2002).
Para medir el bienestar desde la perspec-
tiva hedónica, se deben tener en consideración
dos aspectos principales: el componente cogni-
tivo –asociado al juicio valorativo-subjetivo que
la persona hace sobre su vida– y el componente
afectivo-emocional (Diener, 2000; Diener & Suh,
2000). Tomando como base estos elementos, se
han desarrollado varios instrumentos para eva-
luar el bienestar desde la perspectiva hedónica:
el Satisfaction with Life Scale (Diener, Emmons,
Larsen, & Grin, 1985), el Positive and Negati-
ve Aect Schedule (Watson, Clark, & Tellegen,
1988) y el Scale of Positive and Negative Expe-
rience (Diener et al., 2010).
Por su parte, la perspectiva eudaemónica,
representada por el bienestar psicológico, aso-
cia el bienestar del individuo con el desarrollo
del potencial humano. Los investigadores eles
a esta perspectiva de investigación explican que
el bienestar humano está intrínsecamente ligado
a la realización de actividades congruentes con
los valores profundos del individuo que fomen-
tan su desarrollo y crecimiento personal (Ryan &
Deci, 2001). En síntesis, esta perspectiva concibe
la felicidad como un estado de plenitud y armonía
en el que el bienestar humano es entendido como
la percepción del sentido y propósito en la vida,
siendo el crecimiento y desarrollo personal, los
principales factores del funcionamiento óptimo
del ser humano (Chitgian-Urzúa, Urzúa, & Ve-
ra-Villarroel, 2013; González-Rivera et al., 2016).
Se han desarrollado varios instrumentos
para medir el bienestar desde la perspectiva eu-
daemónica; entre los más conocidos se encuen-
tran: el Questionnaire for Eudaimonic Well-Being
(Waterman et al., 2010) y el Scales of Psychologi-
cal Well-Being (Ry, 1995). Uno de los últimos
instrumentos desarrollados en esta línea de inves-
tigación, que destaca por su brevedad y facilidad

32
González-Rivera, Evaluar, 2018, 18(3), 30-43
de administración, es la Escala de Florecimiento
(Flourishing Scale) de Diener et al. (2010). La Fi-
gura 1 presenta grácamente el desarrollo teórico
de los principales instrumentos que examinan el
bienestar humano desde las perspectivas hedóni-
ca y eudaemónica.
La Escala de Florecimiento fue desarrolla-
da por Diener et al. (2009; 2010) para medir la
prosperidad psicosocial, tomando como funda-
mento conceptual la integración de las principa-
les teorías psicológicas que tratan el orecimien-
to humano y la prosperidad personal. En primer
lugar, en la elaboración de la escala utilizaron las
necesidades psicológicas universales conceptua-
lizadas por Ry (1989), estas son: necesidad de
competencia, relaciones humanas (interperso-
nales) y autoaceptación. Asimismo, integraron
otros elementos teóricos que, según los autores,
fortalecen la perspectiva de las necesidades uni-
versales: la noción de capital social (Helliwell,
Barrington-Leigh, Harris, & Huang, 2010), el
ow y el compromiso (Csikszentmihalyi, 1990)
y, por último, el optimismo, el propósito y el sig-
nicado (Seligman, 2002). Todos estos elementos
psicológicos están contemplados en la Escala de
Florecimiento, dado que son beneciosos para el
funcionamiento óptimo del ser humano.
En cuanto a las propiedades psicométricas,
Figura 1
Desarrollo teórico de los principales instrumentos que examinan el bienestar humano desde las perspectivas hedónica y eudaemónica.

33
González-Rivera, Evaluar, 2018, 18(3), 30-43
de la versión en español de la Escala de Floreci-
miento en adultos puertorriqueños. Para ello, se
llevaron a cabo tres estudios independientes. En
el Estudio 1 se analiza la estructura factorial de
la escala mediante un análisis factorial explora-
torio, se evalúa la conabilidad del instrumento
y se examina la capacidad de discriminación de
los ítems. En el Estudio 2 se analiza la validez
de constructo mediante un análisis factorial con-
rmatorio con ecuaciones estructurales y se eva-
lúa la conabilidad compuesta. En el Estudio 3
se evalúa la validez convergente y divergente de
la escala con respecto a otras medidas de bienes-
tar y una escala de depresión. En los tres estudios
se utiliza un diseño de investigación instrumental
(Montero & León, 2007).
Estudio 1
El objetivo de este estudio fue analizar la
estructura factorial de la escala mediante un AFE
de componentes principales, analizar los índices
de discriminación de los ocho ítems y evaluar la
conabilidad de la escala mediante dos métodos:
coeciente alfa de Cronbach y división en mita-
des de Spearman-Brown.
Método
Participantes. Se trabajó con una muestra no pro-
babilística constituida por 665 participantes: 473
mujeres (71.1%) y 192 hombres (28.9%). El ran-
go de edad fue de entre los 21 y 65 años, con una
edad promedio de 35.86 (DE = 10.22). En cuanto
al estado civil, el 26.2% (n = 174) era soltero, el
44.8% (n = 298) era casado y el 29% n = 193)
convivía con su pareja sin nupcias. En términos
de preparación académica, el 40% (n = 266) po-
seía un bachillerato, el 24.5% (n = 163) poseía
el instrumento ha demostrado una fuerte consis-
tencia interna, con coecientes alfa de Cronbach
que oscilan entre .87 a .95 en diferentes países
y culturas (Cassaretto-Bardales & Martinez-Uri-
be, 2017; Diener et al., 2010; Esch, Jose, Gimpel,
Von Scheidt, & Michalsen, 2013; Hone, Jarden, &
Schoeld, 2014; Howell & Buro, 2015; Silva &
Caetano, 2013; Sumi, 2013). Por su parte, cuando
se validó la Escala de Florecimiento por primera
vez en Estados Unidos, se evidenciaron índices
de discriminación de los ítems que uctuaron en-
tre .57 y .71, y la escala reejó una solución uni-
factorial que explicaba el 53% de la varianza de la
escala (Diener et al., 2010). Estudios posteriores
han conrmado la unidimensionalidad de la esca-
la (Cassaretto-Bardales & Martinez-Uribe, 2017;
Hone et al., 2014; Howell & Buro, 2015; Silva &
Caetano, 2013).
Si bien la mayoría de los estudios que uti-
lizan la Escala de Florecimiento se han llevado
a cabo en Estados Unidos, se han registrado tra-
ducciones y validaciones en diferentes contextos
internacionales, como Japón (Sumi, 2013), Portu-
gal (Silva & Caetano, 2013), Canadá (Howell &
Buro, 2015), Nueva Zelanda (Hone et al., 2014),
Alemania (Esch et al., 2013) y Perú (Cassaret-
to-Bardales & Martinez-Uribe, 2017). Finalmen-
te, cabe señalar que solo existe un estudio que
examina las propiedades psicométricas del ins-
trumento en el contexto latinoamericano (Perú),
lo que hace necesario incrementar los estudios de
carácter psicométricos que examinen la Escala de
Florecimiento en otros países hispanohablantes
como Puerto Rico.
El presente estudio se propuso vericar las
propiedades psicométricas de la Escala de Floreci-
miento en la población puertorriqueña y compro-
bar si es un instrumento adecuado para examinar
el bienestar psicológico en adultos puertorrique-
ños. En este sentido, nuestro estudio pretende
validar y analizar las propiedades psicométricas

34
González-Rivera, Evaluar, 2018, 18(3), 30-43
un grado de maestría, el 18.8% (n = 125) tenía
un grado técnico o grado asociado, el 6% (n =
40) completó únicamente la escuela superior, y el
10.7% (n = 71) contaba con un doctorado. Por úl-
timo, la mayoría de la muestra (el 51.1%, n = 340)
generaba ingresos menores que $25 000, mientras
que el 32.6% (n = 217) entre $26 000 y $50 000.
Instrumentos. La Escala de Florecimiento (Die-
ner et al., 2010) está constituida por ocho ítems
que examinan el bienestar psicológico desde una
perspectiva eudaemónica. Cada ítem posee una
escala de respuesta de siete puntos, cuyos límites
lo constituyen las respuestas Muy en desacuerdo
(1) y Muy de acuerdo (7). El rango posible es de
8 a 56 puntos donde a mayor puntuación, mayor
grado de crecimiento o desarrollo psicológico.
Procedimientos generales.La recopilación de da-
tos se llevó a cabo mediante el uso de cuestio-
narios a través de la plataforma PsychData uti-
lizando como método de reclutamiento las redes
sociales: Facebook, Twitter, Google+, WhatsApp,
entre otras. Esta investigación fue aprobada por el
Comité para la Ética en la Investigación (IRB) de
la Universidad Carlos Albizu en San Juan, Puerto
Rico. Los datos fueron analizados en el programa
estadístico IBM SPSS versión 24.0 (IBM Corpo-
ration, 2016).
Resultados
Análisis de componentes principales. En el pri-
mer estudio se realizó un análisis AFE utilizando
el método de extracción de componentes prin-
cipales con rotación oblicua para identicar las
variables latentes que subyacen en los ítems. Los
resultados mostraron una estructura unifactorial
con un valor característico de 5.23, que explica el
65.35% de la varianza de los datos (KMO = .92;
χ2 = 3511.974 (28), p < .001). Las cargas factoria-
les de los ítems sobrepasan el .72, superando el
mínimo de .50 recomendado por Stevens (2002).
En la Tabla 1 se presentan las cargas factoriales
obtenidas por los 8 ítems.
Análisis de Discriminación. Una vez que se ana-
lizó la estructura factorial de la escala, se llevó
a cabo un análisis de reactivos para calcular los
índices de discriminación de los ocho ítems de
Tabla 1
Análisis factorial exploratorio e índices de discriminación de los ítems.
Ítems rbis 1
1. Llevo una vida signicativa y con propósito. .78 .84
2. Mis relaciones sociales me apoyan y son reconfortantes. .69 .76
3. Me intereso y me involucro en mis actividades diarias. .79 .85
4. Contribuyo activamente a la felicidad y al bienestar de otros. .74 .81
5. Soy competente y capaz en las actividades que son importantes para mí. .74 .82
6. Soy una buena persona y vivo una buena vida. .79 .86
7. Soy optimista acerca de mi futuro. .75 .81
8. La gente me respeta. .64 .72
Nota. rbis = índice de discriminación del ítem; 1 = cargas factoriales (n = 665).

35
González-Rivera, Evaluar, 2018, 18(3), 30-43
la Escala de Florecimiento, mediante el método
de correlación ítem-total de la prueba (rbis). Los
resultados mostraron índices de discriminación
que uctuaban entre .64 y .79, de manera que
todos los reactivos obtuvieron índices de discri-
minación mayores a .30, como recomienda Kline
(2005). La Tabla 1 presenta los índices de discri-
minación de los ocho ítems de la escala.
Análisis de Conabilidad.Los ocho ítems fueron
sometidos a un análisis de consistencia interna
para determinar el índice de conabilidad de la
escala. Para ello utilizamos dos métodos: el co-
eciente Alfa de Cronbach y división en mitades
de Spearman-Brown. Los resultados mostraron
un coeciente alfa de .92 y de .92 para la prueba
Spearman-Brown. La Tabla 2 presenta el alfa de
Cronbach, alfa de Cronbach estandarizado, el co-
eciente de la prueba Spearman-Brown, la media
y la desviación estándar de la Escala de Floreci-
miento.
Estudio 2
Los objetivos de este segundo estudio
fueron analizar la validez de constructo mediante
un AFC con ecuaciones estructurales y evaluar la
abilidad compuesta del instrumento.
Método
Participantes. Para este estudio se reclutó una
muestra no probabilística constituida por 821 par-
ticipantes: 410 mujeres (49.9%) y 411 hombres
(50.1%). El rango de edad fue de entre los 19 y
75 años, con una edad promedio de 37.24 (DE =
13.30). En cuanto al estado civil, el 50.7% (n =
417) era soltero, el 33.6% (n = 275) era casado
y el 15.7% (n = 129) convivía con su pareja sin
nupcias. En términos de preparación académica,
el 49% (n = 402) poseía un bachillerato, el 17.4%
(n = 143) poseía un grado de maestría, el 16.9%
(n = 139) tenía un grado técnico o grado asocia-
do, el 8.9% (n = 73) cursó únicamente la escuela
superior, y el 7.8% (n = 64) contaba con un doc-
torado. Por último, la mayoría de la muestra (el
58.2%, n = 478) generaba ingresos menores que
$25 000, mientras que el 29.4% (n = 241) entre
$26 000 y $50 000.
Instrumento. En el Estudio 2 solo se utilizó la
Escala de Florecimiento (véase descripción en el
Tabla 2
Medias, desviaciones estándar y coecientes de conabilidad.
Factor M DE α αest
Spearman-
Brown
Escala de Florecimiento 47.68 8.89 .92 .92 .90
Nota. M = media; DE = desviación estándar; α = alfa de Cronbach; αest = alfa de Cronbach estandarizado. (n = 665).

36
González-Rivera, Evaluar, 2018, 18(3), 30-43
Estudio 1) con el propósito de auscultar sus carac-
terísticas psicométricas.
Procedimientos generales. La recopilación de
datos se llevó a cabo de forma electrónica y pre-
sencial durante el 2017. Se reclutaron personas de
forma presencial (n = 348) en dos centros univer-
sitarios de la zona metropolitana de Puerto Rico y
en varias ocinas de empleo. A su vez, se recluta-
ron participantes electrónicamente (n = 473) me-
diante un anuncio pagado en Facebook y otras re-
des sociales. Esta investigación fue aprobada por
el Comité para la Ética en la Investigación IRB)
de la Universidad Carlos Albizu en San Juan,
Puerto Rico. Los programas estadísticos utiliza-
dos en esta fase fueron IBM SPSS Statistics ver-
sión 24 y STATA versión 14.1 (StataCorp., 2017).
Resultados
Análisis descriptivos de los ítems. En primer
lugar, se calcularon las medias y las desviaciones
estándar para cada ítem de la escala para anali-
zar las propiedades de distribución de la escala.
Las medias de los ítems uctuaron entre 6.03 y
6.57, con desviaciones estándar que uctuaron
entre .95 y 1.22. Como muestra, la Tabla 3 y las
pruebas de normalidad de Kolmogorov-Smirnov
y Shapiro-Wilk evidencian que los datos no se
distribuyen de forma normal (p < .001). Por la
falta de normalidad en los datos, utilizamos las
correcciones de Satorra y Bentler (2001) para cal-
cular el ajuste de los modelos de ecuaciones es-
tructurales, ya que la no normalidad de los datos
altera los errores de estimación y el ajuste global
del modelo.
Validez de Constructo. Se realizó un AFC con
ecuaciones estructurales utilizando el método de
estimación de máxima verosimilitud. Para eva-
luar el ajuste del modelo se utilizaron los siguien-
tes índices de bondad de ajuste y los criterios de
Byrne (2010): chi-cuadrado (χ2), error medio cua-
drático de aproximación (RMSEA; los valores
sugeridos deben ser ≤ .08 para indicar un buen
ajuste), índice Tucker-Lewis (TLI) y el índice
de ajuste comparativo (CFI). Para que exista un
buen ajuste del modelo, los valores sugeridos de
CFI y TLI deben ser de ≥ .95 (Byrne, 2010). Los
resultados arrojaron un buen ajuste para el mo-
delo conformado por un solo factor latente que
recogía los ocho ítems de la escala (véase Figu-
ra 2), χ2 = 181.315(20) p < .001, RMSEA = .08,
CFI = .97, TLI = .96, χ2 corregido = 81.755(20) p
< .001, RMSEA corregido = .05, CFI corregido =
.97, TLI corregido = .96. Estos índices cumplen
con lo que Satorra y Blenter (2001) consideran
como niveles aceptables. A su vez, se examinaron
los coecientes de regresión de cada ítem, espe-
rando que cada uno de estos fuese mayor a .65,
según recomiendan Schumaker y Lomax (2010).
Los coecientes de regresión uctuaron entre .68
y .85 (véase Tabla 4). Luego, se analizó la cona-
bilidad compuesta del modelo unidimensional de
la escala. Los análisis revelaron un índice de con-
abilidad compuesta de .93, lo que supera el valor
mínimo recomendado por la literatura (Raykov &
Shrout, 2002).
Diferencias entre hombres y mujeres. Se realizó
una prueba t independiente para analizar si exis-
ten diferencias estadísticamente signicativas en-
tre las medias de orecimiento de las mujeres (M
= 49.91, DE = 7.98) y de los hombres (M = 50.81,
DE = 6.11). Los resultados conrmaron que la di-
ferencia a favor de los hombres no es estadística-
mente signicativa (t(819) = -1.815, p > .05).

37
González-Rivera, Evaluar, 2018, 18(3), 30-43
Estudio 3
Una vez conrmada la conabilidad de la
escala, su estructura factorial y que las puntuacio-
nes de la escala no se alteran según el género, el
objetivo de este tercer estudio fue determinar la
validez convergente y divergente de las escalas
con otras medidas de bienestar y una medida de
sintomatología depresiva.
Método
Participantes. Este estudio contó con la partici-
pación de 342 mujeres adultas puertorriqueñas,
seleccionadas por disponibilidad. El rango de
edad fue de entre los 21 y 68 años, con una edad
promedio de 37.66 (DE = 10.73). En términos de
preparación académica, el 38.3% (n = 131) poseía
un bachillerato, el 26.9% (n = 92) poseía un grado
de maestría, el 20.7% (n = 71) tenía un grado téc-
nico o grado asociado, el 5% (n = 17) completó
únicamente la escuela superior, y el 9.1% (n = 31)
contaba con un doctorado. Por último, la mayoría
de la muestra (el 44.7%, n = 153) generaba ingre-
Tabla 3
Estadísticos de descriptivos y de distribución para los ítems de la escala.
Ítem Media Desviación
Estándar Asimetría Curtosis Kolmogorov-
Smirnov Shapiro-Wilk
1 6.33 1.14 -2.59 7.94 .32 .62
2 6.03 1.19 -1.74 3.55 .28 .76
3 6.29 1.07 -2.45 7.62 .29 .66
4 6.34 1.05 -2.50 7.99 .32 .64
5 6.57 .95 -3.70 16.68 .29 .49
6 6.49 .97 -3.20 13.17 .36 .57
7 6.20 1.19 -2.01 4.40 .29 .70
8 6.11 1.22 -1.94 4.24 .27 .72
Nota. Error estándar de la asimetría = .09; Error estándar de la curtosis = .17. Grados de libertad Kolmogorov-Smirnov y Shapiro-Wilk = 821, todos los
valores p < .001.
Figura 2
Modelo unidimensional de la Escala de Florecimiento.

38
González-Rivera, Evaluar, 2018, 18(3), 30-43
sos menores que $25 000, mientras que el 35.7%
(n = 122) entre $26 000 y $50 000.
Instrumentos. En el Estudio 3, además de utilizar
la Escala de Florecimiento (véase descripción en
el Estudio 1), se utilizaron la Escala de Satisfac-
ción con la Vida (Diener et. al., 1985), la Escala
de Autoestima de Rosenberg (1965) y la Escala de
Depresión del DASS-21 (Lovibond & Lovibond,
1995). La Escala de Satisfacción con la Vida está
constituida por un total de cinco ítems (p. ej. Es-
toy satisfecho/a con mi vida) con una escala de
respuesta de siete puntos que uctúan de Muy en
desacuerdo (1) a Muy de acuerdo (7). El puntaje
más bajo que se puede obtener es 5 y el más alto
es 35, donde puntuaciones elevadas sugieren alta
presencia de satisfacción con la vida (α = .92).
Por su parte, la Escala de Autoestima de Ro-
senberg está constituida por 10 ítems (p. ej. En
general, estoy satisfecha conmigo misma) con
una escala de respuesta de cuatro puntos que uc-
túan de Totalmente de acuerdo (1) a Totalmente
en desacuerdo (4). El rango posible es de 10 a
40 puntos, donde elevadas puntuaciones sugieren
una alta valía personal y mucho respeto a sí mis-
ma (α = .90). Por último, la Escala de Depresión
del DASS-21 está constituida por siete ítems (p.
ej. Me sentí triste y deprimido) con una escala de
respuesta de cuatro puntos que uctúan de Nada
(0) a Mayor parte del tiempo (3). El puntaje total
se calcula con la suma de los ítems pertenecientes
a esa escala y varía entre 0 y 21 puntos; a ma-
yor puntuación, mayor sintomatología presenta la
participante (α = .90).
Procedimientos generales. La recopilación de
datos se llevó a cabo mediante el uso de cuestio-
narios a través de la plataforma PsychData uti-
lizando como método de reclutamiento las redes
sociales: Facebook, Twitter, Google+, WhatsApp,
entre otras. Esta investigación fue aprobada por el
Comité para la Ética en la Investigación (IRB) de
la Universidad Carlos Albizu en San Juan, Puerto
Rico. Los datos fueron analizados en el programa
estadístico IBM SPSS (versión 24).
Resultados
Evidencias de Validez Convergente y Divergen-
te. Con el n de evaluar la validez convergente
y divergente de la Escala de Florecimiento, se
Tabla 4
Estimados estandarizados de regresión y sus intervalos de conanza.
Ítems βpI.C. 95%
1. Llevo una vida signicativa y con propósito. .82 .00 [.77, .87]
2. Mis relaciones sociales me apoyan y son reconfortantes. .70 .00 [.63, .76]
3. Me intereso y me involucro en mis actividades diarias. .83 .00 [.79, .88]
4. Contribuyo activamente a la felicidad y al bienestar de otros. .80 .00 [.74, .86]
5. Soy competente y capaz en las actividades que son importantes para mí. .85 .00 [.80, .90]
6. Soy una buena persona y vivo una buena vida. .81 .00 [.75, .88]
7. Soy optimista acerca de mi futuro. .74 .00 [.69, .79]
8. La gente me respeta. .68 .00 [.60, .75]
Nota. β = estimados estandarizados de regresión; p = signicación; I.C. 95% = intervalos de conanza de los coecientes de regresión.

39
González-Rivera, Evaluar, 2018, 18(3), 30-43
analizaron las correlaciones con otras medidas
de bienestar (satisfacción con la vida y autoes-
tima) y una medida de sintomatología asocia-
da con la depresión. Como se puede observar
en la Tabla 5, todas las correlaciones fueron
signicativas. Según lo esperado, las correla-
ciones entre orecimiento y las otras medidas
de bienestar (satisfacción con la vida y autoesti-
ma) fueron positivas. En cambio, la correlación
entre orecimiento y depresión fue negativa.
Discusión
El presente proyecto de investigación tuvo
como propósito analizar las propiedades psico-
métricas de la Escala de Florecimiento de Diener
et al. (2010) en una muestra de adultos en Puer-
to Rico. A partir de los resultados obtenidos, se
puede establecer que la escala posee adecuadas
características psicométricas para examinar el
bienestar humano desde una perspectiva eudae-
mónica. Especícamente, la escala evalúa rela-
ciones interpersonales positivas, sentimientos de
competencia, sentido de propósito y optimismo.
Además, los índices de conabilidad obtenidos
sugieren, según lo establece Kline (2000), que la
Escala de Florecimiento cuenta con la suciente
consistencia interna para ser utilizada como ins-
trumento de medición cientíca en investigacio-
nes en Puerto Rico y América Latina.
De forma general, el adicionamiento del
AFE del Estudio 1 con el AFC del Estudio 2
demuestra que el modelo hipotetizado presenta
un ajuste satisfactorio con los datos y conrma
la estructura unifactorial del instrumento. Esto
es congruente con investigaciones realizadas en
otros países que aportan evidencia a la unidimen-
sionalidad de la escala (Cassaretto-Bardales &
Martínez-Uribe, 2017; Hone et al., 2014; Howell
& Buro, 2015; Silva & Caetano, 2013). Según el
AFE, la estructura factorial de la escala explica un
65% de la varianza total, lo que concuerda con los
parámetros de varianza explicados en otras inves-
tigaciones internacionales que oscilan entre 47%
y 73% (Cassaretto-Bardales & Martínez-Uribe,
2017; Diener et al., 2010; Hone et al., 2014; Silva
& Caetano, 2013; Sumi, 2013).
En cuanto a la conabilidad del instrumen-
to, se obtuvieron índices superiores a los eviden-
ciados por la escala en la mayoría de los estudios
(Cassaretto-Bardales & Martínez-Uribe, 2017;
Diener et al., 2010; Hone et al., 2014; Silva &
Caetano, 2013), únicamente superados por el ín-
dice de consistencia interna obtenido en la vali-
dación de la escala en Japón (Sumi, 2013). Las
correlaciones de cada ítem con la puntuación to-
tal maniestan una consistencia interna notable
y superan el rango de .61 - .71 informado en la
literatura cientíca (Cassaretto-Bardales & Mar-
Tabla 5
Correlaciones entre las escalas, sus medias, desviaciones estándar y Alfa de Cronbach.
αM DE 1 2 3
1. Florecimiento .92 44.85 10.08
2. Satisfacción con la Vida .92 22.76 8.01 .73
3. Autoestima .90 33.49 6.18 .50 .50
4. Depresión .90 5.77 5.23 -.47 -50 -51
Nota. Todas las correlaciones significativas a .01. (n = 342); α = Alfa de Cronbach

40
González-Rivera, Evaluar, 2018, 18(3), 30-43
tínez-Uribe, 2017; Diener et al., 2010).
Por su parte, la correlación moderadamente
alta de la Escala de Florecimiento con la medi-
da de satisfacción con la vida aporta evidencia
sobre la validez convergente de la escala y con-
cuerda con los patrones de correlaciones obteni-
dos en otras investigaciones, tanto en Puerto Rico
como internacionalmente (González-Rivera,
Pabellón-Lebrón, & Rosario-Rodríguez, 2017;
Hone et al., 2014; Silva & Caetano, 2013). Esto
demuestra que la Escala de Florecimiento es una
medida conable de bienestar eudaemónico y
distinguible de las medidas de bienestar hedóni-
co. Además, la relación obtenida con la presencia
de sintomatología depresiva también es la espe-
rada y la observada en estudios previos (Faulk,
Gloria, & Steinhardt, 2013; Keyes, 2002; Keyes,
2006), lo que conrma que la escala posee vali-
dez discriminante.
En términos de las implicaciones teóricas
del estudio, los hallazgos psicométricos demos-
traron que la escala está organizada de forma
coherente con lo planteado por sus autores. A su
vez, las similitudes de los resultados en todas las
validaciones de la escala en distintos países sugie-
ren que la escala no se ve afectada por variables
y atributos culturales. Este detalle permite supo-
ner cierta consistencia teórica sobre los procesos
psicológicos que facilitan y desarrollan el ore-
cimiento y el bienestar humano. En este sentido,
nuestros resultados robustecen los fundamentos
teóricos de la psicología del bienestar y la psico-
logía positiva. Además, como señalan Diener et
al. (2010) y Cassaretto-Bardales y Martínez-Uri-
be (2017), se conrmó con los análisis descripti-
vos la tendencia a experimentar altos niveles de
bienestar, independientemente de la muestra que
se utilice a nivel internacional.
En cuanto a las implicaciones prácticas del
estudio, se demostró que la Escala de Floreci-
miento es útil en el desarrollo de nuevas investi-
gaciones en los campos de la psicología positiva
y de la psicología de la salud en Puerto Rico y
América Latina (Cassaretto-Bardales & Martí-
nez-Uribe, 2017). En términos de conveniencia,
las principales fortalezas de la escala son su len-
guaje sencillo y su brevedad, lo que la consolida
como un instrumento de fácil administración e
interpretación. En este sentido, la Escala de Flo-
recimiento se constituye como una herramienta
práctica y efectiva en el quehacer investigativo y
académico de la psicología latinoamericana.
Como parte de las limitaciones de esta in-
vestigación, se encuentra el tipo de muestreo no
probabilístico por disponibilidad. Esto hace que
la generalización de los resultados sea limitada.
Sin embargo, se obtuvo una muestra heterogénea
y de un tamaño razonable en los tres estudios para
poder examinar las propiedades psicométricas
del instrumento en tres muestras independientes.
Además, el uso de una plataforma electrónica es
una limitación porque limita la oportunidad de
participación solo a personas que tengan acceso
a internet, aún cuando se trata de una técnica en
auge por facilitar una recolección ágil.
Para futuros estudios, se recomienda exa-
minar la conabilidad temporal a través de la
técnica test-retest. A su vez, deben estudiarse las
propiedades psicométricas de la escala en otras
poblaciones como, por ejemplo, adolescentes y
pacientes psiquiátricos. De igual forma, se deben
llevar a cabo análisis de comparación según las
variables demográcas, particularmente edad,
estatus socioeconómico y preparación académi-
ca, para identicar diferencias entre los grupos.
Por último, se sugiere replicar estos resultados en
muestras más amplias y/o equilibradas por sexo.
Conclusiones generales
En síntesis, los resultados obtenidos en

41
González-Rivera, Evaluar, 2018, 18(3), 30-43
cuanto a validez y conabilidad indican que las
propiedades psicométricas de la Escala de Flore-
cimiento son adecuadas. El hecho de utilizar tres
muestras independientes para validar y examinar
la escala en Puerto Rico da un valor añadido al es-
tudio. Se concluye que la Escala de Florecimien-
to es un excelente instrumento de medición para
futuras investigaciones en Puerto Rico, así como
para la práctica profesional de la psicoterapia y la
consejería. Por último, existe suciente evidencia
psicométrica para considerar la Escala de Floreci-
miento como un índice transnacional para realizar
estudios comparativos entre distintas culturas.
Referencias
Aristóteles (2001). Ética. Madrid, España: Libsa.
Byrne, B. M. (2010). Structural equation modeling with
AMOS: Basic concepts, applications, and program-
ming. New York, NY: Psychology Press.
Cassaretto-Bardales, M., & Martinez-Uribe, P. (2017). Vali-
dación de las escalas de bienestar, de orecimiento y
afectividad. Pensamiento Psicológico, 15(1), 19-31.
Chitgian-Urzúa, V., Urzúa, A., & Vera-Villarroel, P. (2013).
Análisis preliminar de las Escalas de Bienestar Psi-
cológico en población chilena. Revista Argentina de
Clínica Psicológica, 22(1), 5-14.
Csikszentmihalyi, M. (1990). Flow: The psychology of op-
timal experience. New York, NY: Harper & Row.
Diener, E. (2000). Subjective well-being: The science of
happiness and proposal for a national index. Ameri-
can Psychologist, 55(1), 34-43. doi: 10.1037/0003-
066X.55.1.34
Diener, E., & Suh, E. (2000). Culture and subjective we-
ll-being. Cambridge: Massachusetts Institute of Te-
chnology.
Diener, E., Emmons, R. A., Larsen, R. J., & Grin, S.
(1985). The Satisfaction with Life Scale. Journal of
Personality Assessment, 49(1), 71-75. doi: 10.1207/
s15327752jpa4901_13
Diener, E., Wirtz, D., Biswas-Diener, R., Tov, W., Kim-Prie-
to, C., Choi, D.-w., & Oishi, S. (2009). New measu-
res of well-being. En E. Diener (Ed.), Social indica-
tors research series: Vol. 39. Assessing well-being:
The collected works of Ed Diener (pp. 247-266).
New York, NY: Springer Science + Business Media.
doi: 10.1007/978-90-481-2354-4_12
Diener, E., Wirtz, D., Tov, W., Kim-Prieto, C., Choi, D.,
Oishi, S., & Biswas-Diener, R. (2010). New well-be-
ing measures: Short scales to assess ourishing and
positive and negative feelings. Social Indicators Re-
search, 97(2), 143-156.
Esch, T., Jose, G., Gimpel, C., Von Scheidt, C., & Michalsen,
A. (2013). Die Flourishing Scale (FS) von Diener et
al. liegt jetzt in einer autorisierten deutschen Fassung
(FS-D) vor: Einsatz bei einer Mind-Body-medizinis-
chen Fragestellung. Forschende Komplementarme-
dizin, 20(4), 267-275. doi: 10.1159/000354414
Faulk, K. E., Gloria, C. T., & Steinhardt, M. A. (2013).
Coping proles characterize individual ourishing,
languishing, and depression. Anxiety, Stress, & Co-
ping: An International Journal, 26(4), 378-390. doi:
10.1080/10615806.2012.708736
González-Rivera, J. A., Pabellón-Lebrón, S., & Rosa-
rio-Rodríguez, A. (2017). El rol mediador de la iden-
ticación ateísta en la relación entre discriminación y
bienestar psicológico: Un estudio preliminar. Revista
Puertorriqueña de Psicología, 28(2), 406-421. Re-
cuperado de http://www.ojs.repsasppr.net/index.php/
reps/index
González-Rivera, J. A., Quintero-Giménez, N., Veray-Ali-
cea, J., & Rosario-Rodríguez, A. (2016). Adaptación
y validación de la escala de bienestar psicológico de
Ry en una muestra de adultos puertorriqueños. Sa-
lud y Conducta Humana, 3(1), 1-14. Recuperado de
http://rsych.com/
Helliwell, J. F., Barrington-Leigh, C., Harris, A., & Huang,
H. (2010). International evidence on the social
context of well-being. En E. Diener, D. Kahne-
man, & J. F. Helliwell (Eds.), International die-
rences in well-being, (pp. 291-327). Oxford, UK:

42
González-Rivera, Evaluar, 2018, 18(3), 30-43
Oxford University Press. doi: 10.1093/acprof:o-
so/9780199732739.003.0010
Hone, L., Jarden, A., & Schoeld, G. (2014). Psychometric
properties of the Flourishing Scale in a New Zealand
sample. Social Indicators Research, 119(2), 1031-
1045. doi: 10.1007/s11205-013-0501-x
Howell, A. J., & Buro, K. (2015). Measuring and predicting
student well-being: Further evidence in support of
the Flourishing Scale and the Scale of Positive and
Negative Experiences. Social Indicators Research,
121(3), 903-915. doi: 10.1007/s11205-014-0663-1
IBM Corporation (2016). IBM SPSS Statistics for Win-
dows, Version 24.0 [Software de computación]. Ar-
monk, NY: IBM.
Keyes, C. L. M. (2002). The mental health continuum:
From languishing to ourishing in life. Journal of
Health and Social Behavior, 43(2), 207-222. doi:
10.2307/3090197
Keyes, C. L. M. (2006). Mental health in adolescence: Is
America’s youth ourishing? American Journal of
Orthopsychiatry, 76(3), 395-402. doi: 10.1037/0002-
9432.76.3.395
Keyes, C. L. M., Shmotkin, D., & Ry, C. D. (2002). Op-
timizing well-being: The empirical encounter of
two traditions. Journal of Personality and Social
Psychology, 82(6), 1007-1022. doi: 10.1037/0022-
3514.82.6.1007
Kline, P. (2000). The Handbook of Psychometric Testing.
New York: Routledge.
Kline, T. J. B. (2005). Psychological testing: A practical
approach to design and evaluation. Thousand Oaks:
Sage. doi: 10.4135/9781483385693
Lovibond, S. H., & Lovibond, P. F. (1995). Manual for the
Depression Anxiety Stress Scales (2a Ed.). Sydney:
Psychology Foundation.
Montero, I., & León, O. G. (2007). A guide for naming re-
search studies in psychology. International Journal
of Clinical and Health Psychology, 7(3), 847-862.
Recuperado de http://www.aepc.es/ijchp/busca.
php?coid=Espa%F1ol
Raykov, T., & Shrout, P. E. (2002). Reliability of scales with
general structure: Point and interval estimation using
a structural equation modeling approach. Structural
equation modeling: A Multidisciplinary Journal,
9(2), 195-212. doi: 10.1207/S15328007SEM0902_3
Rosenberg, M. (1965). Society and the adolescent self-ima-
ge. Princeton, NJ: Princeton University Press. doi:
10.1515/9781400876136
Ryan, R., & Deci, E. (2001). On happiness and human
potentials: A review of research on hedonic and eu-
daimonic well-being. Annual Review of Psychology,
52(1), 141-166. doi: 10.1146/annurev.psych.52.1.141
Ry, C. (1989). Happiness is everything, or is it? Explo-
ration on the meaning of psychological well-being.
Journal of Personality and Social Psychology, 57(6),
1069-1081. doi: 10.1037/0022-3514.57.6.1069
Ry, C. (1995). Psychological well-being in adult life. Cu-
rrent Directions in Psychological Science, 4(4), 99-
104. doi: 10.1111/1467-8721.ep10772395
Satorra, A., & Bentler, P. M. (2001). A scaled dierence
chi-square test statistic for moment structure analy-
sis. Psychometrika, 66(4), 507-514. doi: 10.1007/
BF02296192
Schumacker, R. E., & Lomax, R. G. (2010). A beginner’s
guide to structural equation modeling (3a ed.). Ma-
hwah, NJ: Erlbaum. doi: 10.4324/9780203851319
Seligman, M. E. (2002). Authentic happiness: Using the
new positive psychology to realize your potential for
lasting fulllment. New York, NY: Free Press.
Seligman, M. E., & Csikszentmihalyi, M. (2000). Positive
psychology: An introduction. American Psycholo-
gist, 55(1), 5-14. doi: 10.1037/0003-066X.55.1.5
Seligman, M. E., & Peterson, C. (2003). Positive clinical
psychology. En L. G. Aspinwall & U.M. Staudinger
(Eds.). A Psychology of human strengths: Funda-
mental questions and future directions for a positive
psychology (pp. 305-317). Washington, DC: Ameri-
can Psychological Association.
Silva, A. J., & Caetano, A. (2013). Validation of the Flou-
rishing Scale and Scale of Positive and Negative
Experience in Portugal. Social Indicators Research,
110(2), 469-478. doi: 10.1007/s11205-011-9938-y

43
González-Rivera, Evaluar, 2018, 18(3), 30-43
StataCorp. (2017). Stata: Release 15 [Software de computa-
ción]. College Station, TX: StataCorp LLC.
Stevens, J. (2002). Applied multivariate statistics for the
social sciences (4a ed.). Mahwah, NJ: Lawrence Erl-
baum Associates.
Sumi, K. (2013). Reliability and validity of Japanese ver-
sions of the Flourishing Scale and the Scale of Po-
sitive and Negative Experience. Social Indicators
Research, 118(2), 601-615. doi: 10.1007/s11205-
013-0432-6
Waterman, A. S., Schwartz, S. J., Zamboanga, B. L., Ra-
vert, R. D., Williams, M. K., Agocha, V. B., . . .
Donnellan, M. B. (2010). The Questionnaire for
Eudaimonic Well-Being: Psychometric properties,
demographic comparisons, and evidence of validity.
The Journal of Positive Psychology, 5(1), 41-61. doi:
10.1080/17439760903435208
Watson, D., Clark, L. A., & Tellegen, A. (1988). Develop-
ment and validation of brief measures of positive and
negative aect: The PANAS scales. Journal of Per-
sonality and Social Psychology, 54(6), 1063-1070.
doi: 10.1037/0022-3514.54.6.1063