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Abstract

Background: The Scale of Psychological Well-Being for Young People (BIEPS-J) proposed by Casullo is based on Ryff’s Multidimensional Theory and consists of 13 items and four dimensions: Control, Links, Projects and Acceptance. It is an instrument that presents evidence of convergent and discriminant validity, as well as adequate reliability indices at a global level, found in countries such as Argentina and Peru. Objective: to determine the construct validity and reliability of this scale in adolescents from Montevideo. Materials and methods: the validation of the instrument was based on two samples of Montevideo adolescents selected in public and private educational institutions of the city. One sample consisted of 473 subjects; the other of 188 individuals. In addition to BIEPS-J, the Rosenberg’s Self-Esteem and Kessler’s Psychological Distress Scales were used to collect the data. Results: the confirmatory factorial analysis allows validated the four- dimensional structure, finding adequate adjustment measures. The overall internal consistency of the instrument was appropriate, although the reliability of the dimensions was low. Convergent and discriminant internal validity deficiencies were also found, although the scale correlated appropriately with the external measures mentioned above. Discussion and conclusion: it is concluded that the BIEPS-J scale can be used as a screening tool for possible diagnoses on the subject of psychological well-being.
Diego García Álvarez, M. Sc. (DGA). Universidad Rafael Urdaneta, Facultad de Ciencias Políticas, Administrativas y Sociales. Maracaibo, Venezuela
Juan Hernández-Lalinde, M. Sc. (JHL). Universidad Simón Bolívar, Depa rtamento de Ciencias Básicas, Sociales y Humanas, Cúcuta, Colombia
Jhon-Franklin Espinosa-Castro, M. Sc. (JF EC). Universidad Simón Bolí var, Departamento de Ciencias Básicas, Sociales y Hu manas, Cúcuta, Colombia
María José Soler, Dra. (MJS). Asociación Civil Jóvenes Fuerte s, Montevideo, Uruguay
Correspondencia: Juan Hernández-Lalinde j.hernandezl@unisimonbolivar.edu.co
Received/Recibido: 09/12/2020 Accepted/Aceptado: 10/15/2020 Published/Publi cado: 11/20/2020 DOI: http://doi.org/10.5281/zenodo.4487296
V
alidación
de
la
escala
de
bienestar
psicológico para venes de Casullo
en adolescentes montevideanos
Validation of Casullo’s young people psychological well-being scale in montevidean adolescents
Antecedentes
: la escala de bienestar psicológico para
jóvenes (BIEPS-J) propuesta por Casullo está basada en la
teoría multidimensional de Ryff y está conformada por 13
ítems y cuatro dimensiones: control, vínculos, proyectos
y aceptación. Es un instrumento que presenta evidencias
de validez convergente y divergente, así como índices de
confiabilidad adecuados a nivel global, encontrados en
países como Argentina y Perú.
Objetivo
: determinar la
validez de constructo y la confiabilidad de esta escala en
adolescentes de Montevideo. Materiales y métodos: la va-
lidación del instrumento se realizó con base en dos mues-
tras de adolescentes montevideanos seleccionadas en ins-
tituciones educativas públicas y privadas de la ciudad, una
conformada por 473 sujetos; la otra integrada por 188
individuos. Para la recolección de los datos se emplearon,
además de la BIEPS-J, las escalas de autoestima y malestar
psicológico de Rosenberg y Kessler, respectivamente.
Re-
sultados
: el análisis factorial confirmatorio permitió
validar la estructura de cuatro dimensiones,
encontrándose medidas adecuadas de ajuste. La
consistencia interna global del instrumento fue
apropiada, aunque la fiabilidad de las dimensiones fue
baja. También se encontraron deficiencias internas de
validez convergente y discriminante, aunque la escala
correlacionó apropiadamente con las medidas externas
mencionadas.
Discusión y conclusión
: se concluye que la
escala BIEPS-J puede ser utilizada como herramienta de
cribado para posibles diagnósticos en el tema del
bienestar psicológico.
Palabras clave:
bienestar psicológico, adolescencia,
Montevideo, validez, confiabilidad.
Background
: The Scale of Psychological Well-Being for
Young People (BIEPS-J) proposed by Casullo is based on
Ryff’s Multidimensional Theory and consists of 13 items
and four dimensions: Control, Links, Projects and Accep-
tance. It is an instrument that presents evidence of con-
vergent and discriminant validity, as well as adequate reli-
ability indices at a global level, found in countries such
as Argentina and Peru.
Objective
: to determine the con-
struct validity and reliability of this scale in adolescents
from Montevideo. Materials and methods: the validation
of the instrument was based on two samples of Montevi-
deo adolescents selected in public and private educational
institutions of the city. One sample consisted of 473 sub-
jects; the other of 188 individuals. In addition to BIEPS-J,
the Rosenberg’s Self-Esteem and Kessler’s Psychological
Distress Scales were used to collect the data.
Results
: the
confirmatory factorial analysis allows validated the four-
dimensional structure, finding adequate adjustment mea-
sures. The overall internal consistency of the instrument
was appropriate, although the reliability of the dimen-
sions was low. Convergent and discriminant internal valid-
ity deficiencies were also found, although the scale corre-
lated appropriately with the external measures mentioned
above.
Discussion and conclusion
: it is concluded that the
BIEPS-J scale can be used as a screening tool for possible
diagnoses on the subject of psychological well-being.
Key words
: psychological well-being, adolescence, Mon-
tevideo, validity, reliability.
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Resumen
Abstract
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Revista Latinoamericana de Hipertensión. Vol. 15 - Nº 5, 2020
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l bienestar es un constructo complejo, sugesti-
vo y de larga tradición filosófica, con matices
en lo individual y en lo social, que ha ido ga-
nando cabida en el interés de profesionales dedicados al
desarrollo humano y de la salud mental tales como médi-
cos, psicólogos, orientadores, educadores y otros enmar-
cados en la praxis de las ciencias sociales y de la salud1.
Ahora bien, este trabajo se focaliza en el estudio multidi-
mensional del bienestar psicológico propuesto por Carol
Ryff en 19892, concebido como un continuo de crecimien-
to personal sustentado en el funcionamiento psíquico ade-
cuado y con tendencias a óptimo, a través del despliegue
simultáneo —y en su justa medida— de los componentes
que van posibilitando el bienestar de acuerdo a la etapa
del ciclo vital en la que se encuentra el sujeto; esto es:
aceptación, control, autonomía, dominio del ambiente,
proyectos y, por supuesto, crecimiento personal.
Este modelo3 está basado en indicadores de funciona-
miento psicológico positivo que convergen en seis dimen-
siones, las cuales, a medida que se van cultivando en la
subjetividad de la existencia personal, van aportando valor
a la percepción de cómo se ha llevado la vida. Los com-
ponentes específicos que van posibilitando el bienestar
psicológico son: a), aceptación, entendida como asumir
la integralidad del yo; b), crecimiento personal, percibido
como un desarrollo permanente a lo largo del ciclo vital;
c), propósito de vida, interpretado como la idea de lle-
var un camino o proyecto de vida; d), relaciones sociales
positivas, distinguidas como el disfrute de vínculos sanos
con los demás; e), dominio ambiental, concebido como el
control que se tiene sobre los recursos para la adaptación;
y f), autonomía, en el sentido de autodeterminación e in-
dependencia en las decisiones.
En este punto es importante aclarar que la postura del
bienestar psicológico multidimensional surge como una
alternativa crítica hacia los modelos que explican este
constructo desde la frecuencia con que se registra el afec-
to positivo sobre el negativo y que también se centran en
la medición de la satisfacción. Nótese que este enfoque
es una herencia marcada de la filosofía hedonista que
actualmente se conoce como bienestar subjetivo. Para
Ryff4,5, el bienestar psicológico debe ser abordado desde
la filosofía eudaimónica basada en el virtuosismo de la
vida, o en términos más psicológicos enfocados en las po-
tencialidades del crecimiento personal que permitan una
vivencia óptima, a diferencia de autores como Seligman6,7
y Diener et al.8 quienes plantean una posición integradora
que combina tintes hedonistas y eudaimónicos.
Transcurridos varios años de la propuesta original, Ryff y
Keyes3 realizaron en 1995 un estudio para probar el ajuste
del modelo con datos empíricos en una muestra represen-
tativa nacional de Estados Unidos de América, contando
con una versión abreviada de la escala que contenía tres
ítems por dimensión; es decir, 18 elementos en total. Los
resultados indicaron que el instrumento presentaba una
adecuada evidencia de confiabilidad medida a través de
coeficientes alfa, así como de validez por medio de aná-
lisis factoriales confirmatorios, arrojando el mejor ajuste
en el modelo multidimensional conformado por los seis
elementos ya mencionados y agrupados en un único fac-
tor de orden superior. De igual manera, otras experiencias
de investigación han corroborado la validez factorial del
modelo de seis componentes9, hecho que se ha replicado
en un estudio llevado a cabo en España10.
Durante los 30 años en los que se ha investigado este mo-
delo de bienestar psicológico se han generado datos con-
sistentes sobre correlatos interesantes con la salud mental
y física, con la personalidad y con el respectivo impacto
que esto tiene en el desarrollo del ciclo vital11,12. Además,
con base en las adecuadas propiedades psicométricas a ni-
vel de confiabilidad y validez de la escala original de Ryff,
se han llevado a cabo otras experiencias de medición con
formatos de escalas resumidas en poblaciones de países
no angloparlantes, tales como Chile, España y China13-15.
Sin embargo, algunos investigadores han reportado que
posiblemente el constructo de bienestar psicológico pue-
da tener una configuración distinta a la de los seis compo-
nentes reportados16,17.
Ahora bien, en contextos latinoamericanos, la psicóloga
argentina María Martina Casullo fue pionera en el estu-
dio epidemiológico, preventivo y salutogénico de la salud
mental en adolescentes de su país18. Casullo19 tomó como
punto de partida la teoría formulada por Ryff para cons-
truir una medida denominada «escala de bienestar psi-
cológico para jóvenes» (BIEPS-J). Este instrumento estuvo
formado inicialmente por 20 ítems que evaluaban cinco
de los seis componentes ya descritos, siendo administrado
para su evaluación en una muestra de adolescentes ar-
gentinos. La autora explica que, por medio de análisis fac-
toriales de componentes principales con rotación varimax,
la solución factorial más satisfactoria, con una explicación
cercana al 50 % de la varianza, estuvo conformada por
cuatro dimensiones: control, vínculos, aceptación y pro-
yectos. Además, la autora hizo hincapié en la eliminación
del factor «autonomía» debido a que las saturaciones re-
sultaron inexactas y confusas.
Casullo19 culmina su trabajo con una propuesta de escala
BIEPS-J constituida por 13 ítems, mismos que evalúan el
bienestar psicológico a través de los cuatro constructos
mencionados previamente, registrando una consistencia
de 0,74 medida por medio del alfa de Cronbach y con
evidencias de validez convergente y divergente. Por otro
lado, en Iberoamérica se han registrado otras prácticas de
validación con esta escala; por ejemplo: en un estudio de-
sarrollado en Lima se obtuvo una estructura factorial de
cuatros elementos y una confiabilidad total de 0,5720; en
la ciudad de Trujillo, en Perú, se comprobó en una muestra
de 1017 jóvenes la existencia de cuatros factores y se re-
portó una consistencia interna de 0,7121; mientras que en
Introducción
354
Argentina también se confirmaron estas propiedades en
una investigación que contó con la participación de 1270
adolescentes22. Como puede apreciarse, no existen ante-
cedentes abocados al estudio de la confiabilidad y validez
de la escala BIEPS-J, a pesar de que en este momento exis-
te una tendencia hacia el uso de este tipo de instrumentos
para el estudio del bienestar psicológico23,24.
El presente trabajo de investigación se cuestiona qué tan
pertinente sería el uso de la escala BIEPS-J para la eva-
luación del bienestar psicológico en adolescentes monte-
videanos. De manera concreta se plantean las siguientes
preguntas: ¿las dimensiones de control, vínculos, pro-
yectos y aceptación podrían explicar este constructo en
adolescentes montevideanos? ¿Puede ser el instrumento
propuesto por Casullo una alternativa válida para medir
esta variable en estos jóvenes? ¿Puede emplearse esta es-
cala para detectar un posible riesgo psicológico con base
en sus puntuaciones? Por lo tanto, el objetivo principal
de este trabajo es determinar la validez de constructo y
la confiabilidad de la escala de bienestar psicológico para
jóvenes (BIEPS-J) diseñada por Casullo, con el firme pro-
pósito de informar a la comunidad científica acerca de sus
propiedades psicométricas.
Este esfuerzo se justifica en la posibilidad de contar con un
instrumento de evaluación breve, autoinformado, prácti-
co y con evidencias de confiabilidad y validez en un con-
texto como el detallado hasta ahora25. Lo anterior se sus-
tenta en el hecho de que no se encuentra un antecedente
de validación en Uruguay, además de que este trabajo se
enmarca en el proyecto de investigación «Bienestar psi-
cológico en la adolescencia de la asociación civil Jóvenes
Fuertes» de dicho país, cuya finalidad es la de disponer de
una escala para el estudio científico, riguroso y analítico
del funcionamiento psíquico adolescente convergido en
indicadores psicosociales. En ese sentido, la validación de
esta escala posibilitaría la visión de Rodríguez y Quiño-
nes26 sobre la inclusión de las dimensiones del bienestar
psicológico en procesos de ayuda, ya sea a nivel de salud
general, de orientación psicológica o de acciones terapéu-
ticas, tanto en centros de salud mental, como en ambien-
tes de consejería estudiantil, para la asistencia de la tarea
psicosocial y la formación de la identidad. En resumen, la
escala BIEPS-J puede ser el punto de partida para acciones
enmarcadas en la atención, prevención y promoción de la
salud mental adolescente montevideana.
Tipo de investigación
La presente investigación se define como instrumental
según la clasificación sugerida por Montero y León27. En
tal sentido, el propósito del artículo fue el de determinar
la validez de constructo y la confiabilidad de la escala de
bienestar psicológico para jóvenes (BIEPS-J) diseñada por
Casullo28, con base en dos muestras de adolescentes de
Montevideo, Uruguay.
Participantes
El análisis de las propiedades psicométricas de la escala
BIEPS-J se realizó a partir de muestras de estudiantes es-
cogidas en dos momentos diferentes; una integrada por
473 adolescentes, la otra compuesta por 188 jóvenes. La
selección de los participantes se llevó a cabo en planteles
educativos públicos y privados de Montevideo, a nivel de
bachillerato, y conllevo la utilización de un muestreo por
conveniencia. Como único criterio de exclusión se estable-
ció la presencia de cualquier condición física o intelectual
que pudiera alterar los resultados de las pruebas. En refe-
rencia a las pautas de inclusión, se consideraron: a), cursar
secundaria regular; b), tener una edad comprendida entre
11 y 19 años; y c), estudiantes de ambos sexos. En vista de
que no se emplearon técnicas aleatorias de muestreo, el
tamaño de las muestras fue determinado por la cantidad
de sujetos que participaron en el estudio mientras duró.
En consecuencia, las conclusiones obtenidas han sido
analizadas con cautela, extrapolando los resultados úni-
camente a las poblaciones de la cuales han sido extraídas.
Conviene aclarar el porqué del uso de dos muestras. La
razón obedece simplemente a factores logísticos y econó-
micos. La intención inicial era la de aplicar, además de la
escala BIEPS-J, las de autoestima y malestar psicológico de
Rosenberg y Kessler en los 473 adolescentes que fueron
encuestados al comienzo del proyecto. Por los inconve-
nientes mencionados, solo fue posible implementar en
estos jóvenes la escala BIEPS-J y materializar la recolección
de diversos aspectos sociodemográficos. Sin embargo, en
un esfuerzo por obtener medidas externas con las que se
pudiera examinar la validez del instrumento, se logró rea-
lizar una segunda fase de campo en la que finalmente se
administraron los tres inventarios. En esta oportunidad, la
muestra contó con la participación de 188 alumnos.
Instrumentos
Escala de bienestar psicológico en jóvenes de Casullo
Como se ha mencionado, la medición del bienestar psi-
cológico en los sujetos se realizó gracias a la aplicación
de la escala BIEPS-J, instrumento desarrollado por Ca-
sullo28 a partir de las teorías de Ryff2,29. Luego de varias
modificaciones, la autora propuso una escala de 13 ítems
agrupados en cuatro factores: control, vínculos, proyectos
y aceptación. A su vez, el instrumento fue diseñado en
formato tipo Likert en el que cada reactivo consta de tres
opciones: a), en desacuerdo; b), ni de acuerdo, ni en des-
acuerdo; y c), de acuerdo. La corrección del instrumento
plantea que la suma de los ítems reflejaría el bienestar
psicológico del individuo en un sentido directo; es decir, a
mayor puntuación, mayor bienestar psicológico. Esta he-
Materiales y métodos
355
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rramienta ha sido administrada en otros contextos en los
que se han encontrado evidencias de validez y consisten-
cia interna21,28.
Para efectos de claridad, se detalla a continuación la es-
tructura de la escala. En primer lugar, la dimensión que
representa el control está integrada por los ítems 1 (creo
que me hago cargo de lo que digo o hago), 5 (si algo
sale mal puedo aceptarlo, admitirlo), 10 (si estoy moles-
to por algo, soy capaz de pensar en cómo cambiarlo) y
13 (puedo aceptar mis equivocaciones y mejorar). En el
constructo relacionado con los vínculos se agrupan los re-
activos 2 (tengo amigos en quienes confiar), 8 (cuento con
personas que me ayudan si lo necesito) y 11 (creo que en
general me llevo bien con la gente). La dimensión de pro-
yectos cuenta con las afirmaciones 3 (creo que sé lo que
quiero hacer con mi vida), 6 (me importa pensar qué haré
en el futuro) y 12 (soy una persona capaz de pensar en un
proyecto para mi vida). Por último, la aceptación contiene
a los ítems 4 (en general estoy conforme con el cuerpo
que tengo), 7 (generalmente le caigo bien a la gente) y 9
(estoy bastante conforme con mi forma de ser).
Escala de autoestima de Rosenberg
Esta escala fue propuesta originalmente por Rosenberg
en 196530,31, construyéndola como un instrumento unidi-
mensional cuyo fin era el de medir la autoestima a nivel
global en sujetos con 11 años o más. Está integrada por
10 ítems, cinco de los cuales están redactados en senti-
do negativo y cinco en sentido positivo, además de ser
distribuidos al azar para aumentar la fiabilidad y contro-
lar fenómenos como el de la aquiescencia. Cada reactivo
posee una puntuación que fluctúa desde 1 (totalmente
en desacuerdo) hasta 4 (totalmente de acuerdo), lo que
permite una aplicación sencilla que dura una media de 5
minutos y que puede ser administrada de forma grupal o
individual. La confiabilidad del instrumento reportada por
Rosenberg fue de 0,92, aunque validaciones posteriores
llevadas a cabo por Oliva et al.32 refieren cifras de 0,82.
Escala de malestar psicológico de Kessler
Inicialmente desarrollado por Kessler y Mroczek en 1994
y presentado posteriormente entre 2002 y 200333,34, es
un instrumento que permite evaluar el malestar psicoló-
gico no específico en términos de ansiedad o depresión;
es decir, su aplicación facilita la identificación del riesgo
asociado a padecer esta condición en sujetos mayores de
10 años, pero sin discriminar entre una enfermedad o la
otra. También conocido como escala K10, está compues-
to por 10 ítems dispuestos ordinalmente en cinco opcio-
nes: a), nunca; b), pocas veces; c), a veces; d), muchas
veces; y e), siempre. La corrección de la prueba implica la
obtención de un constructo unidimensional a partir de la
sumatoria de los reactivos, para luego clasificar esta canti-
dad en cuatro categorías interpretables cualitativamente:
a), sin malestar psicológico; b), leve malestar psicológico;
c), moderado malestar psicológico; y d), extremo malestar
psicológico. Sus propiedades psicométricas han sido valo-
radas en diversos contextos reportando índices de fiabili-
dad de 0,88 y evidencias de validez convergente de 0,89
con inventarios de depresión y ansiedad como los de Beck
y Spielberg35-38.
Procedimiento
La investigación se desarrolló en dos momentos diferentes
que abarcaron un horizonte temporal comprendido entre
2017 y 2018, recolectando la información necesaria para
el estudio mediante la aplicación de los instrumentos ya
descritos en colegios públicos y privados de Montevideo,
gracias a la colaboración suministrada por la asociación
civil Jóvenes Fuertes en términos de contacto e interme-
diación. En la primera etapa, fueron encuestados 473 es-
tudiantes de bachillerato regular, a los cuales se les admi-
nistró únicamente la escala de bienestar psicológico, ade-
más de una plantilla en la que se indagaba sobre aspectos
sociodemográficos. Esto se repitió en una segunda instan-
cia, esta vez con un alcance de 188 alumnos y ampliando
la investigación al incluir los inventarios de autoestima y
malestar psicológico. En todo momento los participantes
fueron notificados acerca de los objetivos de la investi-
gación, indicándoles que los datos proporcionados serían
tratados con confidencialidad y que únicamente serían
utilizados para fines investigativos. Se garantizó el anoni-
mato y se hizo hincapié en que el estudio no representaba
riesgo alguno para su salud o integridad, ni que tendría
repercusiones en su desempeño académico. Todo esto
quedó asentado en el consentimiento informado que fue
suscrito antes de diligenciar las escalas.
Análisis estadístico
En primer lugar, se realizó un análisis de datos perdidos
encontrando casos vacíos solo en la muestra de 473 ado-
lescentes. Concretamente, la ausencia de respuestas se
presentó en todos los ítems, registrándose un porcenta-
je de datos faltantes de 9,09 % ( ). Para escoger la
estrategia de corrección más idónea ante esta situación,
se aplicó la prueba de Little con el propósito de deter-
minar si el mecanismo de pérdida de información era
completamente aleatorio, supuesto que fue rechazado
(, ) y que permitió descartar la eli-
minación por lista (listwise) de los registros incompletos.
En consecuencia, se emplearon técnicas de imputación
múltiple para completar la base de datos, procedimiento
que puede justificarse ante la presunción de que la ausen-
cia de información puede ser enteramente explicada por
aquellas variables en las que no hubo casos perdidos39-42.
En segunda instancia, se verificó el cumplimiento de las su-
posiciones vinculadas el método de estimación de máxima
verosimilitud; esto es, normalidad multivariada y ausencia
de datos atípicos. Para examinar la primera condición, se
utilizó la prueba de Mardia43,44 en los 13 reactivos de la
primera muestra, encontrando diferencias significativas
con lo planteado en la teoría ( , ).
Una vez realizada esta comprobación, se calcularon las
distancias robustas de Mahalanobis45,46 con la intención
de identificar datos atípicos a nivel multivariado, lo que
fue constatado en varios de los casos estudiados. Estas
dos evidencias, sumadas al hecho de que la escala plantea
los ítems como variables esencialmente ordinales de tres
356
categorías, conllevó la utilización de mínimos cuadrados
ponderados en diagonal como alternativa para el análisis
factorial confirmatorio, y la técnica de factores principales
con determinante mínimo de covarianza para el análisis
factorial exploratorio.
Por último, en la muestra integrada por 188 jóvenes se exa-
minaron los supuestos paramétricos de normalidad biva-
riada, linealidad, ausencia de datos atípicos e independen-
cia, revisión que se hizo con la intención de decidir si era
apropiado el uso del coeficiente de Pearson para medir la
validez convergente y discriminante de la escala47-51. La pri-
mera conjetura fue verificada con el test de Henze-Zirkler,
la linealidad y la inspección de valores atípicos se realizó
con diagramas de dispersión y con las distancias robustas
de Mahalanobis, mientras que la independencia de obser-
vaciones se contrastó por medio de la prueba de las rachas
de Wald-Wolfowitz. Puesto que se encontraron violaciones
a las premisas de normalidad, así como varios registros ex-
tremos, se optó por el uso del coeficiente de correlación de
Spearman-Brown para esta fase de la investigación.
Los datos fueron procesados y analizados mediante el pro-
grama SPSS en su versión 25 para Windows de 64 bits y
a través del lenguaje de programación estadístico R, es-
pecíficamente de la aplicación R-Studio, utilizando los pa-
quetes lavaan, sem, semplots, mvn, mvoutlier y psych. La
significación se determinó a partir de .
Descripción de las muestras
La muestra de 473 adolescentes reportó una frac-
ción de 54,55% ( ) para el género masculino y
45,45% ( ) para el femenino. En lo referente a
los grupos etarios, el 48,84% ( ) tuvo una edad
que osciló desde 11 hasta 13 años, el 45,45% ( )
se ubicó en el rango comprendido entre 14 y 16 años, y
el 5,71% ( ) restante exhibió una edad que fluctuó
desde 17 hasta 19 años. En términos puntuales, la edad
fue de 13,76±1,54 años ( ). En la muestra
de 188 individuos el sexo se distribuyó en partes iguales;
es decir, 50,00% ( ) para hombres y mujeres. El
65,43% ( ) de los sujetos reflejó una edad que
varió desde 11 hasta 13 años y el 34,57% ( ) com-
plementario tuvo entre 14 y 16 años, sin encontrarse in-
dividuos con 17 años o más. Concretamente, la edad fue
de 13,04 ± 0,95 años ( ).
Validez factorial
En primer lugar, se realizó un análisis factorial exploratorio
únicamente con la intención de tener una impresión del
comportamiento de la escala BIEPS-J en este estudio. Para
llevarlo a cabo, la extracción se ejecutó mediante factores
principales basados en la estimación de correlaciones por
medio del determinante mínimo de covarianza. Diversas
investigaciones demuestran que esta estrategia es robusta
a la presencia de valores atípicos y especialmente eficaz
cuando se manipulan datos no normales52-54, además de
ser la opción idónea cuando el interés del investigador es
el de comprender la estructura latente de un instrumento,
más que la reducción de su dimensiones55-57. Se empleó la
rotación oblimin para obtener la solución final, conside-
rando que este tipo de técnica es consistente con aquellos
casos en los que se podrían presentar correlaciones entre
las dimensiones de la escala52,58-60.
La pertinencia del procedimiento se calculó con la medi-
da de adecuación planteada por Kaiser-Meyer-Olkin y con
el test de esfericidad de Barlett, obteniendo resultados
adecuados ( , , ). Los ha-
llazgos sugieren que se cumple de forma aproximada la
estructura original de Casullo, la cual, en un primer acer-
camiento, explicaría el 40,72 % de la varianza del bien-
estar psicológico (tabla 1). El gráfico de sedimentación
permite corroborar esto: nótese que únicamente cuatro
factores poseen autovalores mayores que 1 y que a partir
de este punto la recta se extiende de forma aproximada-
mente horizontal (figura 1). Sin embargo, se observa una
inconsistencia que podría ser relevante; a saber: el ítem
7, originalmente asignado a la dimensión de los vínculos
adolescentes, no satura en este constructo sino en el de
aceptación, con una correlación de 0,54 (tabla 1).
Tabla 1. Análisis factorial exploratorio (AFE) de la escala
BIEPS-J
Ítems Factores Núm. de
factores Suma cargas
cuadráticas
Varianza
acum.
(%)
1 2 3 4
Ítem 13 0,75 1 2,03 24,00
Ítem 5 0,70 2 2,27 30,78
Ítem 10 0,42 3 1,86 37,09
Ítem 1 4 1,74 40,72
Ítem 11 0,76
Ítem 2 0,62
Ítem 8 0,62
Ítem 7 0,54
Ítem 12 0,71
Ítem 6 0,59
Ítem 3 0,50
Ítem 4 0,72
Ítem 9 0,66
Nota: el AFE se ha ejecutado con base en la muestra de 473 adolescentes. Se
presentan las saturaciones en orden descendente para facilitar su comprensión.
Se han omitido aquellas cargas menores que 0,40. Los factores, en orden de
numeración y según la teoría, son: control, vínculos, proyectos y aceptación.
Se sombrea en gris el ítem 1 porque no saturó en ninguno de los factores con
carga mayor que 0,40. También se sombrea en gris el ítem 7 puesto que saturó
en vínculos en vez de en aceptación, donde debía hacerlo según el modelo
propuesto por Casullo.
Fuente: elaboración propia.
Resultados
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Luego de esto, se procedió a comprobar la estructura teó-
rica de la escala, utilizando para ello un análisis factorial
confirmatorio mediante mínimos cuadrados ponderados
en diagonal. La escogencia de este método no solo se
basó en que es una técnica eficaz para tratar con variables
ordinales; además ha probado ser efectiva ante la ausen-
cia de normalidad y en presencia de muestras pequeñas
(). Estudios de Monte Carlo realizados por Flora
y Curran61 han probado el desempeño de este procedi-
miento al variar la curtósis y la asimetría de los datos, el
número de categorías de las variables y el tamaño mues-
tral. Los resultados sugieren que los mínimos cuadrados
ponderados en diagonal funcionan apropiadamente bajo
todas las condiciones evaluadas. Otras investigaciones
coinciden62-66, muy particularmente la emprendida por
Bandalos67, en la que se demuestra que las estimaciones
obtenidas por esta técnica fueron las más precisas y es-
tables, incluso cuando los supuestos del modelo teórico
fueron intencionalmente modificados.
El ajuste absoluto se evaluó con la prueba chi-cuadrado,
a través de la relación entre el estadístico chi-cuadrado y
los grados de libertad, por medio del índice de bondad de
ajuste (GFI), mediante el error de aproximación cuadráti-
co medio (RMSEA) y a través del residuo estandarizado
cuadrático medio (SRMR). También se calcularon medidas
incrementales como el índice de Tucker-Lewis (TLI), índice
de ajuste comparativo (CFI) e índice corregido de bondad
de ajuste (AGFI). Para ahondar en las propiedades de estos
indicadores, remítase a Batista-Foguet et al.68, Hooper et
al.69 y Escobedo-Portillo et al.70.
Con respecto a las medidas absolutas, la teoría plantea
que un ajuste satisfactorio debería generar una significa-
ción mayor que 0,05 para el 71–74, aunque numerosos
estudios han comprobado la sensibilidad de este estadísti-
co al tamaño de la muestra. Por esta razón, se ha sugeri-
do el uso del cociente como referencia robusta para
determinar la calidad del modelo, cuyos valores suelen ser
aceptados si son menores que 373,75-77. El RMSEA es un
indicador de qué tan bien un modelo con parámetros des-
conocidos reproduce la matriz de covarianzas poblacio-
nal78, mientras que el SRMR genera los residuales estanda-
rizados al comparar la matriz de covarianzas de la muestra
con la utilizada en la estimación. En ambos casos, valores
cercanos a 0 constituirán evidencia de buen ajuste, siendo
por lo general admitidas como adecuadas cifras menores
o iguales que 0,0679-81.
En referencia a los índices, el GFI fue creado inicialmente
por Jöreskog y Sörbom72 como alternativa para determi-
nar la proporción de la varianza que es explicada por la
matriz de covarianzas. Por su parte, el AGFI es un indica-
dor similar al anterior, pero calculado mediante una co-
rrección hecha con los grados de libertad del modelo77.
El TLI, también conocido como índice de ajuste no nor-
malizado (NNFI), es una herramienta que responde mejor
ante situaciones en las que se usan muestras relativamen-
te pequeñas73,82, coeficiente que resulta semejante al CFI
desarrollado por Bentler83 y que es una modificación del
índice de ajuste normalizado (NFI). Aunque no hay posi-
ciones unánimes en la comunidad científica acerca de los
puntos de corte de estas medidas, suelen aceptarse como
apropiados aquellos mayores que 0,9580,84.
El análisis factorial confirmatorio de la escala BIEPS-J per-
mitió corroborar la estructura de cuatro dimensiones pro-
puesta originalmente por Casullo. El estadístico chi-cuadra-
do resultó significativo ( ;
sin embargo, la razón entre el chi-cuadrado y los grados
de libertad fue apropiada ( ). Las medi-
das del error por aproximación y del error cuadrático re-
sidual fueron inferiores al punto de corte recomendado
de 0,06 ( ); no obstante,
se aprecia que el intervalo de confianza de 90 % para el
RMSEA incluyó dicho valor, oscilando desde 0,047 hasta
0,070. Los índices GFI y AGFI fueron mayores que 0,95
(), pero los indicadores de
ajuste encontrados a través del CFI y del TLI exhibieron
un alejamiento importante de los valores referen-
ciales ( ).
Validez convergente
La validez convergente se examinó mediante tres estrate-
gias. En primer lugar, se calculó la relación entre los punta-
jes totales de las escalas de bienestar psicológico y autoes-
tima. Tal y como sugieren Campbell y Fiske85, si ambos ins-
trumentos evalúan constructos similares, deberían exhibir
correlaciones positivas y significativas. En segundo lugar,
se consideraron los coeficientes estandarizados obtenidos
del análisis factorial confirmatorio. Evidencia de validez
convergente la constituye el encontrar cargas factoriales
estadísticamente significativas, cuyos valores individuales
y promediados sean mayores que 0,7086,87. Por último, se
utilizó la varianza media extraída para medir la propor-
ción de variabilidad que es explicada por el constructo,
en comparación a la que se debe al error. Como criterio
general, se aceptan como puntos de corte cifras mayores
o iguales que 0,5086.87.
El análisis de correlación entre la escala de bienestar psico-
lógico y autoestima arrojó resultados que coincidieron con
Figura 1. Gráfico de sedimentación para la escala BIEPS-J
Fuente: elaboración propia.
358
lo esperado, registrándose una asociación positiva y mode-
rada entre ambos instrumentos ( ).
Con respecto a la solución estandarizada, se encontró
que todas las cargas factoriales fueron diferentes de
cero ( ), pero bajas en su mayoría. Se halla-
ron cifras que variaron desde 0,45 para el ítem 4 de
la aceptación, hasta 0,82 para el ítem 11 de los vínculos,
siendo este reactivo el único que superó el valor de re-
ferencia de 0,70 (figura 2). Al promediar los coeficientes
según dimensión y total, se obtuvieron los siguientes re-
sultados: 0,55 para control, 0,65 para vínculos, 0,59 para
proyectos, 0,54 para aceptación y 0,58 para el total.
En lo concerniente a la varianza media extraída (VME), se
aprecia que ninguno de los intervalos de confianza cons-
truidos para las dimensiones y el total fueron mayores que
el valor sugerido de 0,50 (tabla 2); de hecho, el límite su-
perior de confianza observado en los factores «control»,
«proyectos», «aceptación» y «total» fue claramente in-
ferior a esta cifra, señalando que más del 50 % de la va-
riabilidad en los puntajes de tales dimensiones se debe al
error (tabla 2). Solo en el caso de los vínculos adolescen-
tes ( ) se encontró un intervalo que
contuviera esta cantidad, aunque por muy poco. Estos re-
sultados, sumados a los anteriores, ponen en entredicho
la validez convergente de la escala.
Figura 2. Modelo de medida con cargas estandarizadas, correlaciones interfactores y error para el análisis factorial confirma-
torio (AFC) de la escala BIEPS-J
Nota: la línea discontinua denota aquellos indicadores cuyas cargas fueron fijadas en 1 de forma arbitraria para iniciar el proceso de estimación. Todas las cargas factoriales
y las correlaciones interfactores fueron significativas al nivel de p<0,001. Fuente: elaboración propia.
Tabla 2. Evidencias de validez convergente y divergente de la escala BIEPS-J
Criterio de cargas factoriales cruzadas Criterio de Fornell y Larcker (VME)
Ítems Control Vínculos Proyectos Aceptac. Factores Control Vínculos Proyectos Aceptac.
Ítem 1 (0,48) 0,27 0,30 0,27 Control (0,31)
Ítem 5 0,49) 0,21 0,27 0,35 Vínculos 0,23 (0,45)
Ítem 10 (0,58) 0,22 0,35 0,44 Proyectos 0,31 0,24 (0,36)
Ítem 13 (0,65) 0,35 0,32 0,45 Aceptac. 0,48 0,66 0,15 (0,29)
Ítem 2 0,15 (0,47) 0,23 0,39
Ítem 8 0,36 (0,67) 0,40 0,51 Varianza media extraída (VME)
Ítem 11 0,40 (0,82) 0,34 0,70 Dimensión VME ICB 95 % p
Ítem 3 0,27 0,28 (0,59) 0,33 Lím. inf. Lím. sup.
Ítem 6 0,32 0,29 (0,54) 0,14 Control 0,31 0,25 0,36
Ítem 12 0,40 0,31 (0,66) 0,23 Vínculos 0,45 0,35 0,53
Ítem 4 0,38 0,33 0,10 (0,45) Proyectos 0,36 0,28 0,43
Ítem 7 0,35 0,55 0,25 (0,61) Aceptac. 0,29 0,22 0,35
Ítem 9 0,40 0,42 0,27 (0,55) Total 0,34 0,27 0,42
Nota: se muestran entre paréntesis las cargas factoriales de los constructos a los que pertenecen. La comparación de las cargas se hace dentro de cada fila. También se
muestra entre paréntesis la varianza media extraída (VME) que se lee en la diagonal de la parte derecha de la tabla. Se sombrean en gris los R2 que son mayores que la
VME, comparación que se hace por columnas. Fuente: elaboración propia.
Validez divergente o discriminante
Para analizar la validez divergente se tomó como referen-
cia externa el instrumento propuesto por Kessler para me-
dir el malestar psicológico, conjeturando que, si las escalas
evaluaran constructos opuestos, sus resultados deberían
divergir y mostrar una asociación significativa y con sen-
tido contrario. También se empleó el criterio de Fornell y
Larcker, según el cual la validez discriminante queda es-
tablecida si la VME de cada constructo es mayor que el
cuadrado de las correlaciones que se observa con el resto
de variables latentes88. Finalmente, y con la intención de
aumentar el rigor científico en la evaluación de la escala,
se consideró el método basado en las cargas factoriales
cruzadas. En este caso, la validez discriminante se vería
comprometida si algún indicador mostrara una mayor co-
rrelación con constructos a los que no pertenece, que la
que exhibe con su propia dimensión.
La correlación entre las escalas BIEPS-J y K10 confir-
mó la hipótesis anterior: los puntajes de ambas medi-
359
Revista Latinoamericana de Hipertensión. Vol. 15 - Nº 5, 2020
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das se relacionaron de forma negativa, registrándose
además una asociación significativa de baja magnitud (
. Sin embargo, la matriz
construida con base en el criterio de Fornell y Larcker re-
vela problemas de validez discriminante en dos de las casi-
llas (tabla 2). Nótese que la VME del constructo «control»
fue menor que la correlación al cuadrado de este con la
dimensión «aceptación» (0,31 vs. 0,48), hecho que se re-
pitió entre los factores «aceptación» y «vínculos», pero en
grado ligeramente superior (0,45 vs. 0,66). Por su parte,
la inspección de las cargas factoriales no revela inconsis-
tencias con lo esperado. Como puede observarse, la satu-
ración de cada ítem en su respectivo constructo es mayor
que la registrada en las demás variables (tabla 2).
Confiabilidad
La fiabilidad fue analizada desde la consistencia interna,
calculando el alfa de Cronbach en cada una de las dimen-
siones del bienestar psicológico, incluido el constructo
global. Adicionalmente, se estimó la modificación que su-
friría este índice ante la posible eliminación de los ítems,
esto con la intención de tener una idea de qué reactivos
podrían ser suprimidos para mejorar las propiedades de la
escala. Considerando que esta medida posee desventajas,
sobre todo cuando las suposiciones subyacentes no se sa-
tisfacen89-93, también se utilizaron el coeficiente omega de
McDonald y el índice de confiabilidad compuesta (ICC).
Son muchos los estudios que reseñan los beneficios de es-
tos indicadores y la superioridad que exhiben con respecto
al alfa de Cronbach94-96. Por otro lado, y en relación con
los valores referenciales, se consideran adecuadas cifras
mayores o iguales que 0,7086,87.
La consistencia interna del instrumento reportó valores
satisfactorios a nivel total, tanto los hallados con el alfa
de Cronbach, como los encontrados con el omega de Mc-
Donald y con el ICC (tabla 3). Sin embargo, los niveles de
confiabilidad de los factores resultaron bajos, en especial
los de la aceptación adolescente ( , ,
). Como puede comprobarse (tabla 3), ninguno
de los indicadores de consistencia interna de las dimen-
siones fue mayor que 0,70, hecho que puede apreciarse al
observar la estimación puntual, pero también al inspeccio-
nar el intervalo de confianza obtenido. Según el impacto
de la eliminación de los ítems en el alfa de Cronbach, la
supresión de los reactivos 1 y 7 podría mejorar las propieda-
des de la escala, especialmente en el caso del ítem 7, cuya
eliminación incrementaría la consistencia del constructo
«aceptación», pasando de 0,56 a 0,62 (tabla 3).
Tabla 3. Evidencias de confiabilidad de la escala BIEPS-J
Dimensión Estimación puntual e ICB de 95 % Dimensión Ítems elimin. ítem
ICC
Control 0,64 0,63 0,66 Control Ítem 1
[0,57, 0,69] [0,58, 0,69] [0,60, 0,71] Ítem 5
Vínculos 0,70 0,70 0,70 Ítem 10
[0,61, 0,76] [0,62, 0,77] [0,62, 0,77] Ítem 13
Proyectos 0,62 0,62 0,62 Vínculos Ítem 2
[0,54, 0,69] [0,54, 0,70] [0,54, 0,69] Ítem 8
Aceptación 0,55 0,56 0,59 Ítem 11
[0,45, 0,62] [0,48, 0,62] [0,51, 0,65] Proyectos Ítem 3
BP (Total) 0,81 0,78 0,78 Ítem 6
[0,77, 0,84] [0,74, 0,82] [0,74, 0,82] Ítem 12
Aceptación Ítem 4
Ítem 7
Ítem 9
Nota: se sombrean en gris las medidas de consistencia interna que incluyeron o superaron el valor referencial de 0,70. También se sombrean en gris aquellos ítems cuya
eliminación mejora el alfa de Cronbach de la dimensión a la que pertenecen. Fuente: elaboración propia.
os resultados obtenidos han contribuido a
corroborar la estructura tetrafactorial de la
escala BIEPS-J a través del análisis factorial
confirmatorio. Sin embargo, la escala presenta ciertas de-
bilidades que pueden comprometer la calidad en el ajuste
del modelo teórico con posibles implicaciones prácticas.
En ese sentido, existen dificultades a nivel de consisten-
cia interna en dos elementos: en el ítem 1 (creo que me
hago cargo de lo que digo o hago) y en el 7 (general-
mente le caigo bien a la gente). Estos reactivos presentan
problemas en la adecuación de la consistencia interna; en
efecto, el análisis muestra que al ser eliminados ambos
ítems aumentaría el índice de fiabilidad en sus dimensio-
nes respectivas.
En la validación de esta escala realizada en Lima Metropoli-
tana en Perú20, las autoras exponen que el ítem 7, original-
mente ubicado por Casullo en la dimensión «aceptación»,
puede ser interpretado por adolescentes de la forma en
cómo son concebidas, comprendidas y manejadas las re-
laciones sociales con pares, en vez de la percepción del
sujeto sobre la aceptación de otras personas. Asimismo,
Discusión
360
las autoras refieren que el ítem 1 tampoco pudo ubicarse
en ninguna dimensión de las propuestas por Casullo en
la muestra argentina. Esto se explicaría por medio de dos
posibilidades: a), problemas en la comprensión del ítem
en la muestra adolescente; y b), situaciones de conflicto
con las tareas psicosociales referentes al control personal;
es decir, a la adecuada percepción que tiene el joven sobre
la responsabilidad de sus actos y consecuencias.
Con relación a las etapas evolutivas del ciclo vital y sus res-
pectivas tareas psicosociales, la adolescencia comprende
la resolución de la identidad. Es posible que ese espacio
de construcción del yo en autoestima, autoconcepto y au-
toeficacia pueda viabilizar o no la vivencia de la dimensión
de control de situaciones; en otras palabras, ese pasaje
entre la experiencia subjetiva infantil al mundo adolescen-
te puede que tenga implicaciones en las dimensiones del
bienestar97. En este orden de ideas, Meier y Oros98 expli-
can que se deben considerar las características psicoso-
ciales de las etapas evolutivas en la vivencia, percepción y
comprensión del bienestar psicológico; en efecto, las au-
toras señalan que la evaluación de las dimensiones de este
constructo planteado por Ryff tiene mayor adecuación en
su significado y comprensión desde la adultez joven en
adelante, específicamente en las edades comprendidas
entre 25 y 65 años.
También es importante destacar que el modelo de bien-
estar psicológico multidimensional formulado por Ryff fue
concebido en la cultura norteamericana, aspecto que pue-
de incidir en la pertinencia de las dimensiones propuestas
en el contexto latinoamericano e incluso en la cultura pe-
ruana, uruguaya y argentina. Aunque Casullo realizó esta
escala en un contexto argentino, también se encontró con
dificultades en los ítems descritos. Cabría preguntarse si
las características socioculturales de la adolescencia pue-
den influir en la configuración del bienestar psicológico,
aspectos que también podrían explicar las inconsistencias
detectadas en los ítems 1 y 7 previamente referidos.
En lo que respecta a la consistencia interna de la escala
BIEPS-J, los coeficientes alfa de Cronbach encontrados en
este trabajo coinciden con los obtenidos por Casullo19 en
el estudio original realizado con adolescentes argentinos,
en el que se registró un índice de 0,74 para el total. Tam-
bién concuerdan con el reportado por Vidal21 en adoles-
centes peruanos de Trujillo, cuyo valor fue de 0,71, pero
difieren del alfa de Cronbach de 0,57 hallado por Martí-
nez y Morote en la investigación realizada en Lima20. Así
mismo, en la presente investigación el instrumento dise-
ñado por Casullo generó valores adecuados de consisten-
cia interna a nivel global, medidos a través del coeficien-
te alfa, omega y del ICC (
); sin embargo, las dimen-
siones ostentaron cifras que fueron siempre inferiores a 0,70
y que pueden considerarse bajas, sobre todo la observada
en el factor «aceptación» (
). Estos aspectos pueden
ser evaluados en futuras investigaciones tomando en con-
sideración la revisión, modificación o eliminación de los
ítems que presentan problemas.
En tal sentido, se retoma el problema que se presenta
el ítem 7 analizándolo desde la validez discriminante. Se
puede observar que la correlación al cuadrado de la pareja
«vínculos-aceptación» es de 0,66, siendo mayor que la
VME del constructo «vínculos» de 0,45 (tabla 2), de modo
que los factores mencionados podrían estar midiendo lo
mismo y no aspectos diferentes. En términos prácticos,
esto podría cuestionar la operacionalización de las dimen-
siones del instrumento; aunque, por otro lado, la escala
tuvo una adecuada correlación inversa con una medida
externa, la del malestar psicológico de Kessler. Adicional-
mente, la escala BIEPS-J presentó una correlación teórica-
mente esperada con la medida de autoestima de Rosen-
berg, lo que constituye evidencias de validez convergente.
No obstante, en las dimensiones se observaron deficien-
cias en la capacidad de explicar más del 50 % de la varian-
za, además de las bajas cargas factoriales obtenidas del
análisis confirmatorio.
Ahora bien, los datos obtenidos en este trabajo confirman
que el bienestar psicológico se comprende desde el desa-
rrollo subjetivo concurrido en las dimensiones de control,
vínculos, proyectos y aceptación. Se concluye que la escala
BIEPS-J presenta adecuadas características psicométricas a
nivel de factorización y de consistencia interna, y que, por
ende, podría ser empleada como herramienta comple-
mentaria para medir el bienestar psicológico de jóvenes
en contextos como el uruguayo o similares. Más allá de las
deficiencias internas en materia de validez convergente
y discriminante, la escala, como instrumento que evalúa
globalmente esta variable, puede ser utilizada como alter-
nativa válida y confiable en adolescentes, sobre todo si se
toma en cuenta la recomendación de Casullo al momento
de su diseño, refiriendo que el instrumento debía ser usa-
do considerando la puntuación total para efectos de un
posible diagnóstico, y solo pensar en las dimensiones para
fines interpretativos.
Lo anterior permite coincidir con lo planteado por Ryff5 en
la idea de que el estudio del bienestar psicológico puede
ofrecer pinceladas para comprender el funcionamiento
psíquico del sujeto de acuerdo a su etapa evolutiva. En
esta investigación, la escala BIEPS-J arrojó datos para la
reflexión terapéutica con respecto al malestar psicológico
y a la autoestima; por tanto, podría ser usada con fines
de cribado o screening, para luego confirmar diagnósti-
cos por medio de estrategias adecuadas para tal fin. Asi-
mismo, podría ser empleada en esfuerzos enmarcados en
promocionar la salud mental en contextos de trabajo ado-
lescente, ya sea de salud, educación, psicología u orien-
tación profesional. A manera de colofón, se sugiere para
futuros trabajos atender las inconsistencias a nivel interno
de las dimensiones de la prueba que afectan su idoneidad
en términos de validez convergente y divergente.
AGRADECIMIENTOS
Los autores desean expresar su profundo agradecimien-
to a cada uno de los estudiantes montevideanos, quienes
dispusieron solícitamente de su tiempo para participar en
el estudio y responder a los instrumentos correspondien-
361
Revista Latinoamericana de Hipertensión. Vol. 15 - Nº 5, 2020
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tes. También desean agradecer al equipo de trabajo de la
asociación civil Jóvenes Fuertes por su colaboración y por
facilitar el contacto entre los investigadores y las diferen-
tes instituciones educativas de Montevideo. Sin su ayuda,
la culminación de este proyecto no habría sido posible.
CONFLICTO DE INTERESES
Los autores manifiestan no tener ningún conflicto de inte-
reses con relación al desarrollo de la presente investigación.
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... Con respecto a la psicometría del instrumento, la autora señala haber obtenido un coeficiente alfa total de 0,74, siendo de 0,56 para el control, 0,51 para los vínculos, 0,55 para los proyectos y 0,50 para la aceptación 42 . Otra investigación emprendida por García-Álvarez et al. 44 evaluó la consistencia interna de la escala y la validez de constructo del cuestionario a partir de dos muestras de 473 y 188 adolescentes montevideanos. Los resultados avalan el modelo tetrafactorial diseñado por Casullo, además de arrojar evidencias de validez convergente y discriminante. ...
... Los resultados avalan el modelo tetrafactorial diseñado por Casullo, además de arrojar evidencias de validez convergente y discriminante. En cuanto a la confiabilidad, los valores fueron semejantes a los reportados en otros estudios, con cifras comprendidas entre 0,55 y 0,81 44 . ...
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El constructo de las virtudes y fortalezas del carácter surge a raíz de la investigación emprendida por Peterson y Seligman. Con base en esta teoría, García-Álvarez propuso una alternativa de medición conocida como «creciendo fuertes», escala dirigida a evaluar dicha variable en adolescentes. Los objetivos del trabajo fueron determinar las propiedades psicométricas de este instrumento en adolescentes marabinos, así como también establecer diferencias según sexo, edad y esclarecer cuáles de estas fortalezas eran predictores de las estrategias de afrontamiento y del bienestar psicológico. Se llevó a cabo una investigación instrumental, transaccional, correlacional y no experimental, la cual contó con la participación de 528 adolescentes. El análisis factorial confirmatorio sugiere que los datos concuerdan con el modelo hexadimensional teórico, encontrándose cifras de ajuste adecuadas. Se encontraron además evidencias de validez convergente, discriminante e índices globales elevados de consistencia in- terna, aunque algunos de los coeficientes de las subescalas fueron bajos. Las adolescentes exhibieron mayores puntajes que los adolescentes en rasgos como la mente abierta, perspectiva, honestidad, amabilidad, inteligencia social, equidad, perdón, gratitud y espiritualidad; mientras que los varones puntuaron por encima solo en el entusiasmo. También hubo diferencias de acuerdo con la edad, favoreciendo la adolescencia tardía. Todas las fortalezas resultaron predictores significativos de las estrategias de afrontamiento, a excepción de la vinculada al uso del alcohol y drogas. Asimismo, estos atributos predijeron el bienestar psicológico en la muestra adolescente de manera global y en lo que concierne a sus dimensiones. Se concluye que la escala «creciendo fuertes» es una opción adecuada para medir el constructo en adolescentes, tanto para fines de investigación, como para la atención terapéutica, promoción de la salud mental y otras modalidades de prevención en el campo de salud adolescente
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El objetivo del estudio instrumental fue analizar las propiedades psicométricas de la Escala de Bienestar Psicológico para Adultos (BIEPS-A)en una muestra de 222 estudiantes de Psicología de una universidad privada con edades comprendidas entre 16 y 44 años (M=20.8).El análisis factorial confirmatorio realizado revela que los datos se ajustan a la estructura tetrafactorial. Por otro lado, con relación a laconfiabilidad, el coeficiente alfa de Cronbach para la escala total y subescalas son elevados (α > .80). La comparación de alfas indica que elinstrumento es más confiable en la muestra de universitarios peruanos que en la de adultos argentinos. Se concluye que la bieps-a cuentacon propiedades psicométricas adecuadas para seguir con estudios de validación, apoyando así su uso como instrumento de evaluación delbienestar psicológico en universitarios.
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A collection of robust Mahalanobis distances for multivariate outlier detection is proposed, based on the notion of shrinkage. Robust intensity and scaling factors are optimally estimated to define the shrinkage. Some properties are investigated, such as affine equivariance and breakdown value. The performance of the proposal is illustrated through the comparison to other techniques from the literature, in a simulation study and with a real dataset. The behavior when the underlying distribution is heavy-tailed or skewed, shows the appropriateness of the method when we deviate from the common assumption of normality. The resulting high true positive rates and low false positive rates in the vast majority of cases, as well as the significantly smaller computation time show the advantages of our proposal.
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The checking of the assumptions on which the use of the Pearson correlation coefficient is based, is usually a task in which many errors are committed. Although the process that leads to its calculation and interpretation is simple, the task of verifying conditions such as bivariate normality or the absence of outlier is not so easy, probably because this requires the implementation of multivariate techniques. This review intends to serve as guidance to health sciences researchers, who will surely find situations in which this statistical tool should be used. The article is based on a prevalence study of metabolic syndrome carried out in the Maracaibo city, Venezuela. The main objective is to show by this example the appropriate way to verify the assumptions linked to this coefficient, not forgetting the due theoretical argument that supports them. The mathematical aspect is discarded in order to get the benefits of using computers power, for which the open source R-Studio program is used in each and every one of the processing, plotting and computation activities. The dataset used in the development of the problem are provided, as well as the scripts that activate the functions of the package with the purpose that the reader can reproduce the analysis and compare the results. All this information can be consulted and downloaded from an open access repository. Keywords: correlation coefficient, Pearson, assumptions, R-Studio, practical case, metabolic, syndrome, Maracaibo.
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El coeficiente de correlación de Pearson es una medida considerablemente utilizada en diversas áreas del quehacer científico, desde estudios técnicos, econométricos o de ingeniería; hasta investigaciones relacionadas con las ciencias sociales, del comportamiento o de la salud. Es precisamente esta extensa y profusa divulgación una de las razones que explicaría el uso indebido que se le da a esta herramienta estadística, especialmente en aquellos escenarios en los que debe ser interpretada correctamente o en los que se tienen que comprobar las suposiciones matemáticas que la sustentan. Un ejemplo de esto se halla cuando se asume que la correlación implica causalidad, confusión en la que se incurre con frecuencia y en la que se ven involucrados, tanto investigadores noveles, como algunos más experimentados. Pero tal vez el foco de mayores errores se encuentre al momento de comprobar premisas como la de la normalidad, siendo que esta se verifica únicamente a nivel univariado y se omite su revisión bivariada, quizás por desconocimiento o porque exige la utilización de técnicas más complejas. Situación similar se observa cuando se intentan detectar datos atípicos. En este caso, lo común es que se empleen diagramas de caja y bigotes para identificar valores extremos en cada variable, cuando lo apropiado sería abordar esta tarea con procedimientos que cuantifiquen la distancia que separa a dicha observación del centro de gravedad de los datos, pero de manera simultánea y tomando en cuenta todos los componentes del espacio vectorial en que se encuentra. En tal sentido, se propone la presente revisión como aporte para esclarecer estas dudas y como guía metodológica para orientar en la verificación de tales supuestos, abordando el aspecto matemático de manera general, pero enfatizando en las alternativas de que dispone el investigador para acometer debidamente este tipo de análisis. Palabras Clave: coeficiente, correlación, Pearson, supuestos, normalidad bivariada, datos atípicos multivariados.
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El presente estudio tuvo por objetivo adaptar y analizar psicométricamente las Escalas de Bienestar Psicológico de Ryff en una muestra no probabilística de adolescentes argentinos de entre 14 y 16 años. Se utilizó la adaptación al castellano realizada por Díaz et al. (2006) de la versión de 39 ítems propuesta por van Dierendonck (2004). Se realizaron dos estudios: el primero (80 adolescentes y 20 jueces expertos) consistió en el ajuste de 11 ítems y del formato de respuesta de la versión española, según su grado de coherencia teórica, dificultad y claridad lingüística para Argentina, y el segundo (825 adolescentes), en un análisis de las propiedades psicométricas (consistencia interna y validez de constructo) de las Escalas resultantes. El análisis factorial exploratorio mostró la presencia de 4 factores: (a) Autoaceptación, (b) Crecimiento Personal y Propósito en la Vida, (c) Autonomía y (d) Relaciones Positivas con Otras Personas. El análisis factorial confirmatorio mostró un ajuste satisfactorio del modelo, por lo que se concluye que las Escalas adaptadas de 20 ítems son apropiadas para evaluar el bienestar psicológico en la población de adolescentes argentinos.
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Background: Psychological well-being in adolescence has always been a focus of public attention and academic research. Ryff's six-factor model of psychological well-being potentially provides a comprehensive theoretical framework for investigating positive functioning of adolescents. However, previous studies reported inconsistent findings of the reliability and validity of Ryff's Scales of Psychological Well-being (SPWB). The present study aimed to explore whether Ryff's six-factor model of psychological well-being could be applied in Chinese adolescents. Method: The Scales of Psychological Well-being (SPWB) were adapted for assessing the psychological well-being of adolescents in mainland China. 772 adolescents (365 boys to 401 girls, 6 missing gender data, mean age = 13.65) completed the adapted 33-item SPWB. The data was used to examine the reliability and construct validity of the adapted SPWB. Result: Results showed that five of the six sub-scales had acceptable internal consistency of items, except the sub-scale of autonomy. The factorial structure of the SPWB was not as clear-cut as the theoretical framework suggested. Among the models under examination, the six-factor model had better model fit than the hierarchical model and the one-factor model. However, the goodness-of-fit of the six-factor model was hardly acceptable. High factor correlations were identified between the sub-scales of environmental mastery, purpose in life and personal growth. Conclusions: Findings of the present study echoed a number of previous studies which reported inadequate reliability and validity of Ryff's scales. Given the evidence, it was suggested that future adolescent studies should seek to develop more age-specific and context-appropriate items for a better operationalisation of Ryff's theoretical model of psychological well-being.
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En el presente trabajo se analiza la estructura factorial de las Escalas de Bienestar Psicológico de Ryff en estudiantes universitarios. Participaron en el estudio 1,402 sujetos, que fueron distribuidos aleatoriamente en 2 submuestras homogéneas independientes: una de calibración y una de validación. Diversos modelos teóricos propuestos por la investigación previa fueron objeto de análisis factorial confirmatorio. Nuestros resultados indican que el modelo de 4 factores de primer nivel (autoaceptación, dominio del entorno, propósito en la vida y crecimiento personal) es el que muestra mejores indicadores de ajuste a los datos empíricos. Se discuten los resultados a la luz de las implicaciones teóricas y empíricas de estos hallazgos.
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El objetivo del presente trabajo fue realizar la adaptación argentina de la Escala de Malestar Psicológico de Kessler (Kessler Psychological Distress Scale-K10). Para esto, se llevó a cabo una adaptación lingüística del instrumento y un análisis de sus propiedades psicométricas. Para evaluar la confiabilidad de la escala, se efectuó un análisis de la consistencia interna y se examinó la estabilidad temporal de los ítems. La validez del instrumento fue evaluada teniendoen consideración diferentes indicadores de la misma. Se calcularon, a través de las curvas ROC, los niveles de sensibilidad, especificidad y el área bajo la curva (ABC) de la prueba. Los resultados indican que se puede contar con la K10 como un instrumento de despistaje de malestar psicológico que reúne los requisitos psicométricos necesarios para ser utilizado en población argentina.
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El objetivo de este estudio es el desarrollo de una escala breve para la evaluación del bienestar psicológico en adolescentes, la revisión de sus características psicométricas. En el mismo sentido se intentó verificar la presencia de diferencias individuales entre el sexo, la edad y el lugar de residencia de los sujetos evaluados. Los participantes son adolescentes entre las edades de 13 a 18 años (N= 1270) de tres regiones de la Argentina (Región Metropolitana, Noroeste y Patagonia). Los instrumentos administrados son la escala de bienestar (BIEPS-J), otras escalas tradicionales para la evaluación de la satisfacción (Escala SWLS y D-T) y un listado de síntomas psicopatológicos (SCL-90). Los resultados señalan que las escalas clásicas que evalúan satisfacción con la vida resultan indicadores poco válidos para una evaluación del bienestar psicológico autopercibido, considerando las dimensiones teóricas comentadas. Las variables género, edad y contexto sociocultural no parecen afectar la percepción subjetiva del bienestar psicológico.
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This essay examines core contributions of a model of psychological well-being that has had widespread scientific impact. It drew on distant formulations to identify new dimensions and measures for assessing what it means to be well. Key themes among the more than 750 studies using the model are sketched, followed by reflections about why there has been so much interest in this eudaimonic approach to well-being. A final section looks to the future, proposing new directions to illuminate the forces that work against the realization of human potential as well as those that nurture human flourishing and self-realization.