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INTRODUCCIÓN
Durante varias décadas, la psicología comenzó a estudiar el bienestar a través de sus dos perspectivas: bienestar subjetivo (hedónico) y bienestar psicológico (eudaimónico), siendo ambas partes del florecimiento humano (Waigel & Lemos, 2021). Sin embargo, siguiendo la postura de Aristóteles, el constructo que más mantiene relación con la variable de estudio, es el bienestar eudaimónico (Reyes, 2017).
El florecimiento, implica aquellas habilidades y competencias humanas positivas, que incluyen amabilidad, creatividad psicológica, crecimiento y resiliencia (Agenor et al., 2017); relacionado con el desarrollo del potencial humano, la aceptación con sí mismo, la autonomía, la destreza para manipular positivamente el entorno y la noción de aspiraciones (Hernáez, 2019) e implica la capacidad de realizar, procesar y concretar una actividad o en esencia sentir satisfacción de haber cumplido o ejecutado algo a lo que se aspira llegar (Diener et al., 2009). Asimismo, la teoría descrita por Seligman en el 2011, permite comprender que este constructo se precisa sobre la necesidad de experimentar plenitud en la vida, motivación, creatividad y ser resiliente (Moshe et al., 2016). Asimismo, el ser perseverante en este proceso, permite que se fortalezcan habilidades, talentos y competencias que, finalmente, conllevando al florecimiento.
Conforme la persona va alcanzando la vida adulta, se van desarrollando aspectos que conforman este estado, como el crecimiento personal, la autonomía y el dominio del medio (Conturso, 2017).
Las exigencias que puedan ocurrir para los adultos dentro del mundo laboral y/o académico como la realización de actividades, evaluaciones y la presión social, provocarían niveles altos de ansiedad y estrés, relacionándose con el aumento de sentimientos de culpabilidad, malestar, falta de confianza, fracaso en las actividades diarias por situaciones difíciles que se puedan atravesar en la vida u otros factores como: enfermedades, discriminación por incapacidad o estigmas, siendo esto anteriormente mencionado aspectos que impiden el estado de florecer (Advíncula, 2018).
Frente a esto, fue sustancial contar con una escala adecuada que mida el constructo seleccionado. Ante ello, se presentó la Escala de Florecimiento de Diener, Wirtz, Tov, Kim-Prieto, Choi, Oishi y Biswas-Diener elaborada el año 2010 en Estados Unidos en la versión adaptada Gonzales (2018) en Puerto Rico a población adulta. Cuenta con una estructura unidimensional con ocho ítems, lo que la hace una herramienta corta y de fácil administración en comparación con los descritos anteriormente. Asimismo, se recomendó realizar la adaptación a más población hispanohablante, al ser la mayoría de Estados Unidos y países internacionales, contando sólo con un estudio en el contexto peruano (González, 2018).
El propósito de la presente investigación, fue el de contribuir con un instrumento que mida la variable, asimismo, se propuso como objetivo general: determinar las evidencias de validez de la escala de Florecimiento; y como objetivos específicos: determinar las evidencias de validez de contenido, estructura interna y de criterio; así como, la confiabilidad por consistencia interna de la escala de Florecimiento en adultos de la provincia de Trujillo.
METODOLOGÍA
Tipo y diseño de investigación
El presente trabajo se ha clasificado como tipo aplicada, dado que tuvo por característica el tomar en consideración el conocimiento práctico como finalidad de obtener avances teóricos con respecto a una situación en particular (Sánchez et al., 2018). Del mismo modo, mostró un diseño instrumental con el fin de adaptar un instrumento realizado años atrás a la realidad actual (Argumedo et al., 2016).
Muestra, muestreo y unidad de análisis
Para esta investigación se tomó como muestra a un total de 520 personas adultas pertenecientes a la provincia de Trujillo. De igual manera, la técnica de muestreo utilizada fue no probabilística por conveniencia, se caracteriza por permitirle a los investigadores seleccionar a los prototipos que serán incluidos dentro del estudio (Otzen & Manterola, 2017). Para los criterios de inclusión, se tuvo en cuenta a personas de ambos géneros, de edades que oscilan desde los 18 hasta los 75 años de edad, los cuales deben radicar dentro de la provincia de Trujillo.
Técnicas e instrumentos de recolección de datos
La Escala de Florecimiento de González realizada en Puerto Rico, después de haberse hecho en diversos estudios y análisis, contó con una estructura unidimensional compuesta por 8 ítems, con 7 opciones de respuesta. Presentó valores aceptables en su validez, con una varianza explicada del 65.35% al realizar el Análisis Factorial Exploratorio (AFE), para luego continuar con el Análisis Factorial Confirmatorio (AFC), donde se corroboró el prototipo unifactorial de la escala con valores superiores a .95 en su CFI y TLI. Encontraron correlaciones positivas del florecimiento con otras medidas de bienestar y negativas con la depresión. Asimismo, su confiabilidad por alfa de Cronbach fue de .92 (González, 2018).
La Escala de Satisfacción con la Vida (SWLS) de Calderón-De la Cruz, Lozano, Cantuarias e Ibarra hecha en Perú, presenta una estructura unidimensional de 5 reactivos. A través del AFC, confirmaron la estructura de un factor de la escala con valores estadísticamente aceptables en sus cargas factoriales. En cuanto a su confiabilidad, se halló una consistencia interna adecuada de .86 utilizando el omega de McDonald (Calderón-De la Cruz et al., 2018).
La Escala de Bienestar Psicológico para Adultos (BIEPS-A) realizada por Domínguez en el año 2014 en Perú, en adultos que oscilan edades entre 16 y 44 años, presentó 13 ítems y una estructura con 4 dimensiones (control de las situaciones, vínculos sociales, autonomía y proyectos). En torno a su confiabilidad se pudo evidenciar que el coeficiente de alfa para el instrumento total y subescalas son elevados (.80) y para su validez, se realizó el AFC, en donde se encontraron valores aceptables confirmando la estructura de la prueba, parecidos al trabajo anterior con esta escala (Domínguez, 2014).
La Escala de estrés, ansiedad y depresión (DASS-21) adaptada por Tapullima y Chávez en 2022 en Perú, aplicada en personas adultas de 18 años a más, contó con 21 reactivos y una estructura tridimensional. A través del AFC se corroboró consistencia en el modelo oblicuo de tres factores (CFI = .93, TLI = .92, RMSEA = .054 y SRMR = .047) y una confiabilidad > .70 (Tapullima & Chávez, 2022).
Método de análisis de datos
Para cumplir con los objetivos planteados, se realizó la validez de contenido tomando en cuenta a 3 jueces expertos, puntuando con valores adecuados >.70, en los criterios de evaluación: pertinencia, relevancia y claridad (Dominguez-Lara, 2016). Posterior a ello, se llevó a cabo una prueba piloto a una muestra de 30 participantes con el fin de disminuir los posibles errores de los datos obtenidos para lograr con éxito los objetivos planteados (Abeille et al., 2015). Se vaciaron las respuestas en el Programa Microsoft Excel 2019 para luego procesar los datos en el programa estadístico SPSS Statistics y verificar la confiabilidad por alfa de Cronbach mayor a .80 (Oviedo & Campo-Arias, 2005) y la correlación ítem-test superior a .30 para ser aceptable (Santos-Roig & Pérez-Meléndez, 2014).
Con respecto a la validez de constructo, se inició realizando la valoración de la distribución de los reactivos a través de la media y desviación estándar, junto con los supuestos, comenzando por el índice de simetría y curtosis conjunta, obteniendo valores mayores a 5.99, que revelan no se cumple el supuesto de normalidad univariante en algunos ítems (Hair et al., 2006). Posterior a ello, se estudió la normalidad multivariante a partir del índice de curtosis multivariante, indicando un valor menor a .70, evidencia que se cumple el supuesto de normalidad multivariante de los reactivos (Mardia, 1970). De igual forma, se realizó la multicolinealidad utilizando la matriz de correlaciones de Pearson, se encuentran valores inferiores a .90 para indicar ausencia de multicolinealidad (Hernández et al., 2018).
Se realizó el AFC a través del método de máxima verosimilitud para hallar las cargas factoriales estandarizadas, además de la cantidad de variabilidad del ítem expuesta por el factor y los índices que valoraron el ajuste del constructo en la realidad investigada; obteniendo un X2/gl (2.28), siendo un valor satisfactorio (Carmines & Mclver, 1981). Además, se obtuvo un RMSEA (.059), indicando que el modelo se ajusta adecuadamente a la muestra (Lai, 2020) y para el SRMR (.038), siendo aceptable (Cho et al.,2020). Para el índice de ajuste comparativo, se halló un CFI (.958) con valores favorables (Escobedo et al., 2016), también se obtuvo un índice de ajuste parsimonioso PCFI (.684) (James et al., 1982).
Para realizar la validez de criterio, se vinculó las puntuaciones obtenidas de la escala de Florecimiento con los de la SWLS, BIEPS-A y DASS-21 las cuales fueron validadas en el contexto peruano. Se encontró una correlación moderada entre SWLS (.48), BIEPS-A (.41) (Rodríguez et al. 2018) y una correlación inversa con el instrumento DASS (Depresión: -.28; Ansiedad: -.25 y Estrés: -.28) (Fiallos, 2021).
Además de ello, se utilizó el estadístico Omega de McDonald, llegando a tener valores aceptables (.796) que permitieron evaluar la consistencia interna de la prueba (Campo-Arias & Oviedo, 2008). Todo el proceso estadístico se llevó a cabo con los Software Microsoft Excel, IBM SPSS V.24 y la herramienta AMOS.
RESULTADOS
Tabla 1. Validez de contenido de la Escala de Florecimiento.
Nota: No está de acuerdo = 0, si está de acuerdo = 1, P = pertinencia, R = relevancia, C = claridad
En la Tabla 1, se determina la evidencia de validez de contenido de la Escala de Florecimiento a través del coeficiente de V de Aiken, es adecuada siendo el valor >.70 (Dominguez-Lara, 2016), los valores denotan 1 en los criterios de evaluación: pertinencia, relevancia y claridad.
Tabla 2. Estadísticos descriptivos y evaluación de supuestos.
Nota: M: Media; DE: Desviación estándar; Za: Asimetría estándar; Zc: Curtosis estándar; IHC: Índice de homogeneidad corregido.
En la Tabla 2, se muestran medidas descriptivas de los ítems con una media de entre 5.94 a 6.37, una desviación estándar que oscila entre .67 a .80, un índice de homogeneidad corregido de .39 a .56, una asimetría estándar que va entre -7.34 a -3.49 y una curtosis estándar de -1.59 a 4.14, con valores fuera del rango -1.96 a 1.96, evidenciando que no se cumple con el supuesto de normalidad univariada. Asimismo, en el índice de curtosis multivariante se tuvo un valor de 10.77, menor a 70, lo que indica que se cumple el supuesto de normalidad multivariante y correlaciones entre reactivos de .18 a .47, que comprueba la ausencia de multicolinealidad o redundancia entre los contenidos medidos por los ítems.
Tabla 3. Coeficientes estandarizados de la estructura unifatorial de la escala de florecimiento.
| Ítem | aik | r2 |
|---|---|---|
| 1 | .58 | .34 |
| 2 | .44 | .19 |
| 3 | .61 | .37 |
| 4 | .46 | .21 |
| 5 | .64 | .41 |
| 6 | .65 | .43 |
| 7 | .62 | .38 |
| 8 | .57 | .32 |
Nota: aik: Carga factorial estandarizada; r2: Coeficiente de correlación múltiple al cuadrado
En la Tabla 3, se muestran las cargas factoriales estandarizadas con valores que oscilan entre .44 a .65 y un coeficiente de correlación múltiple al cuadrado entre .19 a .43, determinando un modelo de medición congenérico en la estructura unidimensional de la escala de florecimiento.
En el diagrama se observa la estructura unidimensional de 8 ítems de la Escala de Florecimiento.
Tabla 4. Índices de ajuste de la escala de florecimiento.
| Ajuste global | Ajuste comparativo | Ajuste parsimonioso | ||
| X2/gl | SRMR | RMSEA | CFI | PCFI |
| 2.28 | .038 | .059 | .958 | .684 |
Nota: X2/gl: Razón de verosimilitud; SRMR: Raíz media residual estandarizada; RMSEA: Error cuadrático medio de aproximación; CFI: Índice de ajuste comparativo; PCFI: Índice de ajuste comparativo parsimonioso.
En la Tabla 4, se muestran los índices de ajuste del modelo unifactorial de la escala de florecimiento con ocho ítems, encontrándose valores que demuestran un ajuste aceptable en los índices de ajuste global como la razón de verosimilitud X2/gl =2.28 < 3, SRMR=.029 < .08 y RMSEA=.059 < .08. Del mismo modo en el índice de ajuste comparativo CFI=.952 ≥ .95; y finalmente el índice de ajuste parsimonioso PCFI=.684 >.50, indicando un ajuste aceptable entre el modelo unifactorial y las relaciones que se observan en la muestra de investigación.
Tabla 5. Relación entre el florecimiento con la satisfacción con la vida, bienestar psicológico, depresión, ansiedad y el estrés.
| Variables | Rho de Spearman | |
|---|---|---|
| Florecimiento | Satisfacción con la vida | .48 |
| Bienestar Psicológico | .41 | |
| Aceptación/Control de situaciones | .26 | |
| Autonomía | .30 | |
| Vínculos Sociales | .23 | |
| Proyectos | .24 | |
| Depresión | -.28 | |
| Ansiedad | -.25 | |
| Estrés | -.28 |
En la Tabla 5, se muestra una relación directa de tamaño moderado (.48) entre el florecimiento con la satisfacción con la vida. Al igual que con el bienestar psicológico (.41) y una relación directa de tamaño pequeño (.10 ≤ Rho < .30) entre el florecimiento con las dimensiones: aceptación de situaciones, autonomía vínculos sociales y proyectos. Asimismo, una relación inversa de magnitud pequeña entre el florecimiento con la depresión, ansiedad y el estrés.
Tabla 6. Consistencia interna de la escala de Florecimiento.
| Variable | Omega de McDonald |
| Florecimiento | .796 |
En la Tabla 6, se muestra la consistencia interna Omega de McDonald, con un valor de .796, lo que indica una confiabilidad elevada de los datos recolectados por la escala que permite medir con precisión el florecimiento.
DISCUSIÓN
El florecimiento se describe como un estadio eficaz de cada individuo a nivel físico, mental, social y humano, para lograr ello es importante que cada uno tome en consideración componentes que lo llevarán al logro de este, tales como: el significado y propósito de vida, el optimismo, las relaciones interpersonales sanas y el compromiso por lograr sus propósitos.
A partir de los resultados, es preciso destacar que el instrumento propuesto por Diener (2010) contiene adecuadas bondades psicométricas, determinándose conservar la estructura unidimensional con ocho ítems la cual es reforzada por otros estudios (Sumi, 2013; Howell & Buro, 2014; Casaretto & Martínez, 2017; Hone et al., 2013; Silva & Caetano, 2013; Esch et al., 2013; Gonzales, 2018; De la Fuente, et al., 2017; Didino et al., 2019; Giuntoli et al., 2017; Pozo et al., 2016; Vera et al., 2022).
Se inició realizando una prueba piloto a una muestra de 30 participantes, considerado un tamaño adecuado para la elaboración de este tipo de estudio (García-García et al., 2013). Se obtuvo como resultados, un alfa de Cronbach de .86, siendo un valor aceptable, permitiendo continuar con la evaluación a una muestra más grande (Oviedo & Campos-Arias, 2005).
Así mismo, se determinó la validez de contenido, con el fin de reflejar la pertinencia, relevancia y claridad del instrumento a través de tres jueces expertos, consiguiendo por decisión total valores aceptables dentro del coeficiente V de Aiken: 1, que superan el .70 (Domínguez-Lara, 2016). Estos datos obtenidos, verifican que el instrumento mide la variable de investigación, denotando que los ítems están correctamente redactados, se comprenden y se relacionan con el constructo (Pedrosa et al., 2014).
Con respecto a la validez de constructo, se realizó el análisis descriptivo de los ítems, se obtuvo una media entre 5.94 a 6.37 parecidos a los obtenidos por los autores Gonzales (2018) y Hone et al. (2013). Los valores de la desviación estándar, oscilan entre .67 a .80, el IHC (índice de homogeneidad corregido) de .39 a .56, una asimetría estándar de -7.34 a -3.49 y una curtosis estándar de -1.59 a 4.14, ubicándose fuera del rango -1.96 a 1.96, lo que evidencia el incumplimiento del supuesto de normalidad univariada (Hair et al., 2006) al igual que la investigación realizada por Gonzales (2018) donde los datos no están distribuidos de forma normal. Asimismo, en el índice de curtosis multivariante, se alcanzó un valor de 10.77, siendo menor a 70, lo que indica que se cumple el supuesto de normalidad multivariante (Mardia, 1970), con correlaciones entre ítems de .18 a .47, que comprueba la ausencia de redundancia entre los contenidos medidos por los ítems, esto permite aplicar las ecuaciones estructurales para realizar el AFC de la escala a través del método de máxima verosimilitud.
El AFC, se realizó con el fin de contrastar ante un modelo realizado con anterioridad el conjunto de relaciones entre los elementos que conforman la estructura, se utilizó la escala de Florecimiento adaptada por Gonzales (2018). Se obtuvieron índices de ajuste global con un un X2 de 2.28, considerándose adecuado (Carmines & McIver, 1981) y un SRMR de .038 (Cho et al., 2020) y un RMSEA (.059), existiendo una distancia óptima entre el modelo teórico y la realidad (Lai, 2020). Para el ajuste comparativo (que evalúa qué tan bien explica el factor el comportamiento de cada ítem), se obtuvo un CFI (.958), ubicándolo en un nivel adecuado, lo que indica que el factor está explicando de manera idónea la variabilidad en las respuestas a los ítems (Escobedo et al., 2016). Y en el ajuste parsimonioso (donde se destaca el grado de sencillez o complejidad del modelo respecto a la explicación de la variable), un PCFI (.684), considerándolo aceptable para la explicación de la teoría propuesta a través de la estructura (James et al., 1982). Con todos los resultados obtenidos, se puede interpretar que la estructura unidimensional de ocho ítems de la Escala de Florecimiento presenta validez para poder evaluar o medir la variable en la población adulta. Esto se puede comparar con las investigaciones realizadas anteriormente, obteniendo valores aceptables para el instrumento (Sumi, 2013; Howell & Buro, 2014; Casaretto & Martínez, 2017; Hone et al., 2013; Silva & Caetano, 2013; Esch et al., 2013; Gonzales, 2018, Vera et al., 2022; Giuntoli et al., 2017; De la Fuente et al., 2017).
Por otro lado, en torno a la revisión de las cargas factoriales, se hallaron valores aceptables entre .44 y .65, similar al de otras investigaciones (Cassaretto & Martínez, 2016; Howel & Buro, 2014; Silva & Caetano, 2013; Vera et al., 2022; De la Fuente et al., 2017) y un coeficiente de correlación múltiple al cuadrado entre .19 a .43, lo que determina un modelo de medición congenérico en la estructura unidimensional de la escala.
Con respecto a la validez de criterio, se muestra una relación directa de tamaño moderado (.48) entre el florecimiento con la SWLS, similares a la de otras investigaciones (Cassaretto & Martínez, 2017; Sumi, 2013; Silva & Caetano, 2013; Hone et al., 2013; Gonzales, 2018; Vera et al., 2022; Giuntoli et al., 2017; Didino et al., 2019). Con el BIEPS-A, se evidenció una relación directa de tamaño moderado (.41) y una relación directa pequeña (.10 ≤ Rho < .30) entre el florecimiento con la dimensión aceptación/control de situaciones, autonomía vínculos sociales y proyectos; al igual que los resultados en la investigación de Cassaretto y Martinez (2013), quienes obtuvieron una correlación directa (.47). Por otro lado, se tuvo una relación inversa de magnitud pequeña entre el florecimiento con la depresión, ansiedad y el estrés, similar al trabajo de De La Fuente et al. (2017) hallando una correlación negativa con las mismas variables; y Gonzales (2018) con la dimensión “depresión”. Estos resultados evidencian que la prueba es útil en la medición con otras variables.
Posteriormente, se realizó el análisis de confiabilidad de la escala, obteniendo un Omega de McDonald de .796, evidenciando un valor elevado de los datos recolectados por la escala que permiten medir con precisión el florecimiento. Este resultado fue semejante a los trabajos previos (Sumi, 2013; Howell & Buro, 2014; Casaretto & Martínez, 2017; Hone et al., 2013; Silva & Caetano, 2013; Esch et al., 2013; Vera et al., 2022; Giuntoli et al., 2017), que, sin haber utilizado el mismo estadístico, logran valores aceptables con un coeficiente alfa por encima del .80.
Respecto a las limitaciones de esta investigación, se encuentra el tipo de muestreo empleado; ya que no permite la generalización de los resultados (Hernández & Carpio, 2019). Sin embargo, al tener una muestra heterogénea y de una cantidad razonable, se logró evaluar las evidencias de validez de la Escala de Florecimiento.
En base a todos los resultados obtenidos, se evidencia que el instrumento presenta validez y confiabilidad, permitiendo así, su aplicación en adultos de la provincia de Trujillo y su uso en futuras investigaciones que quieran medir el mismo constructo.
