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INTRODUCCIÓN
La salud mental de los estudiantes universitarios ha adquirido relevancia creciente debido al aumento de síntomas emocionales y dificultades adaptativas reportados a nivel global(1-4). La etapa universitaria constituye un periodo de especial vulnerabilidad, caracterizado por exigencias académicas, sociales y económicas, cambios personales y presiones socioeconómicas que pueden afectar el equilibrio emocional. En América Latina y en Paraguay se evidencian patrones similares, con niveles elevados de malestar psicológico y limitaciones en el acceso a servicios de apoyo estudiantil(5,6).
Para la detección de problemas de salud mental, el Cuestionario General de Salud (GHQ-12) se consolidó como uno de los instrumentos de tamizaje más utilizados. Estudios en Chile, Colombia y México respaldan su validez y confiabilidad, aunque la estructura factorial puede variar según el sistema de puntuación empleado(7-9). En Paraguay, estudios recientes han evidenciado entre 25% y 65% de sintomatología emocional en universitarios, y han señalado la necesidad de integrar la salud mental como eje prioritario dentro de la formación superior(6,10). Asimismo, en población universitaria paraguaya se reportaron coeficientes de consistencia interna de α=0,90 para el GHQ-12 y de α=0,80 para la BIEPS-A, lo que sugiere un desempeño adecuado de estos instrumentos en contextos locales(6).
La escala BIEPS-A, desarrollada por Casullo junto con Brenlla(11), es uno de los instrumentos más utilizados para evaluar el bienestar psicológico en Latinoamérica y ha mostrado adecuadas propiedades psicométricas en diferentes validaciones regionales(5,12-15). Evaluar simultáneamente bienestar y malestar permite una comprensión más completa de la salud mental del estudiante. Esta perspectiva se enmarca en el modelo de factor dual de salud mental, que concibe el bienestar y la sintomatología como dimensiones relacionadas pero diferenciadas del funcionamiento psicológico(16).
En la investigación psicométrica, resulta fundamental distinguir entre análisis exploratorios y confirmatorios, ya que el análisis factorial exploratorio permite examinar la estructura interna de los instrumentos y aportar evidencia inicial sobre su funcionamiento, mientras que la confirmación del modelo requiere análisis confirmatorios y muestras independientes(17). Estudios recientes han documentado una amplia variabilidad en los tamaños de muestra utilizados en investigaciones de validación instrumental(18). Asimismo, el análisis factorial exploratorio constituye una aproximación inicial para estudiar la estructura interna, por lo que sus resultados deben interpretarse con cautela y verificarse posteriormente en estudios adicionales(19).
A pesar de la importancia de estos instrumentos en la región, Paraguay aún presenta una limitada disponibilidad de estudios psicométricos en población universitaria, brecha que limita comparaciones internacionales y dificulta el desarrollo de estrategias institucionales basadas en evidencia local.
En este contexto, el objetivo del presente estudio es analizar propiedades psicométricas preliminares del GHQ-12 y de la BIEPS-A en estudiantes universitarios paraguayos, examinando su estructura interna, consistencia interna y la relación entre malestar y bienestar psicológico, con el propósito de aportar evidencia local que oriente futuras investigaciones y acciones institucionales en salud mental estudiantil.
MATERIALES Y MÉTODO
Diseño y población de estudio
Se realizó un estudio cuantitativo, descriptivo-correlacional de corte transversal y alcance exploratorio(20), desarrollado con estudiantes de las áreas de Salud, Tecnología y Ciencias Contables-Administrativas de una universidad privada de Alto Paraná, Paraguay, con el propósito de examinar la estructura interna exploratoria y la confiabilidad del GHQ-12 y de la BIEPS-A en esta población específica. Este diseño permitió evaluar el desempeño psicométrico exploratorio de los instrumentos en la muestra estudiada.
La población objetivo incluyó estudiantes matriculados que cumplían los siguientes criterios: tener 18 años o más y aceptar participar voluntariamente mediante consentimiento informado. Se excluyeron los registros de participantes menores de 18 años.
La muestra se seleccionó de manera no probabilística por conveniencia, con acceso abierto al cuestionario digital para toda la comunidad estudiantil, quedando conformada por 153 participantes. El tamaño muestral se consideró adecuado para la realización de análisis factoriales exploratorios, en concordancia con la variabilidad reportada en estudios de validación instrumental(18). Considerando el número de ítems de las escalas analizadas y el carácter exploratorio del estudio, el tamaño muestral se interpreta como suficiente dentro del alcance metodológico planteado y coherente con el uso del análisis factorial exploratorio como aproximación inicial(17). Las carreras con mayor representación fueron Medicina (26,8%), Ingeniería (17,1%), Arquitectura (13,7%) y Psicología (12,4%), agrupándose el resto como "otras carreras" (30,0%).
Técnica e instrumentos de recolección de datos
La recolección de datos se realizó mediante un cuestionario digital autoaplicado, distribuido a los estudiantes a través redes académicas institucionales y administrado mediante Google Forms, el cual incluía un consentimiento informado digital al inicio. Se utilizaron dos instrumentos estandarizados con evidencia previa de uso en población universitaria latinoamericana.
El GHQ-12 evalúa síntomas de malestar psicológico y riesgo de trastornos mentales mediante 12 ítems tipo Likert (0-3)(7-9). La BIEPS-A mide el bienestar psicológico mediante 13 ítems tipo Likert (1-3), generando puntajes directos y percentiles según baremos regionales(5,11-15). La selección de los instrumentos se basó en su pertinencia teórica y en la evidencia psicométrica disponible en población universitaria latinoamericana.
Procedimiento y análisis de datos
Para el análisis estadístico se empleó el software JASP (versión 0.95.4.0). El procesamiento incluyó análisis descriptivos, estimación de consistencia interna mediante los coeficientes alfa de Cronbach y omega de McDonald (ω total), considerando la recomendación actual de utilizar omega como estimador más robusto de fiabilidad(21), y la evaluación de la adecuación muestral mediante el índice KMO y la prueba de esfericidad de Bartlett como procedimientos previos a la exploración factorial, de acuerdo con recomendaciones metodológicas ampliamente utilizadas en estudios de análisis factorial exploratorio(17).
Se realizó un Análisis Factorial Exploratorio (AFE) utilizando el método de extracción Minimum Residual, con rotación Oblimin. Los análisis factoriales exploratorios se realizaron de manera independiente para cada instrumento. La validez convergente se evaluó mediante correlaciones de Pearson, contrastando relaciones teóricamente esperadas entre bienestar y malestar psicológico.
Dado el carácter exploratorio del estudio, los resultados factoriales se interpretaron como evidencia inicial sobre la estructura interna de los instrumentos, reconociendo que la confirmación del modelo requiere análisis confirmatorios en muestras independientes(17), considerando el carácter inicial propio del análisis factorial exploratorio(19).
RESULTADOS
La Tabla 1 presenta las características sociodemográficas de los 153 participantes. La muestra estuvo compuesta principalmente por mujeres (75,8%), con edades entre 18 y 48 años (mediana = 21; amplitud intercuartílica = 4), mayoritariamente solteras (96,1%) y residentes en hogares familiares (84,4%). El 96,1% no tenía hijos y el 65,4% no se encontraba trabajando al momento del estudio. En relación con la condición académica, el 71,9% era alumno regular, mientras que el 64,7% no recibía ningún tipo de apoyo económico institucional. Respecto al acceso a atención de salud mental, solo el 15,7% indicó encontrarse actualmente en tratamiento, el 26,8% reportó antecedentes de atención y el 57,5% no recibía tratamiento al momento del estudio.
Tabla 1. Características sociodemográficas de la muestra de estudiantes de una universidad privada de Alto Paraná, Paraguay, 2023. n= 153
| Características sociodemográficas | Frecuencia | Porcentaje |
|---|---|---|
| Edad | ||
| 18-25 | 133 | 86,9 |
| 26-33 | 16 | 10,5 |
| 34 años o más | 4 | 2,6 |
| Sexo | ||
| Masculino | 37 | 24,2 |
| Femenino | 116 | 75,8 |
| Convivencia | ||
| Familiar (nuclear y extendida) | 129 | 84,4 |
| No familiar (Solo/a o con compañero/a/amigo/a) | 24 | 15,7 |
| Hijos | ||
| Con hijos | 6 | 3,9 |
| Sin hijos | 147 | 96,1 |
| Trabaja | ||
| Si | 53 | 34,6 |
| No | 100 | 65,4 |
| Alumno | ||
| Regular | 110 | 71,9 |
| Irregular | 43 | 28,1 |
| Estado civil | ||
| Soltero | 147 | 96,1 |
| Casado | 6 | 3,9 |
| Curso | ||
| Primero | 39 | 25,5 |
| Segundo | 42 | 27,5 |
| Tercero | 21 | 13,7 |
| Cuarto | 33 | 21,6 |
| Quinto | 16 | 10,5 |
| Trabajo final de grado | 2 | 1,3 |
| Ayuda | ||
| Beca | 28 | 18,3 |
| Descuentos por mérito académico | 17 | 11,1 |
| Ninguna | 99 | 64,7 |
| Otra | 9 | 5,9 |
| Atención en salud mental | ||
| Actualmente en tratamiento | 24 | 15,7 |
| Antecedente de tratamiento | 41 | 26,8 |
| Sin tratamiento actual | 88 | 57,5 |
Análisis factoriales y confiabilidad
Se analizaron las propiedades psicométricas preliminares del GHQ-12 y de la BIEPS-A en esta muestra específica (Tabla 2). En la escala GHQ-12, el AFE mostró adecuada adecuación muestral (KMO = 0,915) y una prueba de esfericidad de Bartlett significativa (χ²(66) = 754,883; p < 0,001). El análisis paralelo sugirió una estructura unidimensional, que explicó el 42,7% de la varianza, con cargas factoriales entre 0,503 y 0,782. La consistencia interna fue elevada en esta muestra (α = 0,896; IC95%: 0,875–0,918; ω = 0,900; IC95%: 0,876–0,923). En la escala BIEPS-A, el AFE indicó adecuación muestral aceptable (KMO = 0,807; χ²(78)= 510,47; p < 0,001). Se identificaron cuatro factores consistentes con la propuesta teórica del instrumento, denominados: Autonomía, Vínculos, Proyectos y Aceptación/Control. Estos factores explicaron el 45,2% de la varianza, con cargas entre 0,38 y 0,80. La consistencia interna global fue aceptable en esta muestra (α = 0,805; IC95%: 0,756–0,854; ω = 0,809; IC95%: 0,764–0,853).
Tabla 2. Propiedades psicométricas preliminares del GHQ-12 y BIEPS-A
| Indicador | GHQ-12 | BIEPS-A |
|---|---|---|
| KMO | 0,915 | 0,807 |
| χ² de Bartlett (gl) | 754,88 (66)*** | 510,47 (78)*** |
| Varianza explicada (%) | 42,7 | 45,2 |
| Nº de factores | 1 | 4 |
| α Cronbach | 0,896 (0,875–0,918) | 0,805 (0,756–0,854) |
| ω McDonald | 0,900 (0,876–0,923) | 0,809 (0,764–0,853) |
Correlaciones de Pearson
La Tabla 3 presenta las correlaciones entre malestar psicológico (GHQ-12) y bienestar psicológico (BIEPS-A). El malestar psicológico se asoció de forma negativa con el bienestar psicológico (r = −0,642; p < 0,001) en la muestra estudiada.
DISCUSIÓN
El presente estudio examinó propiedades psicométricas preliminares del GHQ-12 y de la BIEPS-A en una muestra de estudiantes universitarios paraguayos, observándose niveles aceptables de consistencia interna y estructuras factoriales interpretables, en línea con evidencia previa reportada en Chile, Colombia, Argentina y México(5,7-9,11,13-15). Los hallazgos aportan evidencia contextual en un ámbito aún poco explorado en Paraguay.
La comparación con investigaciones latinoamericanas permite contextualizar los hallazgos. Para el GHQ-12, estudios en Chile observaron α > 0,85 con soluciones factoriales estables(7), mientras que en Colombia se confirmó un modelo unidimensional con α = 0,90 e invarianza entre grupos(8). De igual forma, Solís-Cámara et al.(9) describieron una estructura estable con α = 0,81 y KMO = 0,86. En Paraguay, Barrios y Torales encontraron consistencia interna adecuada (0,88)(22), y Vergara reportó una fiabilidad elevada (α = 0,90)(6), valores que se aproximan a los observados en esta muestra, sin que ello implique equivalencia metodológica entre estudios.
En el caso del bienestar psicológico (BIEPS-A), la estructura de cuatro factores identificada resulta coherente con la propuesta original del instrumento(11) y con reportes regionales. Investigaciones realizadas en México(14) y Ecuador(15) han documentado estructuras factoriales de entre 12 y 13 ítems, junto con niveles de fiabilidad que se ubican en rangos aceptables a altos. Algunos estudios han propuesto estructuras alternativas, lo que sugiere que la configuración factorial puede variar según el contexto y la muestra. En Paraguay, Vergara(6) reportó una fiabilidad adecuada (α = 0,80) en universitarios, dato comparable al observado en este trabajo, sin que ello implique equivalencia estructural entre estudios.
Las correlaciones entre malestar y bienestar psicológico mostraron una asociación negativa estadísticamente significativa. Esta relación es coherente con el modelo de factor dual de salud mental, que plantea ambas dimensiones como relacionadas pero diferenciadas(16). Estudios regionales han descrito patrones similares(5,6,14,15), sin embargo, debido al diseño transversal y exploratorio, estos resultados deben interpretarse únicamente como evidencia asociativa en la muestra analizada.
Este estudio tiene limitaciones relacionadas con el uso de una muestra no probabilística y la recolección virtual de datos, lo que puede reducir la representatividad y aumentar el sesgo de autoinforme. Además, no se evaluaron estabilidad temporal, análisis confirmatorios ni pruebas de invarianza, aspectos relevantes en estudios de validación psicométrica. Por ello, los resultados deben interpretarse como evidencia preliminar circunscrita a la muestra analizada.
En conclusión, este estudio ofrece evidencia inicial acerca del desempeño del GHQ-12 y del BIEPS-A en estudiantes universitarios paraguayos, mostrando niveles aceptables de consistencia interna y estructuras factoriales interpretables. Estos hallazgos constituyen evidencia inicial sobre el desempeño de ambos instrumentos en esta muestra específica. La consolidación de su validez en población universitaria paraguaya requerirá estudios con muestras más amplias y análisis confirmatorios independientes.
