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Clínica y Salud

versión impresa ISSN 1130-5274

Clínica y Salud v.19 n.2 Madrid jul.-sep. 2008

 

ARTÍCULOS

 

La «Escala de Balance Afectivo». Propiedades psicométricas de un instrumento para la medida del afecto positivo y negativo en población española

The «Affect Balance Scale». Its psychometric properties as a tool for measuring positive and negative affect in the spanish population

 

 

D.Godoy-Izquierdo1

A. Martínez2

J.F. Godoy1

1 Departamento Personalidad, Evaluación y Tratamiento Psicológico. Facultad de Psicología. Universidad de Granada. Campus Universitario de Cartuja, 18071 Granada (España. Ideborag@ugr.es

2 Investigador colaborador del Grupo de Investigación de Medicina Conductual/Psicología de la Salud (CTS-0267). Facultad de Psicología. Universidad de Granada. Campus Universitario de Cartuja, 18081 Granada (España).

 

 

RESUMEN

El Balance Afectivo se ha propuesto como uno de los componentes, junto con la Satisfacción Vital, del Bienestar Subjetivo. El Balance Afectivo se refiere a las respuestas emocionales de la persona cuando hace juicios valorativos sobre su vida, y es el resultado de la consideración de las emociones tanto positivas como negativas experimentadas a lo largo de un período de tiempo determinado. Este estudio presenta las características de la Escala de Balance Afectivo (EBA) (versión española de la escala de Afecto Positivo y Negativo de Warr et al., 1983) en una muestra española adulta obtenida de la población general. METODOLOGÍA: Participaron voluntariamente en este estudio 219 personas con edades comprendidas entre los 18 y 64 años (M= 30.54; dt= 10.79; 62.1% mujeres) procedentes de diferentes contextos comunitarios. Los participantes respondieron 4 medidas sobre balance afectivo, competencia personal inespecífica, salud general y satisfacción vital en una única administración. RESULTADOS: Respecto a las propiedades psicométricas de la EBA, las subescalas de Afecto Positivo y Afecto Negativo muestran una elevada consistencia interna, con valores de alfa de Cronbach de 0.82 y 0.75 respectivamente. Sus elementos muestran un adecuado comportamiento que refleja su pertinencia y relevancia para la medida del Balance Afectivo. La estructura factorial arroja un modelo bifactorial perfectamente ajustado a la propuesta teórica. No obstante, dos ítems necesitarían ser reformulados. El análisis de la posible relación entre el afecto positivo y el afecto negativo realizado utilizando un modelo de ecuaciones estructurales apoya la estrecha relación inversa entre ambas dimensiones de la afectividad. La escala muestra una adecuada validez convergente con medidas de competencia personal inespecífica o global, de salud física y mental y de satisfacción vital. CONCLUSIONES: Los resultados de este estudio nos permiten confirmar la EBA como una medida útil y apropiada para la evaluación del Balance Afectivo en población española. De esta forma, puede considerarse una herramienta adecuada para el estudio del Bienestar Subjetivo.

ABSTRACT

Along with life satisfaction, affect balance is suggested to be a component of subjective well-being. Affect balance refers to the individual’s emotional responses when doing evaluative judgments on his/her life. Affect balance results from the consideration of both positive and negative emotions experienced over a given period of time. This paper describes the characteristics of the Affect Balance Scale (EBA, a Spanish version of the Positive and Negative Affect scale by Warr et al., 1983) using a sample of Spanish adults. METHOD: Two hundred and nineteen individuals aged 18 to 64 yr (Mean = 30.54, SD = 10.79, 62.1% females) voluntarily participated in the study. Subjects were selected from several community settings. Participants responded in only one measurement 4 measures assessing affect balance, general personal competence, health status and life satisfaction. RESULTS: The EBA showed appropriate psychometric properties -Cronbach’s alphas were 0.82 and 0.75 respectively for the Positive Affect subscale and Negative Affect subscale. Item behavior was also correct, showing their feasibility and relevance for assessing Affect Balance. A two-factor structure was found that fitted the theoretical structure. Nevertheless, two items need to be reformulated. The analysis of the possible relationship between positive and negative affect by means of structural equation modeling supports a close inverse relation between both dimensions of affectivity. The scale also showed a convergent validity with measures of personal global competence, health status and life satisfaction. CONCLUSIONS: Results confirm the utility and appropriateness of the EBA for the assessment of the Affect Balance in the Spanish population. Furthermore, the EBA can be considered a suitable tool for the study of Subjective Well-Being.

Palabras clave

Afecto positivo, Afecto negativo, Balance afectivo, Escala, Propiedades psicométricas.

Key words

Positive affect, Negative affect, Affect balance, Scale, Psychometric properties.

 

 

Introducción

El bienestar subjetivo (BS), o felicidad en términos coloquiales, es un constructo amplio que se refiere a las interpretaciones y juicios que la persona hace sobre su propia vida, sus circunstancias y sus emociones (Diener y Diener, 1996; Diener y Lucas, 2000; Diener, Suh, Lucas y Smith, 1999). El BS es considerado como un concepto global formado por dos componentes diferentes, uno cognitivo y otro afectivo, los cuales se muestran como relativamente independientes, exhibiendo además cada uno un patrón único de asociaciones con diferentes variables (Diener, 1984; Diener et al., 1999; Diener y Lucas, 2000; Myers y Diener, 1995). En el componente cognitivo se podría enmarcar la satisfacción vital (Andrews y Withey, 1976; Campbell, Converse y Rodgers, 1976), o de forma más concreta la satisfacción personal en diferentes esferas concretas de la vida a partir de los juicios que hace la persona sobre su vida y sus condiciones; en el componente emocional se encontraría el balance afectivo, referido a la experimentación de emociones positivas (alegría, placer, euforia) y negativas (miedo, ira, tristeza) (Bradburn, 1969). Por ello, esta afectividad ha sido dividida en afecto positivo y afecto negativo. Estos dos componentes, balance afectivo y satisfacción vital, se mostrarían interrelacionados en cierto grado. Así, las emociones podrían derivarse de la evaluación que la persona hace de su vida, de forma que una persona que percibe que su vida está llena de momentos agradables experimentaría en mayor grado emociones positivas. Por otro lado, la valoración de la persona sobre su vida podría derivarse de la cualidad de las emociones que experimenta, de forma que al interpretar las condiciones de la vida uno podría valorar qué tipo de emociones, positivas o negativas, experimenta con mayor frecuencia o intensidad. Sin embargo, satisfacción y afectividad, aún pudiendo estar relacionadas, deben ser entendidas como variables diferentes: Los juicios (evaluación e interpretación) sobre algo no son propiamente una variable afectiva en sí misma (Diener y Lucas, 2000), aunque dichos juicios supongan la experimentación de un tipo de emociones concretas (o a la inversa).

Así, tal y como Diener y sus colaboradores (Diener, 1984; Diener y Diener, 1996; Diener et al., 1999; Myers y Diener, 1995) han señalado, los tres componentes básicos del BS son satisfacción vital, afecto positivo y afecto negativo. Cada uno de estos componentes puede ser dividido a su vez en diversos subcomponentes, como la satisfacción en distintos dominios o la experimentación de emociones concretas. Para que una persona posea unos altos niveles de BS debe experimentar una elevada satisfacción con la vida y una afectividad predominantemente positiva o disfrute, así como una baja afectividad negativa, es decir, un balance afectivo positivo. Dado que se trata de tres componentes diferentes, pero los tres son relevantes a la hora de establecer el BS de los individuos, se propone que los tres deben ser evaluados de forma separada (Diener y Suh, 1997; Diener et al., 1999). Otros autores han demostrado esta estructura del BS utilizando ecuaciones estructurales y otros tipos de análisis, encontrando apoyo tanto a la validez de constructo del BS como a su estructura tripartita, así como a la necesidad de medir los distintos componentes, diferentes pero relacionados, de forma separada (Arthaud-Day, Rode, Mooney y Near, 2005).

El BS debe entenderse como una entidad estable más que como un estado fluctuante (Diener, 1984; Diener et al., 1999; Diener y Suh, 1998; Eid y Diener, 2004). Las personas tenemos algún tipo de juicio sobre nuestras circunstancias durante toda la vida, aún cuando no seamos conscientes del mismo, y el estado asociado parece tener siempre un balance hedónico (positivo o negativo) (Diener et al., 1999). Por ejemplo, Diener y Suh (1998) estudiaron la relación entre BS y la edad en alrededor de 60000 adultos de 40 países diferentes, y encontraron que el BS se mantuvo bastante estable conforme aumentaba la edad, si bien apareció una tendencia a aumentar ligeramente la satisfacción vital y a disminuir el afecto positivo experimentado, mientras que la experimentación de afecto negativo se mantuvo constante. Se ha encontrado una estabilidad de 0.5 a 0.7 en los autoinformes de bienestar global para períodos de 6 meses a 6 años (Diener, 1994). En apoyo a ello, Headey y Wearing (1989) estimaron una estabilidad de las medidas de BS de entre 0.55 y 0.60 para intervalos de dos, cuatro y seis años.

Este estado personal es el resultado de la interacción entre factores personales y factores situacionales (Diener et al., 1999). Los factores personales como los rasgos de personalidad, los estilos emocionales o los recursos personales, más estables, ejercen una influencia mantenida, a largo plazo y consistente a lo largo de diferentes dimensiones de la vida y situaciones o circunstancias, mientras que los factores situacionales como el nivel económico, la aparición de una enfermedad o los eventos vitales podrían ejercer un impacto temporal, momentáneo, haciendo moverse al BS hacia arriba o hacia abajo desde unos niveles base (Diener y Diener, 1996; Diener et al, 1999; Diener y Lucas, 2000). Esto señala que las personas tenemos una capacidad de adaptación a las circunstancias de la vida, y que después de un breve período de adaptación (unos 3 meses) volvemos a nuestro estado basal de bienestar incluso tras eventos vitales graves (Suh, Diener y Fujita, 1996). Esto es, sólo los eventos que ocurren en el plazo de los tres últimos meses ejercen un impacto significativo en nuestras valoraciones del BS, y cuanto más reciente es el evento, más impacto tienen (Headey y Wearing, 1989; Suh et al., 1996). Yardley y Rice (1991) encontraron que el estado de ánimo actual y el bienestar subjetivo previo ejercían un impacto significativo en el bienestar actual, demostrando así que el bienestar subjetivo es estable en el tiempo pero también sensible a influencias transitorias. Estos autores proponen un modelo de dos componentes, uno estable y otro no estable, del bienestar dependiendo del período de medida. Por su parte, Brief, Butcher, George y Link (1993) encontraron que tanto los eventos vitales objetivos –salud objetivacomo las características de personalidad –afectividad negativa- ejercen un impacto sobre el BS, pero dicho impacto no es directo, sino moderado por la interpretación que la persona hace de las circunstancias concretas de su vida. Recientemente se ha encontrado que ciertos eventos tanto negativos como positivos requieren, sin embargo, períodos de adaptación más prolongados, hablándose incluso de varios años o de una incompleta recuperación final del BS previo (Clark, Diener, Georgellis y Lucas, 2003; Lucas, Clark, Georgellis y Diener, 2003).

Así pues, el balance afectivo es uno de los conceptos que más pueden interesar a la Psicología de la Salud en su objetivo de promoción y protección de la salud. Siguiendo a Godoy (1999), hasta muy recientemente, la salud humana ha sido entendida de una forma negativa como el estado caracterizado por la ausencia de enfermedad, incapacidad, invalidez o malestar. Sin embargo, en la actualidad se va tendiendo a conceptuar la salud de una forma positiva, esto es, por sus dimensiones propias y sin necesidad de referirse para ello a la enfermedad (Godoy, 1999). Un buen exponente de esta nueva tendencia sería la definición de salud propuesta por la Organización Mundial de la Salud (OMS) como “el estado de completo bienestar físico, mental y social y no meramente la ausencia de afecciones o enfermedades” (OMS, 1978). De forma más amplia, se podría entender la salud como un proceso de relaciones dinámicas y bidireccionales entre dimensiones y competencias individuales (biopsicosociales) y características ambientales (biofísicas, sanitarias, socioeconómicoculturales) (potencial de salud), cuyo resultado es un estado caracterizado por el equilibrio y el correspondiente bienestar y adecuado funcionamiento bio-psicosocial (balance de salud) (Godoy, 1999). Así, la salud debe ser entendida como una capacidad de funcionar bien personal y socialmente, obtener placer, satisfacción, felicidad, experimentar alegría y goce de la vida, y a la vez como un recurso para la cantidad y calidad de vida. (La enfermedad sería, desde este marco, la quiebra de la salud y la desregulación del equilibrio e incluiría las consecuencias que introduce esta ruptura).

En este contexto, el BS y el balance afectivo en concreto, al incluir aspectos positivos de la experiencia personal, y no sólo (la ausencia de) aspectos negativos (Diener, 1984; Diener, Sapyta y Suh, 1998; Diener et al., 1999; Diener y Suh, 1997), serían conceptos muy relevantes en Psicología de la Salud por cuanto pueden ser considerados tanto un recurso para la salud como un indicador o resultado de la misma. Como proponen Diener y sus colaboradores (Diener, 1984; Diener et al., 1998, 1999; Diener y Suh, 1997), estos conceptos son relevantes además porque, al tratarse de juicios subjetivos, permiten a los propios individuos determinar sobre qué factores considerar su propio bienestar de una manera global, al posibilitarles tener en cuenta sus propios recursos, metas, valores o condiciones a la hora de establecer sus niveles de satisfacción y bienestar emocional, incluyendo todas las áreas de la vida de la persona. Se trata, así, de un juicio subjetivo y global sobre la vida referido a un período de tiempo concreto.

Finalmente, pocas variables se han encontrado tan relevantes para el bienestar personal como el contexto cultural. Diferentes estudios que abordan el BS en múltiples países han encontrado importantes diferencias en la valoración subjetiva del bienestar entre sus ciudadanos, y especialmente entre los países más desarrollados y los menos desarrollados y entre las naciones con una cultura más individualista y los países con una cultura de colectivismo (e.g. Diener, 2000; Diener, Diener y Diener, 1995; Diener y Suh, 2003; Diener, Suh, Smith y Shao, 1995; Inglehart, 1990; Inglehart, Basáñez y Díez, 2004; Myers y Diener, 1995; Veenhoven, 2005a,b; World Values Study Group, 1994).

Es por ello que resulta necesario disponer de una medida adecuada del balance afectivo que nos permita conocer (y poder comparar) el nivel de balance afectivo de las personas. Basándonos en todo ello, en este estudio se ha utilizado la Escala de Balance Afectivo con el objetivo de establecer su utilidad y adecuación para la medida de esta variable en población española.

 

Método

Sujetos

Participaron en este estudio 219 personas con edades comprendidas entre los 18 y 64 años (M= 30.54; dt= 10.79) procedentes de diferentes contextos (académicos, servicios de la comunidad, servicios de transportes…) de la ciudad de Granada. El 62.1% (136 participantes) eran mujeres y el 37.9% (83) hombres. El rango de edad para las mujeres fue de 18 a 63 años, con media de 30.26 años (dt= 10.37). El rango de edad para los hombres fue de 18 a 64 años, con media de 31.00 años (dt= 11.49). No se encontraron diferencias estadísticamente significativas en la edad entre hombres y mujeres (t= 0.493, gl= 217, p= 0.622). El 53.4% (117 participantes) estaban realizando o habían finalizado estudios universitarios. De la muestra, a partir de la información personal obtenida, se eliminaron las personas con enfermedad crónica y/o que estaban sufriendo una situación personal o familiar crítica, quedando finalmente los 219 participantes para los que se presentan los resultados obtenidos.

Medidas

Para la realización del estudio se confeccionó un cuadernillo que contenía las distintas medidas ordenadas de forma aleatoria (por contrabalanceo). La primera hoja del mismo incluía información básica sobre el estudio, instrucciones generales y un consentimiento a firmar. La segunda hoja incluía una ficha en la que se le solicitaba información sobre la edad, el género, el nivel de estudios, si padecía una enfermedad o dolor crónicos o si se encontraba atravesando una situación personal o familiar crítica. A continuación, se presentaban las 4 medidas administradas.

– Escala de Balance Afectivo (EBA; Warr, Barter y Brownbridge, 1983. Versión española de Godoy y Godoy-Izquierdo, 2003. Ver Anexo 1). Aunque existe una traducción al castellano (Alvarado y Vera, 1996), no se conoce el procedimiento de obtención de la misma y, además, algunos contenidos no son una traducción apropiada del instrumento de Warr y colaboradores o no utilizan expresiones adecuadas en castellano para población española. Por estas razones se decidió obtener a partir del instrumento original de Warr y colaboradores una nueva versión. Esta versión española se obtuvo mediante traducción y retrotraducción del instrumento de evaluación de Afecto Positivo y Negativo de Warr et al. (1989) y comprobación de su adecuación lingüística en castellano. El ítem 15 fue traducido siguiendo la recomendación de contenido de Alvarado y Vera (1996), aunque también se ha modificado ligeramente. Contiene 18 ítems, de los que 10 pertenecen a la Escala de Balance Afectivo de Bradburn (1969), más 8 nuevos añadidos por Warr et al. con el fin de ampliar y mejorar la escala original de Bradburn. Los participantes deben indicar si han experimentado en la última semana los estados que se enumeran, contestando en una escala tipo Likert con 3 alternativas de respuesta (1= “Poco o nunca”, 2= “A veces”, 3= “Mucho o generalmente”) (que facilitan la elección de respuesta frente a responder para períodos de tiempo más prolongados y en formato Sí/No o tipo Likert con 4 alternativas de respuesta como se presenta en los instrumentos de Bradburn y Warr et al. Se optó por este formato de respuesta siguiendo las recomendaciones de Cañadas y Sánchez (1998) respecto a los valores de anclaje del rango de respuestas y el número y tipo de categorías usadas, y de García- Cueto, Muñiz y Lozano (2003) respecto al número de alternativas de respuesta de la escala, pues 3 alternativas ofrecen la máxima información por parte del instrumento de medida, frente a un número mayor o menor de alternativas). La escala mide de forma directa tanto la experimentación de afecto positivo (Afecpos, 9 ítems, rango posible de puntuaciones= 9 a 27 puntos) como negativo (Afecneg, 9 ítems, rango posible de puntuaciones= 9 a 27 puntos). Se obtiene además un índice de balance afectivo (Total) que se calcula como la diferencia entre el afecto positivo y el afecto negativo (rango posible de puntuaciones= -18 a 18 puntos). Valores por debajo de 0 indicarían un balance afectivo negativo, y por encima un balance afectivo positivo. Las propiedades psicométricas de la escala de Warr et al. han sido establecidas en población no española (Alvarado y Vera, 1996; Warr et al., 1983), y de forma preliminar en población española (Martínez, 2004), de forma que en este estudio se complementa ampliamente dicha información.

Anexo 1. La Escala de Balance Afectivo

– Escala de Competencia Personal (ECP; Wallston, 1992. Versión española de Fernández, Álvarez, Blasco, Doval y Sanz, 1998). Contiene 8 ítems para los que los participantes deben responder su grado de acuerdo con cada enunciado en una escala tipo Likert con 6 alternativas de respuesta (1= “Totalmente en desacuerdo” a 6= “Totalmente de acuerdo”). La escala mide de forma directa la percepción de competencia personal a través de una puntuación total (Total) resultado de la suma de las respuestas de la persona. Sus propiedades psicométricas han sido ampliamente establecidas tanto en población no española como española (Fernández et al., 1998). El coeficiente alfa de Cronbach para la escala completa obtenido en este estudio ha sido de 0.80.

– Cuestionario de Salud General de Goldberg-28 (CSGG-28; Goldberg, 1981. Versión española de Masson, 1996). Este cuestionario incluye 28 ítems agrupados en 4 subescalas de estado físico (Estfís), ansiedad (Ansied), funcionamiento cotidiano (Funccotid) y depresión (Depres) para los que la persona señala su situación actual en comparación con las últimas semanas marcando una de 4 alternativas, desde encontrarse mejor de lo habitual (3 puntos) hasta peor de lo habitual (0 puntos). Así pues, se obtienen 4 puntuaciones parciales y una total (Total) que es la suma de las parciales, todas ellas indicadores positivos del nivel de salud de la persona. Sus propiedades psicométricas han sido ampliamente establecidas tanto en población no española como española (Godoy-Izquierdo, Godoy, López-Torrecillas y Sánchez-Barrera, 2004). El coeficiente alfa de Cronbach para la escala completa obtenido en este estudio ha sido de 0.90, siendo de 0.80, 0.86, 0.72 y 0.83 para sus subescalas de estado físico, ansiedad, funcionamiento cotidiano y depresión respectivamente.

– Escala de Satisfacción Vital (ESV; Diener, Emmons, Larsen y Griffin, 1985; Pavot y Diener, 1993. Versión española de Atienza, Pons, Balaguer y García- Mérita, 2000). Este autoinforme evalúa a través de 5 ítems el grado en que la persona se muestra satisfecha con su vida en general (Total). Para ello, señala su grado de acuerdo con los 5 enunciados en una escala tipo Likert con 7 alternativas de respuesta (1= “Totalmente en descuerdo” a 7= “Totalmente de acuerdo”). Sus propiedades psicométricas han sido ampliamente establecidas tanto en población no española como española (Atienza et al., 2000). El coeficiente alfa de Cronbach para la escala completa obtenido en este estudio ha sido de 0.89.

Procedimiento

Todos los participantes completaron las medidas en una única administración. Los cuestionarios fueron proporcionados junto con una hoja de información sobre variables sociodemográficas y clínicas (enfermedad, estrés vital), se solicitó a los participantes que leyeran atentamente la hoja de instrucciones generales presentadas en la primera página del cuadernillo y también las instrucciones específicas para cada cuestionario antes de comenzar, y las mismas instrucciones fueron repetidas verbalmente. También se les pidió que contestaran a todas las preguntas y que lo hicieran lo más sincera y honestamente posible.

Se informó a los participantes asimismo sobre las características y objetivos del estudio. Los que decidieron cumplimentar voluntariamente los cuestionarios firmaron un consentimiento antes de comenzar.

 

Resultados

Para la realización de los diversos análisis que se presentan en este apartado, el procedimiento ha incluido siempre análisis preliminares y exploratorios de los datos introducidos con el fin de detectar (y en su caso corregir) posibles errores en la introducción de los datos, datos perdidos o ausentes, datos extremos o outliers, así como comprobar supuestos paramétricos. Dichos análisis han permitido garantizar la exactitud de los datos introducidos, realizar una primera exploración de los mismos y tomar decisiones sobre las pruebas estadísticas a aplicar. Las pruebas de normalidad de la distribución de las puntuaciones (Kolmogorov-Smirnov) y de homogeneidad de las varianzas (Levene), ambas no significativas, indicaron que las puntuaciones cumplen ambos criterios. Ello ha señalado, junto con el tamaño muestral, la idoneidad de la utilización de pruebas paramétricas en los análisis. Para la significación estadística de las pruebas realizadas, el nivel de significación se ha fijado en p< 0.05 (bilateral en todos los análisis).

Ninguna de las puntuaciones de la EBA (Balance Afectivo, Afecto positivo y Afecto negativo) mostró una asociación significativa con la edad de los participantes. De hecho, las únicas variables que se mostraron asociadas a la edad fueron las puntuaciones en la subescala de funcionamiento cotidiano del CSGG en el caso de la muestra completa (r= -0.162, p< 0.05), las puntuaciones en la subescala de estado físico (r= -0.224, p< 0.05), ansiedad (r= -0.307, p< 0.01), funcionamiento cotidiano (r= -0.331, p< 0.01) y puntuación total del CSGG (r= -0.324, p< 0.01) en los hombres, y las puntuaciones en la subescala de depresión del CSGG en el caso de las mujeres (r= 0.229, p< 0.05).

A continuación se presentan los resultados sobre las características psicométricas de fiabilidad, validez de constructo-factorial, grado de relación entre el afecto positivo y el afecto negativo utilizando un modelo de ecuaciones estructurales y validez de constructo-convergente de la EBA.

Fiabilidad de la EBA

El análisis de la consistencia interna de la EBA arrojó un valor de alfa de Cronbach de 0.47 para la escala completa. Dado que se ha propuesto estudiar los componentes de afecto positivo y negativo de forma separada (Bradburn, 1969; Warr et al., 1983), se dividió la escala en sus subescalas de afecto positivo y de afecto negativo, obteniéndose valores de alfa de 0.82 y 0.75 respectivamente. Estos resultados señalan la elevada fiabilidad (consistencia interna) de las subescalas componentes de la EBA. La tabla 1 presenta los resultados sobre las subescalas de la EBA, mostrando tanto los resultados descriptivos obtenidos para cada ítem como la correlación del ítem con el total (subescala) y el valor de alfa si el ítem se elimina.

Tabla 1. Resultados para los ítems de las subescalas de la EBA

Las correlaciones de cada ítem con la puntuación en su subescala correspondiente son de moderadas a elevadas, con valores de r entre 0.34 y 0.73, aunque en el caso de un ítem de la subescala de afecto negativo el valor obtenido es más bajo (ítem 11, r= 0.13) (ver tabla 1). Además de este ítem, otros, en concreto los ítems 5 y 7 pertenecientes a la subescala de afecto positivo, e ítems 1 y 17 pertenecientes a la de afecto negativo, han mostrado los menores niveles, entre 0.34 y 0.37, si bien en estos casos el valor de la asociación es aceptable. Por otra parte, como puede comprobarse, la eliminación de cualquiera de los ítems supondría un descenso considerable de la consistencia interna de las subescalas (a excepción de los casos de los ítems 11, cuya eliminación incrementaría el valor de alfa para la subescala de afecto negativo hasta 0.77, y, en menor medida, 5 y 7, cuya desaparición mantendría el valor de alfa para la subescala de afecto positivo en 0.82). Las correlaciones entre los ítems son de bajas a moderadas, con valores de hasta 0.67. En muchos casos las correlaciones son nulas o muy bajas y no significativas.

Como puede observarse en la tabla 1, los participantes han puntuado más alto en todos los ítems de afecto positivo en comparación con los de afecto negativo. Las desviaciones típicas de los ítems son muy elevadas, mostrando los ítems una adecuada capacidad discriminativa, esto es, una elevada sensibilidad a la variabilidad en la respuesta.

Finalmente, se realizó un análisis de las asociaciones entre la puntuación total y las puntuaciones parciales en las subescalas, siendo éstas muy elevadas, ligeramente más bajas para la subescala de afecto positivo (r= 0.88) que para el componente de afecto negativo (r= -0.83) (p< 0.001). La asociación entre las puntuaciones totales de las dos subescalas utilizando el coeficiente de correlación de Pearson obtuvo un valor de r= -0.47 (p< 0.001).

Validez de constructo factorial de la EBA

Los criterios para la realización del análisis factorial permitieron confirmar que dicho análisis podía realizarse con garantías (determinante: 0.004; prueba de adecuación muestral de Kaiser-Meyer- Olkin= 0.868; prueba de esfericidad de Bartlett: p= 0.000). Se obtuvieron varias soluciones factoriales utilizando diferentes procedimientos de extracción de factores y de rotación (varimax y oblimin) en varios análisis exploratorios. Los resultados indicaron que la solución más coherente era la obtenida forzando a 2 factores con procedimiento de extracción mediante análisis de Componentes Principales con rotación varimax, dado que los componentes no se mostraron como relacionados (-0.27). Se consideraron en este análisis los criterios usuales de extracción de factores (raíz latente de Kaiser o autovalores > 1 y contraste de caída en gráfico de sedimentación o screetest de Cattell). Los criterios de inclusión de los ítems en cada factor fueron a) mostrar un peso factorial ? 0.30 en algún factor y b) no presentar un peso de similar magnitud o superior en el otro factor. La tabla 2 muestra los resultados de dicho análisis.

Tabla 2. Resultados del EFA con extracción mediante
Componentes Principales con rotación varimax:
Factores, valores propios, porcentaje de varianza
explicada y porcentaje acumulado de varianza explicada

El modelo resultante muestra dos factores, el primero, con mayor capacidad explicativa de la varianza de los datos, que incluye todos los ítems de afecto positivo, por lo que lo podríamos denominar de afecto positivo, y el segundo, que incluye todos los ítems de afecto negativo, y que por ello podría denominarse de afecto negativo. Ambos factores explican el 40% de las puntuaciones en balance afectivo. Como puede comprobarse, los ítems 1, 5, 7, 11 y 17 han mostrado un adecuado comportamiento en este análisis, si bien el ítem 11 muestra un peso relativo bastante inferior al de sus compañeros.

Grado de relación entre el afecto positivo y el afecto negativo utilizando un modelo de ecuaciones estructurales

Se ha aplicado un modelo de ecuaciones estructurales (MEE) utilizando el paquete LISREL 8 para estudiar la relación entre el afecto positivo y el afecto negativo evaluados utilizando la escala EBA. Para ello se ha utilizado toda la muestra. Se calculó la correlación no atenuada entre ambas dimensiones. A continuación se sometió a prueba la hipótesis de que la correlación entre ambos factores fuese -1 y, posteriormente, 0. El MEE es un modelo de medida con dos dimensiones correlacionadas: ?1, medida con los ítems 3, 5, 7, 9, 12, 13, 15, 16 y 18, correspondiendo a afecto positivo, y ?2, medida con los ítems 1, 2, 4, 6, 8, 10, 11, 14 y 17 , correspondiendo a afecto negativo. El MEE utilizado ha sido desarrollado por Jöreskog (1971) y el ajuste del modelo fue comprobado en tres pasos.

Primero, los datos fueron ajustados a la matriz de covarianzas presentada en la Tabla 3, una vez eliminados los ítems 5 y 11 por los resultados obtenidos en los análisis anteriores así como por su comportamiento en este análisis. Además, se introdujo la restricción de que el error de la varianza del ítem 13 no fuese negativo. Con estas modificaciones se consiguió que la matriz Theta-Delta fuera definida positiva. En este primer paso, la correlación no atenuada entre ambas dimensiones se estimó en -0.84. Los resultados se presentan en la Figura 1. En el modelo obtenido, el valor de los coeficientes estandarizados obtenidos va de 0.44 a 1.00 para la dimensión de afecto positivo y de 0.50 a .094 para la dimensión de afecto negativo. En este modelo, ?2 de Satorra-Bentler= 171.06, gl= 104, p= 0.000 (RMSEA= 0.054). Por tanto, tanto el valor de ?2/gl (1.64, inferior a 3), como el del RMSEA (inferior a 0.08) pueden ser considerados como adecuados para un buen ajuste del modelo (Kline, 1998).

Tabla 3. Matriz de covarianzas


Figura 1. Estimación de los parámetros estandarizados del MEE

En el segundo paso, la correlación entre las dos dimensiones fue definida como la unidad negativa y se calculó el ajuste del modelo. El valor de ?2 de Satorra-Bentler fue de 508.39, gl= 105, p= 0.000 (RMSEA= 0.133), lo que señala que cuando la correlación no atenuada entre las dos dimensiones es forzada a la unidad, el ajuste del modelo es peor. Como consecuencia, la hipótesis de que la correlación entre afecto positivo y afecto negativo es la unidad fue rechazada.

En el tercer paso, la correlación entre las dos dimensiones fue definida como nula. El ajuste del modelo fue peor en este caso (?2 de Satorra- Bentler= 1629.22, gl= 106, p= 0.000; RMSEA= 0.257), lo que señala que cuando la correlación no atenuada entre las dos dimensiones es forzada a 0, el ajuste del modelo es todavía peor. Como consecuencia, la hipótesis de que la correlación entre afecto positivo y afecto negativo es nula también fue rechazada.

Como puede comprobarse (ver Figura 1), en el modelo no forzado obtenido, los ítems que mejor miden la dimensión de afecto positivo fueron los número 13 y 12, mientras que el peor fue el número 7. En el caso de la dimensión de afecto negativo, los ítems que mejor miden la dimensión fueron los número 8 y 2, mientras que el peor fue el número 10.

Validez de constructo convergente

El principal objetivo de esta parte del estudio fue establecer la validez de constructo de la EBA a través del estudio de su validez convergente con otros constructos teóricamente relacionados con el balance afectivo, en concreto una medida de competencia personal inespecífica o global, diferentes indicadores de salud física y mental y una medida de satisfacción vital.

Las asociaciones significativas entre la EBA y sus dos dimensiones de afecto positivo y afecto negativo y el resto de medidas empleadas en el estudio son de bajas (r= 0.25 en valor absoluto) a moderadas (r= 0.64 en valor absoluto) (ver tabla 4), señalando una relación directa o inversa modesta o moderada con los constructos teóricamente relacionados con el balance afectivo, pero todas en la línea de lo esperado. Como puede comprobarse, la puntuación total en la EBA muestra una elevada asociación directa con la escala de competencia personal general, con los indicadores subjetivos de salud y bienestar emocional, especialmente con la subescala de depresión (ausencia de síntomas depresivos), y con la satisfacción vital. La puntuación en afecto positivo se asocia más robustamente con las puntuaciones en competencia personal, funcionamiento cotidiano y satisfacción vital, mientras que la puntuación en la subescala de afecto negativo muestra una fuerte asociación inversa de mayor magnitud con los indicadores subjetivos de salud y bienestar emocional, mayor en el caso de la subescala de depresión.

Tabla 4. Asociaciones entre la EBA y sus dimensiones de afecto positivo
y afecto negativo y los demás constructos evaluados en el grupo completo,
hombres y mujeres

La tabla 4 ofrece también el valor de las asociaciones entre todas las medidas para hombres y mujeres (los resultados descriptivos obtenidos con las distintas escalas pueden consultarse en Godoy-Izquierdo, Martínez y Godoy, en prensa, o pueden solicitarse a la primera autora de este trabajo). En ambos casos, las asociaciones entre las puntuaciones totales en la escala y el resto de medidas son similares a las indicadas arriba. Sin embargo, para los hombres las mayores asociaciones se obtienen para la competencia personal y la subescala de depresión de la medida subjetiva de salud, mientras que en el caso de las mujeres las mayores asociaciones se obtienen para la satisfacción vital. Los resultados también muestran que para los hombres existen correlaciones más fuertes entre las puntuaciones de afecto positivo y la medida de competencia personal, así como entre las puntuaciones en afecto negativo y todos los indicadores de salud, en especial depresión, y satisfacción vital, mientras que en las mujeres las mayores correlaciones aparecen entre las puntuaciones de afecto positivo y satisfacción vital, competencia personal y funcionamiento cotidiano, y tienden a ser menores entre las puntuaciones en afecto negativo y los indicadores de salud.

 

Discusión

El objetivo de este estudio ha sido establecer las propiedades psicométricas de la versión española de la escala para la medida del afecto positivo y negativo EBA. Aunque la EBA ha sido estudiada por otros investigadores en su versión original (Escala de Afecto Positivo y Negativo; Warr et al., 1983) y en adaptaciones en español (Alvarado y Vera, 1996), sin embargo la versión española no había sido estudiada en población adulta general normal (sana) española salvo de forma preliminar (Martínez, 2004). Este estudio, además, ha utilizado una muestra con gran heterogeneidad en sus características sociodemográficas. Por otra parte, se ha utilizado una traducción del instrumento de Warr et al. (1983) que tiene en cuenta algunas sugerencias incluidas en la medida de Alvarado y Vera (1996) pero que, creemos, es más apropiada en contenido y forma de obtención de las puntuaciones que esta última versión de la escala de Warr et al. (1983) (Alvarado y Vera, además de modificar ligeramente el contenido de la escala, dividen el afecto positivo entre el afecto negativo para obtener el balance afectivo, pero esta forma de proceder trae consigo importantes problemas empíricos con las puntuaciones).

Los resultados en cuanto a la fiabilidad de la EBA han mostrado que las dos subescalas de la misma tienen una adecuada consistencia interna (alfa= 0.82 para el componente de afecto positivo y alfa= 0.75 para el componente de afecto negativo). Estos resultados mejoran notablemente los encontrados por Warr et al. (1983) en una muestra de 330 estudiantes universitarios, quienes hallaron un valor de alfa para la dimensión de afecto positivo de 0.66 y para la de afecto negativo de 0.64. También se encuentran en la línea de los hallados por Alvarado y Vera (1996) con una muestra de 357 trabajadores de servicios de salud de Santiago de Chile, quienes encontraron valores de alfa de 0.78 y 0.82 para ambos componentes respectivamente.

Sin embargo, la consistencia interna de la escala completa fue claramente insuficiente (alfa= 0.47). Estos resultados señalan que, aun tratando el instrumento como una medida del balance afectivo, sus propiedades deben ser estudiadas por separado para cada una de las dimensiones que evalúa la escala. Una cuestión importante en el ámbito de la evaluación psicológica es la consideración de los constructos con los que trabajamos como entidades diferentes e independientes y su evaluación como conceptos separados, o como constructos diferentes pero altamente interrelacionados y así unitarios, y su evaluación conjunta. En el caso de la afectividad, ésta ha sido considerada tanto como una variable unitaria en un continuo en cuyos extremos se encontraría la experimentación de afecto positivo y negativo, como una variable compuesta por dos dimensiones independientes, el afecto positivo y el afecto negativo, aunque relativamente relacionados. En este marco, los resultados de este estudio han arrojado cierta luz sobre cómo deben considerarse las dimensiones de afecto positivo y negativo dentro del constructo complejo superior de balance afectivo.

Algunos autores han sugerido que las emociones positivas y negativas poseen un carácter independiente y deben ser medidas en consonancia (Bradburn, 1969; Bradburn y Capplovitz, 1965; Bryant y Veroff, 1982; Diener y Emmons, 1985; Watson y Clark, 1984; Watson, Clark y Tellegen, 1988; Warr et al., 1983; Zevon y Tellegen, 1982). En este marco, el afecto positivo y el afecto negativo han sido considerados como dos factores o constructos claramente diferenciados (bidimensionalidad), cada uno con sus posibles valores de intensidad y frecuencia, que podrían darse simultáneamente en un momento determinado o a lo largo del tiempo. Esto significa que una persona podría experimentar un alto grado de afecto positivo, o un alto grado de afecto negativo, o ambos a la vez. En apoyo a esta idea, algunos autores han encontrado que las medidas de afecto positivo y negativo no correlacionan entre sí de forma robusta (p.e. Warr et al., 1983, encontraron una asociación de -0.01 entre las medidas de afecto positivo y negativo en su estudio cuando se consideraron las respuestas en formato Sí/No), aunque sí con una medida global de BS (Beiser, 1974; Bradburn, 1969; Harding, Phillips y Fogarty, 1986; Kammann, Farry y Herbison, 1984; Morikawi, 1974) u otros constructos superiores (p.e. Tellegen, Watson y Clark, 1999; Watson, Clark y Tellegen, 1988; Watson, Wiese, Vaidya y Tellegen, 1999). En apoyo a la noción de la independencia entre los dos tipos de afecto, se ha encontrado de forma consistente que ambos tipos de afecto muestran asociaciones con variables diferentes en cada caso, como la extraversión, el neuroticismo o la sintomatología afectiva (Bradburn, 1969; Diener, 1984, 1994; Diener y Emmons, 1985; Diener et al., 1999; Kim y Mueller, 2001; Watson y Clark, 1984; Watson, Clark y Tellegen, 1988; Watson, Clark y Carey, 1988; Warr et al., 1983). Por otra parte, estos resultados son compatibles con los hallados por Keyes (2005) sobre salud mental. Este autor encontró que las dimensiones de salud mental (bienestar) y enfermedad mental (psicopatología) eran diferentes constructos unipolares relacionados con diferentes efectos sobre el funcionamiento y el bienestar individual. Por otro lado, parece existir cierta covariación entre la experimentación de emociones positivas y negativas tanto en su frecuencia (Diener y Emmons, 1985; Watson y Clark, 1984) como en su intensidad (Diener, Colvin, Sandvik y Allman, 1991; Diener et al., 1999; Diener, Larsen, Levine y Emmons, 1985; Fujita, Diener y Sandvik, 1991; Larsen y Diener, 1987; Watson, Clark y Tellegen, 1988). Parece, pues, que las personas muestran cierta consistencia en su forma de experimentar tanto las emociones negativas como positivas.

Sin embargo, parece evidente que surjan dudas y críticas ante esta postura, ya que es lógico pensar, al menos intuitivamente, que la experimentación de un tipo de emociones suponga la no experimentación de afectos de naturaleza contraria (Costa y McCrae, 1980). Esto significaría que una persona puede experimentar un alto grado de emoción positiva, o un alto grado de emoción negativa, o niveles no muy altos de ambas, pero no un alto grado de ambas simultáneamente. Esta visión de la afectividad supone entender el afecto positivo y negativo como los dos polos de un mismo factor (unidimensionalidad). De hecho, las personas raramente experimentamos un fuerte afecto positivo o negativo al mismo tiempo, lo que sugiere que ambos varían de manera inversa en términos de frecuencia e intensidad. Así, se ha encontrado que la correlación entre afecto positivo y negativo es nula o muy reducida cuando se utilizan formatos de respuesta tipo Sí/No pero se muestra como más robusta y negativa si se utilizan formatos de respuesta tipo Likert, los cuales darían cuenta de la frecuencia de ocurrencia o de la intensidad de los distintos afectos. Por ejemplo, Warr et al. (1983) encontraron que la asociación entre las dos dimensiones ascendía a -0.54 cuando se consideraban las respuestas en formato Likert de un grupo diferente compuesto por 140 estudiantes. Por su parte, Brenner (1975) encontró que el valor de la asociación entre ambos tipos de afectividad era de - 0.62, y mayor cuando se controlaba la frecuencia de ocurrencia de los distintos afectos. Kammann y sus colaboradores (Kammann, Christie, Irvin y Dixon, 1979; Kammann et al., 1984) encontraron un asociación de -0.58 entre ambos componentes utilizando otras medidas de bienestar y felicidad. Sin embargo, estos resultados provienen de análisis correlacionales básicamente. Controlando el error de medida y utilizando modelos de ecuaciones estructurales, los resultados apoyan claramente una asociación inversa robusta entre el afecto positivo y el afecto negativo. Así, Green, Goldman y Salovey (1993) encontraron que el valor de dicha asociación ascendía a valores entre -0.85 y -0.92. Utilizando la escala de Bradburn, de la que se deriva en parte la EBA, otros autores han confirmado esta relación inversa entre ambos tipos de afecto, aunque han obtenido valores más moderados de alrededor de -0.4 (p.e. Benin, Stock y Okun, 1988; Kim y Mueller, 2001).

Por otra parte, también se ha propuesto que esto puede ser cierto para momentos concretos del tiempo, en los que los dos tipos de afecto, muy fluctuantes, no serían independientes el uno del otro en términos de frecuencia de ocurrencia y de intensidad, sino que estarían inversamente asociados: Cuanto más (en intensidad y frecuencia) afecto positivo siente una persona, menos afecto negativo experimenta. Sin embargo, los dos tipos de afecto sí podrían ser más independientes para períodos de tiempo de semanas o más largos. De hecho se ha encontrado que la asociación entre ambas medidas es negativa y fuerte si se considera un momento concreto y se evalúa la frecuencia o intensidad de los afectos experimentados, pero el tamaño de la relación disminuye cuando son considerados intervalos de tiempo más prolongados (p.e. un año), apareciendo en estos casos como factores independientes (Bryant y Veroff, 1982; Diener y Emmons, 1985; Zevon y Tellegen, 1982). El valor de la correlación entre ambos disminuiría por el efecto conjunto de la frecuencia y la intensidad (Diener, Larsen, et al., 1985). La relación positiva en términos de intensidad (se puede experimentar intensas emociones a lo largo del tiempo) cancelaría la relación inversa en términos de frecuencia (durante un intervalo de tiempo se experimentarán más emociones de un tipo que de otro). Diener, Larsen et al. (1985) encontraron que la intensidad del afecto correlacionaba positivamente en un valor en torno a 0.70, lo cual está en consonancia con lo encontrado por otros autores (p.e. Larsen, 1983). En estas condiciones, cuando la intensidad se extrae de la relación entre los dos tipos de afecto, la asociación entre ellos se vuelve altamente negativa (Diener, 1984; Diener, Larsen et al., 1985). Esto explicaría por qué algunos autores como Brenner, Kammann o Warr, aún incluyendo períodos de tiempo más largos de 1 día, no encontraron la independencia esperada entre los dos componentes del afecto, pues en los instrumentos de medida por ellos utilizados sólo se consideraba la frecuencia (y no la intensidad también) del afecto. Así pues, siguiendo a Myers y Diener (1995), cuando se habla de BS como un estado mantenido en un período de tiempo largo, el afecto positivo y el afecto negativo no parecen ser los extremos de un único constructo bipolar, sino dos dimensiones relativamente independientes. En este sentido, el afecto positivo no sería la ausencia de afecto negativo, ni al contrario. El balance afectivo positivo en este contexto reflejaría tanto la experimentación frecuente de afecto positivo como la experimentación infrecuente de afecto negativo (Diener y Larsen, 1993).

Los resultados de nuestro estudio sobre la asociación entre las puntuaciones totales obtenidas en las subescalas de afecto positivo y negativo (r= -0.47, p< 0.001), similar, por otra parte, al encontrado por Alvarado y Vera (1996) (r= -0.43), parecen indicar que se trata de dos conceptos diferentes aunque moderadamente -negativamente- relacionados. Un objetivo complementario de este estudio fue explorar la posible dependencia-independencia entre las dimensiones de afecto positivo y afecto negativo utilizando un modelo de ecuaciones estructurales. A nuestro conocimiento, es la primera vez que se realiza este tipo de análisis en el caso concreto de la escala de balance afectivo utilizada en cualquiera de sus versiones (original, versiones traducidas o versiones revisadas). Sin embargo, esta cuestión sí se ha explorado utilizando Análisis Factorial Confirmatorio en el caso concreto de la escala de Bradburn. Benin et al. (1988) sometieron a prueba la ortogonalidad de las dos dimensiones defendida por el propio Bradburn utilizando modelos correlacionados y no correlacionados con grupos de personas distinta edad entre 20 a 96 años. Los autores encontraron que ambas dimensiones estaban inversamente relacionadas, con valores de asociación entre -0.3 y -0.5 (ajustes de modelos ?2/gl de 2.75 a 2.87, p< 0.001), ajustándose el modelo de relación mejor a los datos que el modelo de independencia. Estos autores concluyen que el afecto positivo y el afecto negativo no son independientes sino componentes moderadamente relacionados. Por su parte, Kim y Mueller (2001), con adultos de 50 a 90 años, sometieron a prueba tres posibles modelos (correlación, independencia y modelo de un único factor, balance afectivo) y encontraron que el modelo con mejor ajuste también era el de la correlación, obteniendo un valor de la misma de -0.37. Estos autores concluyen que la escala de Bradburn mide dos constructos diferentes pero moderadamente relacionados. Sin embargo, es necesario recordar que en esta escala se utiliza un formato de respuesta dicotómica “Sí/No” y se pregunta a las personas por su estado emocional durante las últimas semanas, lo cual podría, tal y como hemos presentado antes, disminuir el valor real de la asociación entre afecto positivo y afecto negativo.

En nuestro estudio, cuando la correlación no atenuada entre ambas dimensiones, cada una medida utilizando los ítems correspondientes a cada dimensión excluyendo los número 5 y 11 por los resultados psicométricos obtenidos, es forzada a -1 o a 0, el ajuste del modelo es peor que en el modelo no forzado. La hipótesis de que la correlación entre ambas dimensiones es la unidad fue rechazada, al igual que la hipótesis de que la correlación era nula. El valor de correlación obtenido, -0.84, señala una relación inversa entre ambas dimensiones de elevada magnitud. Este resultado va en la línea de los resultados encontrados por Green et al. (1993). Sin embargo, este valor también indica que otros factores pueden estar actuando en esta relación. A partir del contenido de los ítems es posible pensar que variables como rasgos de personalidad o habilidades de autorregulación emocional pueden explicar por qué la relación entre ambos no es aún más potente, aunque también pueden deberse al tipo de respuesta o al período de tiempo considerado. Teniendo en cuenta el formato de respuesta (tipo Likert) así como el período evaluado (1 semana), nuestros resultados confirman la moderada a fuerte asociación entre los dos tipos de afecto que se ha señalado en la literatura para formatos de respuesta no dicotómicos y períodos cortos de tiempo, aunque no nos permiten conocer si se mostrarían independientes con períodos más prolongados de tiempo. Sin embargo, las asociaciones entre la puntuación total y las parciales en las subescalas han sido muy elevadas tanto para la subescala de afecto positivo (r= 0.88) como para el componente de afecto negativo (r= -0.83) (p< 0.001), apoyando lo señalado por otros autores (Beiser, 1974; Bradburn, 1969; Harding et al., 1986; Morikawi, 1974), de forma que podemos decir que muestran una asociación importante con la valoración general de la afectividad experimentada. Los resultados encontrados nos permiten confirmar la necesidad de evaluar ambos factores de forma separada para obtener información completa sobre el espectro afectivo, en la línea de lo señalado por Diener y sus colegas, Kim y Mueller (2001) o Arthaud-Day et al. (2005).

Respecto a los resultados obtenidos para los 18 ítems considerando su subescala (ver tabla 1), como se ha visto, las correlaciones de cada ítem con la puntuación en su subescala correspondiente son de moderadas a elevadas, con valores de hasta 0.73, aunque en el caso de un ítem de la subescala de afecto negativo el valor obtenido es más bajo (ítem 11, r= 0.13). Considerando el valor de 0.30 como el valor de la asociación mínima aceptable en la correlación ítem-subtotal para aceptar como válido un ítem (Muñiz, 1998), los resultados señalan la pertinencia de todos los ítems para evaluar el afecto, aunque algunos sólo superan ligeramente este valor (ítems 1, 5, 7 y 17), a excepción del ítem 11 (“¿Se ha sentido tan inquieto que no podía permanecer sentado en una silla?”), para el que se recomienda la revisión de su formulación o la eliminación del mismo en futuros análisis. Por otra parte, la eliminación de cualquiera de los ítems supondría un descenso considerable de la consistencia interna de las subescalas (a excepción del caso del ítem 11, sin el que se incrementaría el valor de alfa para la subescala de afecto negativo hasta 0.77).

Las correlaciones entre los ítems obtenidas, de bajas a moderadas, pero en muchos casos nulas o muy bajas y no significativas, señalan que el contenido de los ítems hace un amplio barrido por la afectividad positiva y negativa y que los elementos de la escala están evaluando contenidos diferentes, de forma que parece que todos los ítems son, por su contenido, relevantes para la evaluación del afecto.

En la misma línea, los valores elevados de las desviaciones típicas para los distintos ítems muestran la capacidad de los mismos para discriminar a los participantes a lo largo de la escala de respuesta, señalando adecuadamente las diferencias interindividuales en la medida del afecto.

Por otra parte, el modelo resultante del análisis factorial realizado a la escala (ver tabla 2) muestra dos factores, el primero, de afecto positivo, con mayor capacidad explicativa de la varianza de los datos, que incluye todos los ítems de afecto positivo, y el segundo, de afecto negativo, el cual incluye todos los ítems de afecto negativo. En conclusión, puede decirse que los resultados obtenidos reflejan una estructura adecuada del instrumento en cuanto al objetivo del mismo, pues sus elementos se agrupan apropiadamente en las dos dimensiones que evalúa: Afecto positivo y afecto negativo. En este análisis, los ítems con peores resultados en el análisis de la consistencia interna de las escalas (1, 5, 7, 11 y 17) han mostrado un adecuado comportamiento, si bien el ítem 11 muestra un peso relativo bastante inferior al de sus compañeros. Ello vuelve a señalar la necesidad de revisar la formulación del mismo de forma que se consiga que sea un adecuado indicador de afecto negativo. Se ha señalado que si los ítems de las escalas de balance afectivo reflejan de forma potente el contenido de activación, el afecto positivo y negativo mostrarán una elevada correlación (Diener, 1984; Russell, 1980; Russell y Carroll, 1999). Quizás lo que está ocurriendo con el ítem 11 es precisamente que no es capaz de discriminar entre la activación fisiológica asociada a una emoción negativa o al estrés y la activación que puede estar asociada a una emoción positiva. Así, la persona podría responder positivamente al ítem por haberle tocado la lotería o haber esperado practicar una actividad estimulante y placentera esa semana. Una posible propuesta sería, dado que el ítem pretende medir experimentación de ansiedad y sus síntomas de inquietud y tensión, y puesto que ningún otro elemento evalúa estos contenidos específicamente, que quedara formulado como “¿Se ha sentido usted muy nervioso, agobiado o tenso?”. Por otra parte, dado que este ítem se extrajo del análisis de ecuaciones estructurales, no tenemos más hallazgos sobre el mismo, de forma que proponemos su revisión y posterior inclusión en un análisis por MEE para confirmar su adecuada formulación y comportamiento.

De acuerdo con los resultados, puede concluirse que el comportamiento general de la inmensa mayoría de los ítems es satisfactorio. Entre los ítems de afecto positivo cabe destacar al ítem 13 (referido a experimentación de feicidad) y entre los de afecto negativo al ítem 8 (experimentación de infelicidad) como los que han mostrado el mejor comportamiento tanto en cuanto a su robusta relación con la puntuación total en la subescala correspondiente como por su elevado peso factorial en su factor correspondiente, así como por su comportamiento en el análisis por MEE. Estos resultados, que a priori podría ser intuitivos u obvios, confirman que una pregunta sobre los sentimientos de felicidad/infelicidad es la más indicativa de ambos tipos de afectividad. Por otra parte, entre los ítems de afecto positivo destaca el ítem 5 (relacionado con la satisfacción de tipo social) y entre los de afecto negativo el ítem 11 (experimentación de ansiedad) como los que han mostrado el peor comportamiento en cada subescala por sus pobres propiedades psicométricas. No hemos considerado apropiado abogar por la eliminación del ítem 5 porque es el único ítem referido al componente social, que, como se ha visto, está muy relacionado con el BS y la afectividad (Emmons y Diener, 1985; Haller y Hadler, 2006; Myers y Diener, 1995; Pavot, Diener y Fujita, 1990; Smith, Diener y Wedell, 1989). Una mejora en la redacción del ítem podría conservar su sentido pero mejorar sus propiedades. Así, podría quedar redactado de la siguiente forma: “¿Se ha sentido contento por tener gente con la que contar o hacer algo?”. De esta forma se evalúa si la persona ha tenido algún contacto social agradable en la última semana, pues no es el número de amigos lo que produce satisfacción en sí sino sobre todo el apoyo percibido recibido y la realización de actividades sociales agradables con ellos (Diener, Larsen y Emmons, 1984; Myers y Diener, 1995). Además, las personas se adaptan a las circunstancias vitales, de tal forma que lo cotidiano no produce felicidad o satisfacción en sí mismo (Diener y Suh, 1997; Suh et al., 1996). Como sucede con el ítem 11, este ítem también se extrajo del análisis de ecuaciones estructurales, por lo que también en este caso proponemos su revisión y posterior inclusión en un análisis por MEE para confirmar su adecuada formulación y comportamiento.

Con las revisiones propuestas a los ítems 5 y 11 se retendrían todos los elementos de la escala, apoyando la conclusión al respecto de Warr et al. (1983), quienes la justifican aludiendo a que así se cubre más ampliamente el rango de experiencias afectivas. Estos autores informan también de un peor comportamiento de algunos ítems, aunque sin presentar resultados concretos, de forma que no podemos saber si se trata de los mismos u otros elementos y problemas que en nuestro caso.

El estudio de las asociaciones de la EBA con los demás constructos teóricamente relacionados con el balance afectivo incluidos en el estudio, en concreto una medida de competencia personal inespecífica o global, diferentes indicadores de salud física y mental y una medida de satisfacción vital general, ha mostrado que las asociaciones significativas entre la escala y sus dos dimensiones de afecto positivo y afecto negativo y el resto de medidas empleadas en el estudio son de bajas (r= 0.25 en valor absoluto) a moderadas (r= 0.64 en valor absoluto) (ver tabla 4). La puntuación total en la EBA y la puntuación en la subescala de afecto positivo muestran una mayor asociación directa con la escala de competencia personal general, con los indicadores subjetivos de salud y bienestar emocional y con la satisfacción vital, mientras que la puntuación en la subescala de afecto negativo muestra una mayor asociación inversa con estas medidas. De esta forma, la predominancia de afecto positivo estaría relacionada con altas puntuaciones en el resto de variables medidas, en concreto con una elevada competencia personal percibida, mayores niveles de salud y mayor satisfacción vital. Por otra parte, las puntuaciones afecto positivo muestran una mayor asociación con los niveles de competencia percibida y satisfacción vital y con los indicadores de funcionamiento cotidiano, mientras que las puntuaciones en afecto negativo muestran una asociación más robusta con los indicadores de salud física y emocional, especialmente depresión. De esta forma, parece que sentirse competente, mostrar un funcionamiento cotidiano más adaptativo o positivo y manifestar una mayor satisfacción con la vida se asocian a la experimentación de una mayor afectividad positiva, mientras que la experimentación de una afectividad predominantemente negativa se asocia a la experimentación de problemas de salud. Sin embargo, estos resultados no nos permiten hablar de causalidad o conocer la dirección de la relación. Nuestros resultados complementan los encontrados previamente por Warr et al. (1983) y Alvarado y Vera (1996) sobre las relaciones entre las puntuaciones en la EBA y otros constructos, en concreto rasgos de personalidad como extraversión y neuroticismo, eventos vitales deseables y no deseables/estresantes, distintas medidas de salud mental (ansiedad, depresión, etc.), apoyo social y percepción de control. En ambos estudios, se encuentran correlaciones de moderadas a robustas y en la línea de lo esperado entre los dos componentes afectivos y estas otras medidas. Todos unidos, estos resultados informan de la apropiada validez de constructo convergente de la EBA.

Los valores de las asociaciones entre todas las medidas para hombres y mujeres (ver tabla 4) han señalado, por su parte, que para los hombres existen mayores correlaciones entre el balance afectivo y las puntuaciones de afecto positivo y las puntuaciones en las medidas de competencia personal y depresión, así como entre las puntuaciones en afecto negativo y todos los indicadores de salud, en especial depresión, y satisfacción vital, mientras que en las mujeres las mayores correlaciones aparecen entre el balance afectivo y las puntuaciones de afecto positivo y las puntuaciones en las medidas de competencia personal, funcionamiento cotidiano y satisfacción vital, así como entre las puntuaciones en afecto negativo y los indicadores de salud. Además, las correlaciones han sido mayores para los hombres para la competencia personal y los indicadores de bienestar emocional, mientras que en las mujeres lo han sido para la satisfacción vital y el funcionamiento cotidiano. Por otro lado, los resultados parecen señalar una asociación más potente en los hombres entre el afecto negativo y el resto de las variables, mientras que en las mujeres son más potentes las asociaciones entre el afecto positivo y el resto de las medidas. Ello parece señalar que las experiencias positivas parecen tener un mayor impacto en el balance afectivo en las mujeres, mientras que en el caso de los hombres parecen ser las experiencias negativas las que ejercen una mayor influencia. Estos resultados apoyan en cierto sentido los encontrados por Diener, Sandvik y Larsen (1985) y por Fujita et al. (1991), quienes hallaron que las mujeres experimentaban con mayor intensidad las emociones positivas y, de esta forma, aún experimentando también en mayor medida afecto negativo, equilibraban su bienestar afectivo con los hombres.

Todos estos resultados parecen estar apoyando a su vez la idea de la existencia de dos factores, afecto positivo y negativo, que se asociarían a distintas variables psicosociales, como ya postularan Diener y sus colaboradores (Diener, 1984, 1994; Diener et al., 1999; Diener y Lucas, 2000; Myers y Diener, 1995) y se ha encontrado en la literatura consistentemente.

Algunas limitaciones de este estudio deben ser señaladas y corregidas en futuros estudios. En primer lugar, se han utilizado autoinformes para obtener información sobre diferentes aspectos del funcionamiento y bienestar de los participantes. Algunos de estos aspectos son fenómenos subjetivos, pero para otros podrían existir otro tipo de indicadores (p.e. exámenes médicos en el caso de indicadores de salud) que no han sido considerados. En el caso concreto del BS, aunque se ha señalado que las medidas de autoinforme pueden ser consideradas como apropiadas y útiles para conocer el BS de las personas (Alexandrova, 2005; Diener, 1984, 1994; Diener et al., 1999; Diener y Lucas, 2000; Diener y Suh, 1997; Lucas, Diener y Suh, 1996; Pavot y Diener, 1993), mostrándose los resultados estables entre medidas de distinto tipo y entre situaciones, momentos o incluso contextos culturales (Diener, 1994, 2000) o incluso no viéndose afectadas por fenómenos de deseabilidad social (Diener, Sandvik, Pavot y Gallagher, 1991), y correlacionando sus resultados con otro tipo de medidas del BS (Sandvik, Diener y Seidlitz, 1993; Seidlitz y Diener, 1993), y siendo incluso superiores como medidas del bienestar a otras medidas de indicadores objetivos (Diener y Suh, 1997), lo cierto es que éstos son aspectos que deben tenerse en cuenta a la hora de utilizar e interpretar estas medidas. No obstante, también hay que considerar que las personas se encuentran en una posición privilegiada para informar sobre sus propias vivencias, de forma que este tipo de medidas pueden ser particularmente apropiadas en este campo (Diener y Suh, 1997).

Por otra parte, se ha propuesto que la medida del BS durante períodos de tiempo breves o momentos puntuales es más apropiada y exacta que el uso de una medida global, puesto que es más fácil de responder y correlaciona robustamente con las medidas para momentos más prolongados de tiempo (Diener et al., 1999; Schimmack y Oishi, 2005). Aún así, como se ha presentado, las medidas de bienestar pueden ofrecer resultados diferentes si se evalúan períodos de tiempo más prolongados de 1 semana, y aunque algunos autores han encontrado que el estado de ánimo de un momento particular no ejerce un impacto significativo en la valoración global de bienestar de la persona (p.e. Diener, Sandvik, et al., 1991; Eid y Diener, 2004; Kammann, 1983; Seidlitz y Diener, 1993), otros estudios sí han encontrado tal influencia de factores emocionales y situacionales (p.e. Brickman, Coates y Jannoff-Bulman, 1978; Headey y Wearing, 1989; Schwarz y Clore, 1983; Schwarz y Strack, 1991; Suh et al., 1996; Yardley y Rice, 1991).

Por otra parte, hay una representación mayor de la población adulta más joven y femenina, y los resultados encontrados deben ser confirmados en futuros estudios con muestras de mayor edad y con mayor número de hombres.

Finalmente, el nivel educativo, socioeconómico, el nivel de estrés, las condiciones de la vida, las variables de personalidad y el estado de salud no han sido considerados completamente, y éstas son condiciones que pueden ejercer un impacto importante no sólo sobre nuestros juicios subjetivos sino también sobre algunos de los indicadores utilizados en el estudio.

 

Agradecimientos

Esta investigación ha sido financiada parcialmente con la ayuda concedida al grupo de investigación “Medicina Conductual/Psicología de la Salud” (CTS- 0267) por la Consejería de Innovación, Ciencia y Empresa de la Junta de Andalucía. Agradecemos a los participantes y colaboradores su implicación en el estudio. Queremos expresar nuestro agradecimiento al Dr. J.M. Salinas por su asesoramiento y ayuda en la realización de los análisis de ecuaciones estructurales.

 

Referencias

Alexandrova, A. (2005). Subjective wellbeing and Kanehman’s “objective happiness”. Journal of Happiness Studies, 6, 301-324.        [ Links ]

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Fecha de Recepción: 08-05-2007

Fecha de Aceptación: 01-07-2008