Introducción

El campo del bienestar puede situarse bajo el alero de dos grandes tradiciones: la que se enfoca en el potencial humano (bienestar eudaimónico) y una segunda que se centra en la felicidad (bienestar hedónico)[1]. Esta última aproximación se vincula con el bienestar subjetivo y, de acuerdo a la evidencia, está compuesta por tres componentes: la expresión de afecto negativo, la expresión de afecto positivo y la satisfacción con la vida[2]. La satisfacción con la vida da cuenta de la distancia percibida por las personas en relación con sus aspiraciones, por lo que se vincula más bien a componentes cognitivos. En cambio, la expresión negativa como positiva de los afectos se relaciona con la experiencia más inmediata, contingente o situacional que vive esa persona. Esto último, no implicaría una inestabilidad en la expresión del afecto producto de la influencia de los eventos emergentes ya que, tal como lo plantea Headey y Wearing[3], las personas luego de vivenciar eventos emergentes, tienden a adaptarse a las situaciones retornando al punto inicial de equilibrio previo al evento.

El balance de la expresión de afecto positivo y negativo es, desde la perspectiva de Bradburn[4], la que da cuenta del grado de felicidad percibido por las personas. En concreto, el afecto positivo representa la dimensión de emocionalidad positiva que se expresa a través de la alegría, del buen humor, de la sensación de plenitud y tranquilidad ante la vida. En cambio, la expresión de afecto negativo representa la expresión emocional caracterizada por la desesperanza, tristeza, sensación de baja valoración social e intranquilidad, entre otros aspectos[5].

En cuanto a la estructura de la escala de afecto positivo y negativo, aunque ambas expresiones de afecto (la negativa y la positiva) están relacionadas, éstas están representadas por dos dimensiones conceptualmente diferentes, razón por la cual se ha sugerido en la literatura que sean medidas por separado[6]. Así, desde la propuesta inicial de Bradburn, diversos estudios han dado cuenta de la diferencia de ambas dimensiones con correlaciones moderadas a altas y de dirección inversa entre sí[7],[8],[9],[10].

En relación con las variables explicativas del bienestar subjetivo, éstas se vinculan con aspectos genéticos, rasgos de personalidad y variables socioculturales. Tellegen y colaboradores[11] indagaron sobre el componente genético de la felicidad a partir del seguimiento de varias duplas de mellizos separados tempranamente, tanto monocigóticos como dicigóticos, estimando que el 40% de la variabilidad en el afecto positivo y el 55% en el afecto negativo podía predecirse por variación genética. En cuanto a los rasgos de personalidad, quienes están en el polo de extraversión presentan correlaciones de moderadas a altas con la expresión de afecto positivo[12]. La forma en que las personas piensan el mundo y sus propias circunstancias, también influyen en la expresión del afecto, particularmente en aquellas que están con mayor disposición a reconocer los aspectos positivos de la vida, que tienen expectativas realistas acerca del control de situaciones externas, seguras de sí mismas y optimismo disposicional, presentan mayor expresión de afecto positivo[13]. Lo mismo ocurre con aquellas personas que se plantean metas y estructuran proyectos de vida claros y realizables. Estas personas tienden a estar más contentas, entusiastas y con mayor nivel de energía vital.

En cuanto al contexto cultural, resulta ser una de las variables con mayor peso al momento de explicar el bienestar subjetivo. En este sentido, es de especial interés el diferenciar los contextos socioculturales individualistas de los colectivistas. En los primeros hay una mayor valoración de los pensamientos, opciones y sentimientos propios. Esto explica que la autoestima y la coherencia de los actos basados en valores personales correlaciona con mayor fuerza con la expresión de afecto positivo en sociedades individualistas que en las colectivas. Por otro lado, en las sociedades colectivas las personas están más dispuestas a postergarse por los intereses grupales y la expresión de afecto considera el vínculo con los otros[14],[15]. En sociedades más individualistas, las personas al cuestionarse sobre nivel de satisfacción con la vida, suelen conectarse más con sus propios sentimientos, a diferencia de las personas de sociedades colectivas que, ante este cuestionamiento, a menudo acuden a las normas sociales en las cuales están insertos y a tener más en cuenta la valoración social de su familia, de sus amigos y sus de pares[16].

En relación con el presente estudio, se plantea como objetivo el validar en la población chilena la escala de afecto positivo y negativo propuesta inicialmente por Mroczek y Kolarz[6], para posteriormente aplicarlo a población migrante residente en Chile (colombianos, peruanos y venezolanos). Su propósito es el comparar los resultados obtenidos por la muestra de chilenos con la de migrantes y así explorar la posible presencia de diferencias en la expresión de afecto positivo y negativo entre los grupos.

Aspectos éticos
Esta investigación fue revisada y aprobada por el Comité de Ética Científica de la Universidad de Valparaíso, el cual está acreditado ante el Ministerio de Salud de Chile. La información de los participantes se incorporó de manera anonimizada a una base de datos del programa estadístico SPSS v. 22.

Método

Participantes y procedimientos
Los participantes fueron encuestados luego de haber leído, aprobado y firmado el consentimiento informado, el cual garantizaba, entre otros aspectos, el anonimato de los participantes. La recolección de los datos fue realizada por un equipo de encuestadores profesionales quienes aplicaron las encuestas en espacios públicos y/o las casas de los participantes, a quienes se les explicó que el estudio en que participarían era parte de un proyecto de investigación en el que se intentaba dar cuenta de diferentes aspectos de la vida de las personas residentes en Chile.

La muestra de tipo no probabilística se realizó en dos regiones de Chile: la Región de Valparaíso y la Metropolitana. Para efectos de la validación de la escala se reclutaron 155 participantes de nacionalidad chilena cuyas edades fluctuaron entre los 18 y los 78 años (desviación estándar: 14,85). El muestreo se intencionó buscando una distribución homogénea en las variables género (n mujeres = 83 con una desviación estándar de 14,89]; n hombres = 72 con una desviación estándar de 14,09) y nivel de estudios (n educación técnica o inferior igual a 47,1%; n educación universitaria incompleta o superior igual a 52,9%). El instrumento validado se aplicó posteriormente a una muestra de participantes migrantes de nacionalidades venezolana, colombiana y peruana, residentes en las mismas regiones de los participantes chilenos, a modo de comparar las puntuaciones en la escala (Tabla 1).

Tabla 1.

Variables sociodemográficas de la muestra.

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Instrumento
Escala de afecto positivo y negativo. Se utilizó la versión validada en español por Díaz, Blanco y Durán[16], a la cual se le agregó una opción de respuesta para evitar la opción de indecisión. De esta manera, en una escala tipo Likert se les solicitó a los participantes responder entre seis opciones. Estas eran: (1) nunca; (2) sólo alguna vez; (3) algunas veces; (4) muchas veces; (5) casi siempre; y (6) siempre. Puntuaciones más altas en cada una de las subescalas indicaba mayor expresión de ese afecto, por tanto se espera que la correlación entre ambas escalas sea de media a alta con el coeficiente negativo. De acuerdo con los resultados obtenidos por Mroczek y Kolarz el coeficiente de fiabilidad α de Cronbach fue de a = 0,87 para la escala de afecto negativo y de a = 0,91 para la de afecto positivo.

Para evaluar la validez de constructo se estimó con la muestra de chilenos el α de Cronbach de la escala total y de las dos subescalas. Posteriormente se evaluó la pertinencia de los datos para realizar un análisis factorial exploratorio (KMO y X² Bartlett). Se estimaron los autovalores de la matriz de correlaciones y se presentó el gráfico de sedimentación para tomar la decisión de los factores a extraer. Luego se estimaron las cargas factoriales para los respectivos factores.

Para evaluar la validez concurrente se realizaron correlaciones bivariadas entre las puntuaciones de las medidas. Para ellos se correlacionaron las puntuaciones de la escala de afecto positivo y negativo con la medida de sentimiento de felicidad propuesta por Wold[17] y con la medida general de satisfacción con la vida propuesta por Keyes, Shmotkin y Ryff[18] las cuales se miden con un solo ítem. Luego de realizar las estimaciones antes mencionadas con los datos de la muestra de chilenos, se evaluó un contraste de medias con la prueba t de Student para muestras independientes con el propósito de dar cuenta de la existencia de diferencias entre la muestra de chilenos con la de los migrantes peruanos, colombianos y venezolanos.

Con el propósito de predecir las puntuaciones en las variables dependientes de afecto positivo y afecto negativo, se estimó una regresión lineal considerando como variables independientes al género, edad, educación y práctica religiosa.

Resultados

De acuerdo a los criterios de Nunnally Bernstein¹⁹ la escala total de afecto negativo y positivo (12 ítems) presentó un índice de fiabilidad alto (a = 0,89) al igual que la subescala de afecto positivo (a = 0,92). Por su parte la subescala de afecto negativo presentó un índice de fiabilidad aceptable (a = 0,75). Entre los ítems de la escala total, el rango de la correlación ítem-test fue de 0,256 a 0,775 (Tabla 2).

Tabla 2.

Coeficientes de correlación ítem-test, α de Cronbach si el ítem es removido e índice de fiabilidad ( de Cronbach) de la escala total y subescalas

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Análisis factorial exploratorio
Los análisis para la muestra evidenciaron adecuados niveles de ajuste de los datos para la realización del análisis factorial, donde KMO = 0,894 y X² Bartlett (66; N = 155) = 980,50; p < 0,001.

El análisis factorial exploratorio se realizó con los 12 ítems de la escala. Se utilizó como método de extracción máxima verosimilitud con rotación Oblimin directo, considerando la correlación de los factores de acuerdo con lo que se informaba en la literatura. Los resultados del análisis paralelo (Tabla 3) y del gráfico de sedimentación (Figura 1), sugieren la extracción de dos factores, solución compatible con la estructura de la escala original.

Tabla 3.

Autovalores de la matriz de correlaciones entre los 12 ítems.

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Figura 1.

Gráfico de sedimentación.

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La Tabla 4 presenta las cargas factoriales de los diferentes ítems de la escala. Los resultados señalan que ambos factores agruparon de manera clara y diferenciada los ítems correspondientes a una y otra subescala, replicándose de manera idéntica a la estructura factorial propuesta originalmente por Mroczek y Kolarz con saturaciones factoriales altas > 0,35. La correlación interfactorial entre las subescalas fue media y negativa (r = -0,528), lo cual se esperaba dado que una de ellas mide la expresión de afecto negativo y la otra el positivo.

Tabla 4.

Cargas factoriales de los ítems de la escala y comunalidades.

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Validez concurrente
En la Tabla 5 se incluyen las correlaciones bivariadas entre la escala total, las subescalas, la medida de “sentimiento de felicidad” y la medida de “satisfacción con la vida”. Todas las correlaciones fueron altas y estadísticamente significativas (p < 0,001). Dado que las puntuaciones de los ítems de la escala total de afecto negativo y positivo fueron invertidas, se esperaba una correlación alta y negativa con la subescala de afecto negativo (r = -0,854; p < 0,001). De acuerdo con lo esperable, la correlación entre la escala total de afecto positivo y la medida de “sentimiento de felicidad” fue media-alta (r = 0,632; p < 0,001) al igual que con la medida de “satisfacción con la vida” (r = 0,558; p < 0,001).

La subescala de afecto negativo correlacionó de manera inversa con la medida de “sentimiento de felicidad” (r = -0,502; p < 0,001), lo que indica que las personas que reportan mayor expresión de afecto negativo también informan menores niveles de felicidad subjetiva. De la misma forma, quienes reportan mayores niveles de afecto negativo, al mismo tiempo dan cuenta de menores niveles de “satisfacción con la vida” (r = -0,364; p < 0,001).

Tabla 5.

Correlaciones y estadísticos descriptivos de las escalas utilizadas.

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Al realizar una regresión lineal por pasos hacia atrás con la muestra de participantes chilenos, donde se incluyó como variable dependiente a la puntuación en la escala de afecto positivo y como variable independiente al género, edad, educación y práctica religiosa; se van descartando todas las variables (el modelo 5 incluye sólo la constante), lo cual permite interpretar que las variables independientes incorporadas en el modelo no predicen las puntuaciones de la escala de afecto positivo.

En el caso de la escala de afecto negativo (variable dependiente), y género, edad, educación y práctica religiosa como variables independientes, el modelo final que se ajusta a los datos incluye sólo a la variable nivel de estudios (F (6,285) = 1,9; p < 0,05) por lo que se concluye que esta variable independiente explica los cambios en las puntuaciones de afecto negativo, descartándose el efecto de las variables género, edad y práctica religiosa. La ecuación de regresión tipificada que permite explicar y pronosticar las puntuaciones del afecto negativo es: z afecto negativo = -0,641* (z estudios). Al tener el coeficiente un valor negativo, se debe entender que a mayor nivel de estudios hay una menor expresión de afecto negativo.

Comparación de las medias entre las muestras
Como estrategia para establecer la validez de criterio de la escala, se realizaron diversos contrastes de medias (Tabla 6). Uno de ellos fue el contraste entre las puntuaciones de la muestra de chilenos y colombianos en la subescala de afecto negativo. La diferencia fue estadísticamente significativa, lo que permite afirmar que la muestra de chilenos expresa mayores sentimientos de afecto negativo que la de los colombianos (M chilenos = 12,48 > M colombianos = 11,44; p < 0,05). Esta diferencia en la expresión de afecto negativo no se observa al contrastar las medias entre chilenos y venezolanos, como tampoco entre chilenos y peruanos (p > 0,05).

El resultado del contraste de medias en la subescala de afecto positivo da cuenta de diferencias significativas en la expresión de afecto positivo entre chilenos y colombianos (M chilenos = 25,35 < M colombianos = 27,24; p < 0,05) y entre chilenos y venezolanos (M chilenos = 25,35 < M venezolanos = 27,09; p < 0,05). El contraste de medias no permite concluir que existan diferencias significativas entre la expresión de afecto positivo de los chilenos en relación con la expresión de este afecto por parte de los peruanos (M chilenos = 25,35 < M peruanos = 25,87; p > 0,05).

Tabla 6.

Comparación de medias de las puntuaciones obtenidas por subescala entre la muestra de chilenos con la de migrantes colombianos, venezolanos y peruanos.

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Discusión

El propósito de este estudio fue validar en el contexto chileno la escala de afecto negativo y positivo propuesta originalmente por Mroczek y Kolarz. Una vez validado el instrumento, se compararon los resultados entre la muestra de participantes chilenos con los obtenidos por personas migrantes de nacionalidad colombiana, venezolana y peruana residentes en Chile.

Los seis ítems de cada una de las subescalas (la de afecto negativo y positivo) presentaron una excelente correlación ítem-test y buenos niveles de fiabilidad tanto para la escala total como para cada una de las subescalas, demostrando una excelente consistencia interna, comparable con la versión original. A través del análisis factorial exploratorio se mostró que la solución bifactorial era la que mejor se ajustaba a los datos, presentando saturaciones altas de los ítems en una u otra subescala. La distribución de los ítems, de acuerdo a las cargas factoriales, fue idéntica a la estructura propuesta originalmente. Como una subescala media la expresión del afecto positivo y la otra el negativo, la correlación entre ambas fue moderada con coeficiente negativo. Estos resultados también son coincidentes con los obtenidos por otros autores que han utilizado la escala en diferentes contextos[17],[19]. Por su parte, las correlaciones de intensidad media y significativas (p < 0,001) entre la subescala de afecto positivo con las medidas de sentimiento de felicidad y satisfacción con la vida, así como las obtenidas por la subescala de afecto negativo, pero con coeficiente negativo, entregan evidencia sobre la validez concurrente de ambas subescalas.

Al comparar las puntuaciones entre las muestras, los colombianos obtuvieron un mayor nivel de expresión de afecto positivo y menor del tipo negativo en relación con los chilenos. Estos resultados son compatibles con los resultados de la base mundial de datos sobre la felicidad, donde los colombianos están en el primer lugar dentro de los 90 países de personas encuestadas[20].

Con estos resultados es posible pensar que el nivel de felicidad de los colombianos no se explica solamente dentro de su contexto nacional, sino que esta condición también se mantiene fuera de él, a pesar de las dificultades propias de la vivencia migratoria como la que están actualmente llevando adelante en Chile.

En esta misma línea, en España, una investigación con migrantes colombianos, bolivianos, rumanos, africanos subsaharianos y marroquíes, mostraron niveles de salud mental inferiores a los de los españoles a excepción de los colombianos quienes obtuvieron indicadores similares a los de la población nativa[21]. Al respecto está ampliamente descrito cómo la felicidad, y por tanto la expresión de ésta, favorece los indicadores positivos de salud mental y física, propicia las relaciones sociales positivas, aumenta la energía vital de las personas y disminuye el estrés y las tasas de accidente y suicidio, entre otros aspectos[22].

En general, los altos niveles de felicidad de los colombianos no se explican por las condiciones objetivas como el nivel de ingreso, el país de residencia, el transporte, entre otros. Las investigaciones señalan como variables importantes al explicar la felicidad de las personas colombianas, aquellas vinculadas con dominios cercanos a la vida de éstas tales como la familia, sus relaciones afectivas, el ambiente laboral y algunas condiciones individuales como la autoeficacia[23]. Los datos también dieron cuenta de la mayor expresión de afecto positivo de los venezolanos en comparación con los chilenos. Este resultado podría explicarse a partir de las razones ya comentadas con la muestra de colombianos, en el entendido de que la cercanía geográfica de las personas de estas dos nacionalidades permite pensar que hay un sustrato común en el que comparten formas similares de valoración de las relaciones personales junto con la percepción de autoeficacia.

Donde no hubo diferencias significativas, ni en la expresión del afecto positivo ni en el negativo, fue entre la muestra de chilenos y peruanos. Estos resultados refuerzan el bajo impacto de la variable “país de residencia” para dar cuenta del bienestar subjetivo de las personas. En el caso de los chilenos, los niveles más bajos de expresión de afecto positivo y más altos de negativo, podrían explicarse por la sociedad individualista en que están insertos, caracterizada por una alta competitividad, importantes niveles de estrés y una disminuida red de apoyo social. En este sentido una explicación plausible de la similitud de los resultados entre los chilenos y los peruanos podría deberse a un efecto de asimilación de parte de los migrantes peruanos, dado que la migración peruana tiene larga data en Chile a diferencia de la venezolana y colombiana.

Esta investigación no está exenta de limitaciones. La muestra no es de tipo probabilística por lo que hay que tener cautela al momento de generalizar los resultados. Para tener un mayor entendimiento de las diferencias en las puntuaciones de las subescalas de la expresión del afecto entre las muestras, debiesen incorporarse en el análisis otras variables de tal modo de enriquecer la interpretación de los resultados. En este sentido, se hace de vital importancia considerar el impacto tanto de las variables moderadoras como mediadoras en la explicación de la expresión del afecto positivo como negativo.

Conclusión

La escala de afecto positivo y negativo presenta propiedades psicométricas adecuadas para medir la expresión de afecto (bienestar hedónico) en la población chilena.

Los migrantes colombianos y venezolanos muestran mayor expresión de afecto positivo que los chilenos, mientras que esta diferencia no se observa al comparar chilenos con peruanos.

En próximas investigaciones se sugiere medir la variable satisfacción con la vida junto con expresión de afecto positivo y negativo con el propósito de verificar la estructura factorial del bienestar subjetivo en la población chilena.

Finalmente, resulta importante destacar posibles nuevas líneas de investigación que surgen a partir de esta investigación, tales como la realización de un ejercicio de validación con análisis confirmatorio en una muestra representativa o una exploración de evidencias de validez y fiabilidad en la población de migrantes.

Notas

Declaración de financiamiento
El estudio fue financiado por la Comisión Nacional de Ciencia y Tecnología, a través del Proyecto FONDECYT de Postdoctorado Nº 3170187.

Declaración de aspectos éticos y conflicto de intereses
El autor declara que esta investigación fue revisada y aprobada por el Comité Ético Científico de la Universidad de Valparaíso, según el Acta de Aprobación Bioética CEC142-17 con fecha 11 de abril de 2017.

Declaración de conflicto de intereses
El autor declara que no existen potenciales conflictos de interés en relación con la investigación, autoría y/o con la publicación de este artículo.