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Introducción
El bienestar psicológico (BP) se define como el desarrollo del verdadero potencial de uno mismo (Ryff, 1989); es decir, el grado en que una persona funciona porque busca y logra la autorrealización y significación personal (González-Fuentes y Andrade, 2016). El bienestar se ha estudiado desde dos perspectivas que Vielma y Alonso (2010) consideran complementarias: la hedónica, que se refiere al bienestar subjetivo, como la satisfacción de vida y afectividad positiva; y la eudamónica, que aborda el bienestar psicológico que implica la búsqueda de sentido de la vida, desarrollo del potencial humano y crecimiento personal. Por su parte, Ryff (1989) sostiene que el bienestar psicológico se enfoca en el dominio del ambiente, la autonomía, autoaceptación, crecimiento personal y relaciones positivas con otras personas, perspectiva que actualmente toma fuerza. Muestra de ello es la actual definición de salud de la Organización Mundial de la Salud: “estado de bienestar físico, mental y social” (OMS, 2024).
El BP se relaciona de manera positiva con variables como resiliencia y control percibido del estrés (Thanoi et al., 2023), inteligencia emocional, empatía y autoconcepto (Morales-Rodríguez et al., 2020), autoestima y autoeficacia (García et al., 2019), satisfacción con la vida (Barcelata y Rivas, 2016), número de materias aprobadas, percepción de éxito en el estudio (Barrera et al., 2019), rendimiento académico (Correa et al., 2016; Morales, 2014; Vargas, 2019), entre otras; y se ha señalado que existen correlaciones negativas con variables como consumo de sustancias (Castillo et al., 2023), ansiedad (Morales-Rodríguez et al., 2020), malestar psicológico, síntomas depresivos (García et al., 2019) y uso problemático del internet (Bernal-Ruiz et al., 2017).
Ryff (1989) propuso seis indicadores para medir el bienestar psicológico (autoaceptación, autonomía, relación positiva con otros, dominio del ambiente, crecimiento personal y propósito de vida). Para evaluar estas seis dimensiones, construyó la escala de bienestar psicológico (Scale of Psychological Well-Being [SPWB]). Obtuvo pruebas de validez de su escala con población norteamericana de clase media de distintos grupos de edad; el grupo al que denominó joven tenía entre 17 a 21 años. En México, a partir de la versión de Van Dierendonck (2004) de la escala de bienestar psicológico de Ryff -adaptada al español por Díaz et al. (2006), se han analizado diversas muestras de universitarios por Flores et al. (2023), Jurado et al. (2017), Medina-Calvillo et al. (2013) Nava et al. (2018) y Valenzuela (2015). Esta versión cuenta con 39 reactivos que se organizan en seis dimensiones: autoaceptación, propósito en la vida, autonomía, crecimiento personal, relaciones positivas con otros y dominio del entorno.
Al respecto, Flores et al. (2023), tras un análisis factorial exploratorio (AFE), encontraron cuatro factores (rechazo personal, propósito de vida y autoaceptación, crecimiento personal y control personal) y siete reactivos no se ubicaron en ningún factor. Después, con un análisis factorial confirmatorio (AFC) de esta estructura, reportaron índices de ajuste adecuados. Igualmente, Nava et al. (2018) realizaron un AFE y hallaron tres factores (relaciones interpersonales e intrapersonales, tendencia a la autorrealización y autonomía) en los que se agrupaban 31 de los 39 reactivos y con un AFC confirmaron dicho modelo. Al contrario, Medina-Calvillo et al. (2013), Valenzuela (2015) y Jurado et al. (2017) no obtuvieron un adecuado ajuste para el modelo de seis dimensiones con sus AFC. Jurado et al. (2017) también hicieron un AFE y encontraron tres factores (crecimiento personal, relaciones positivas y autoaceptación) y, al probar el modelo con un AFC, registraron índices de ajuste adecuados. Por su parte, Valenzuela (2015) probó un modelo de dos dimensiones (crecimiento personal y autoaceptación) considerando 15 reactivos y sí arrojó índices de ajuste adecuados.
También en México y con población universitaria, Domínguez-Lara y Campos-Uscanga (2022) y Figuerola-Escoto et al. (2021) analizaron la versión de la escala de bienestar que es para adultos y fue desarrollada en Argentina (BIEPS-A). Esta versión se compone de 13 reactivos agrupados en cuatro factores: autoaceptación/control, autonomía, vínculos sociales y proyectos. Figuerola-Escoto et al. (2021) con un AFE de la BIEPS-A obtuvieron un factor de nueve reactivos, no obstante, el método de extracción componentes principales que utilizaron no es recomendado porque ignora el error de medida al estimar los factores (Lloret-Segura et al., 2014). Por otro lado, Domínguez-Lara y Campos-Uscanga (2022) llevaron a cabo un AFC, el cual arrojó un ajuste adecuado al eliminar dos reactivos que presentaban carga factorial baja, aunque es importante señalar que el segundo factor se formó con solo dos reactivos, lo cual es considerado inadecuado, ya que se requieren al menos tres para la conformación de un factor (Lloret-Segura et al., 2014).
Algunos estudios han confirmado el modelo de seis factores, como el de Véliz (2012) con universitarios chilenos o el de García et al. (2023) con población sueca. Asimismo, también se ha revelado que existe consistencia entre el modelo teórico y el empírico (Blasco-Belled y Alsinet, 2022). Como se puede apreciar, en cada adaptación de la SPWB se ha prescindido de algunos reactivos o han cambiado algunas dimensiones; en población adolescente ocurre lo mismo. Por ejemplo, en un estudio con jóvenes mexicanos de 14 a 18 años de edad, Loera-Malvaez et al. (2008) hicieron un AFE con la escala de bienestar psicológico de Ryff propuesta por Van Dierendonck (2004), como resultado, se eliminaron cinco reactivos y se encontraron cuatro factores: autoaceptación, autonomía, relaciones interpersonales y satisfacción con la vida. Cabe señalar que en el AFE se empleó el método de componentes principales que, como ya se mencionó anteriormente, no es recomendado.
No solo en población mexicana se han identificado diferencias con la versión original de la escala, Domínguez-Lara y Navarro-Loli (2018), tras una búsqueda de estudios con análisis factoriales de la escala de bienestar psicológico de Ryff, descubrieron que, en los artículos que se reportaban modelos de seis factores, los índices de ajuste de los análisis confirmatorios eran menores a los límites adecuados, por lo que concluyeron que la estructura de la SPWB carecía de claridad.
Sumado a lo anterior, Pineda et al. (2018) indicaron existían discrepancias en el número de factores presentados en los estudios de diversos países. Por ejemplo, en adolescentes de Perú, Díaz Gamarra et al. (2020) hallaron cuatro factores en la versión del instrumento de 34 reactivos: autoaceptación, autonomía, crecimiento y propósito. También en adolescentes de Perú, Chauca y Briones (2023) analizaron una versión de 39 reactivos de la escala y encontraron un modelo bifactorial que tenía buenos índices de ajuste al eliminar los reactivos de relaciones positivas y dominio del entorno y combinar las dimensiones autoaceptación con propósito de vida y autocontrol con desarrollo personal.
Con la versión de la escala de Van Dierendonck (2004), en adolescentes de Argentina, Meier y Oros (2019) identificaron también cuatro factores: autoaceptación, autonomía, relaciones positivas con otras personas; y agruparon las dimensiones propósito en la vida y crecimiento personal en un solo factor. En adolescentes de Chile, Gallardo y Moyano-Díaz (2012) probaron un modelo de cinco y otro de seis factores, pero ambos resultaron con índices de ajuste inadecuados. En adolescentes de China, Gao y McLellan (2018) utilizaron el modelo original de seis factores y obtuvieron índices de ajuste inadecuados, por lo que sugirieron que en futuros estudios con población adolescente se debería desarrollar una mejor y más especializada definición de indicadores del modelo de bienestar psicológico.
Además de analizar la organización factorial, se han hecho investigaciones para conocer la propiedad de invarianza de la escala de bienestar por sexo. Blanco et al. (2019) elaboraron una versión de nueve reactivos que se agrupan en tres dimensiones (crecimiento personal, autoaceptación y relaciones positivas), y llevaron a cabo un estudio con universitarios mexicanos que arrojó invarianza para hombres y mujeres. También se descubrió invarianza por sexo para la versión breve de la escala de bienestar psicológico (PWB), que se compone de 18 reactivos, en personas adultas de entre 43 y 95 años de Taiwán (Li et al., 2015) y en la versión sueca de la PWB en personas de 13 a 76 años (García et al., 2023). Por su parte, Stavraki et al. (2022) encontraron invarianza por sexo en personas de 10 a 18 años en España en la versión del instrumento que se compone de seis reactivos, uno por cada dimensión del bienestar psicológico.
Las dimensiones del bienestar psicológico varían con la edad y con las demandas que exige cada etapa de desarrollo (Ryff y Singer, 2008), también, los factores sociales y culturales influyen (Ryff, 1989). Por ello, los investigadores sostienen que es necesario generar propuestas alternativas que sean apropiadas a la edad y al contexto cultural (Gao y McLellan, 2018; Medina-Calvillo et al., 2013; Moreta-Herrera et al., 2021; Véliz, 2012). Como respuesta a esta necesidad, González-Fuentes y Andrade (2016) decidieron no emplear la versión en español de la escala de Ryff, pero sí retomaron su propuesta teórica para su estudio exploratorio con adolescentes mexicanos, y construyeron una escala de 134 reactivos a la que denominaron escala de bienestar psicológico para adolescentes (BP-A). Las autoras evaluaron la calidad psicométrica de la BP-A en jóvenes de 14 a 20 años de edad de la Ciudad de México. La escala se redujo a 91 reactivos que se integran en seis dimensiones (autoaceptación, crecimiento personal, proyecto de vida, control personal, relaciones positivas con otros y autonomía). En una segunda fase, las dimensiones dominio del ambiente y autonomía fueron irrelevantes, y de la dimensión autoaceptación, se generó otro factor al que denominaron rechazo personal. De esta forma, la versión final de la BP-A quedó conformada por siete dimensiones (relaciones positivas con otros, crecimiento personal, proyecto de vida, planes a futuro, autoaceptación, control personal y rechazo personal).
Las siete dimensiones del bienestar psicológico en adolescentes fueron definidas por González-Fuentes y Andrade (2016) como a) autoaceptación: aceptación de las capacidades y limitaciones; b) relaciones positivas con otros: percepción respecto a la habilidad/dificultad para entablar relaciones basadas en el respeto y la cordialidad; c) control personal: percepción respecto a la capacidad para controlar impulsos, carácter y comportamiento al estar alterado emocionalmente; d) planes a futuro: percepción de la importancia de planearse metas a futuro; e) proyecto de vida: percepción de la importancia de plantearse objetivos personales futuros y habilidad para asociar sus esfuerzos presentes con el logro de fines a largo plazo; f) crecimiento personal: disposición, creencias e interés acerca de la trascendencia de informarse y actualizarse para desarrollar sus talentos y g) rechazo personal: rechazo a las cualidades negativas e insatisfacción consigo mismo y su carácter.
Tomando en cuenta la importancia que tiene el BP y las variables con las que se encuentra asociado, es necesario el desarrollo de instrumentos que permitan su correcta medición y que, al mismo tiempo, estos instrumentos sean herramientas útiles para la evaluación de las intervenciones que buscan su desarrollo. El objetivo del presente estudio fue analizar las características psicométricas de la escala de bienestar psicológico para adolescentes (BP-A) en adolescentes tempranos mexicanos. El interés en esta escala es porque se trata de un instrumento desarrollado con población mexicana joven y del cual no se cuenta con evidencia de las propiedades psicométricas de análisis factoriales confirmatorios o de invarianza.
Metodología
Participantes
El diseño del estudio fue instrumental, el cual implica evaluar las características psicométricas de un instrumento de medición (Ato et al., 2013). La muestra no probabilística estuvo compuesta por 1003 adolescentes tempranos de la ciudad de Xalapa del Estado de Veracruz. Los participantes eran estudiantes de escuelas secundarias públicas de los tres grados escolares, con un promedio escolar autorreportado de 8.4 (DE = 0.92). La mayoría pertenecía a una familia nuclear (61 %), la tercera parte vivía con su mamá o mamá y hermanos (32 %) y el porcentaje restante vivía con su papá o algún otro familiar (7 %). La edad mínima de los participantes fue 11 años y la máxima 15 (M = 13, DE = 0.92). El 59.8 % fueron mujeres y el 40.2 % hombres.
Solo participaron los adolescentes que entregaron el consentimiento informado firmado por sus padres. A los participantes se les explicó que la información sería anónima y las respuestas del instrumento serían utilizadas con fines académicos. Durante el desarrollo de la investigación se contó con la supervisión del comité tutorial del Programa de Maestría y Doctorado en Psicología de la Facultad de Psicología de la Universidad Nacional Autónoma de México. Los miembros del comité evaluaron los aspectos teóricos, metodológicos y éticos del estudio, comprobando que fueron apropiados.
Instrumentos y estímulos ambientales
La escala de bienestar psicológico para adolescentes (BP-A) desarrollada para población joven mexicana (González-Fuentes y Andrade, 2016) cuenta con 29 reactivos organizados en siete dimensiones: autoaceptación (cuatro reactivos), propósito de vida (cuatro reactivos), crecimiento personal (seis reactivos), relaciones positivas con otros (cinco reactivos), rechazo personal (tres reactivos), planes a futuro (cuatro reactivos) y control personal (tres reactivos). Originalmente el instrumento se aplica con cuatro opciones de respuesta, pero, en este estudio, se consideraron siete opciones para favorecer la variabilidad de respuesta (totalmente de acuerdo, muy de acuerdo, de acuerdo, ni en acuerdo ni en desacuerdo, en desacuerdo, muy en desacuerdo, totalmente en desacuerdo).
Para obtener evidencia de validez convergente de la BP-A, se midió el involucramiento escolar y se empleó la escala de involucramiento escolar para adolescentes (EIE-A), que consta de diez reactivos tipo Likert que pertenecen a tres factores: involucramiento escolar conductual (cuatro reactivos), cognitivo (tres reactivos) y emocional (tres reactivos). Las opciones de respuesta fueron siete (siempre, casi siempre, muchas veces, ni muchas ni pocas veces, pocas veces, casi nunca, nunca). La EIE-A, como evidencia de validez, ha presentado índices de ajuste adecuados (CFI = 0.98, TLI = 0.98, SRMR = 0.03, RMSEA = 0.05) y, como evidencia de confiabilidad, coeficientes de confiabilidad también adecuados (α = 0.88 y λ2 = 0.88) (Sánchez y Andrade, 2020).
Para obtener evidencia de validez divergente de la BP-A, se midió el uso de sustancias a través de cuatro preguntas del cuestionario de conductas de riesgo para adolescentes (Betancourt y Andrade, 2010), referentes al consumo de alcohol, tabaco, marihuana y otras drogas. Estas preguntas se elaboraron con base en la Encuesta Nacional de Adicciones. Las cuatro preguntas hacían referencia a si alguna vez en su vida los adolescentes habían consumido: 1) una copa completa de alguna bebida alcohólica, 2) fumado tabaco, 3) marihuana o 4) alguna otra droga ilegal. Se sumaron las respuestas afirmativas a las cuatro preguntas para calcular el consumo.
Procedimiento
Se asistió a escuelas secundarias públicas para exponer el objetivo de la investigación a los directivos y solicitar su autorización para la aplicación de los instrumentos. Previo a esta, se acudió a las salas de cómputo de las escuelas y se instaló el programa con los instrumentos, además, se asistió a los salones para explicar a los estudiantes el objetivo del estudio, invitarlos a participar y entregarles un consentimiento informado para que sus padres de familia manifestaran si estaban de acuerdo en que los adolescentes participaran. Los estudiantes respondieron los instrumentos durante el horario escolar.
Análisis de datos
Se verificaron siete criterios para cada reactivo de la escala de bienestar psicológico en adolescentes: a) frecuencias en las opciones de respuesta menores al 50 %, b) puntajes de asimetría y curtosis ≥ 2, c) correlaciones con el puntaje total bajas (<0.20) o negativas, d) aumento o mejora de la consistencia interna al eliminar el reactivo, e) carga factorial baja (< 0.30), f) correlación baja del reactivo con la dimensión a la que pertenecía (< 0.30) y g) varianza residual alta. Se eliminaron los reactivos que tuvieron problemas con tres criterios o más.
El análisis factorial confirmatorio (AFC) de la escala se realizó con el programa estadístico R versión 3.5.1. Primero se llevó a cabo la prueba de Mardia y, como los datos no cumplían el supuesto de normalidad multivariada, se hizo el AFC con el método de extracción mínimos cuadrados no ponderados. Para determinar el ajuste del modelo se analizó el cociente χ 2 /gl (CMIN/DF), el TLI (índice de Tucker-Lewis), el CFI (índice de ajuste comparativo), el RMSEA (error cuadrático medio de aproximación) y el SRMR (residuo estandarizado cuadrático medio).
Se hizo el análisis de invarianza por sexo y para obtener las evidencias de validez convergente y divergente se calcularon las correlaciones entre las dimensiones de bienestar psicológico, el involucramiento escolar, el promedio académico y el consumo de sustancias. Dado que los reactivos de la escala tenían un nivel ordinal de medición, se obtuvo la consistencia interna a partir de la matriz de correlaciones policóricas y se calculó el coeficiente de consistencia interna lambda 2 como evidencia de confiabilidad.
Resultados
De la escala de bienestar psicológico para adolescentes, se excluyeron 12 de los reactivos de la versión original por no cumplir con los criterios mencionados en la sección de análisis estadístico. Los 17 reactivos restantes se analizaron y se determinó una adecuada significancia estadística de la prueba de esfericidad de Bartlett (p < 0.01) y también un valor adecuado del KMO (0.88). Se encontraron cinco factores a través del gráfico de análisis paralelo.
El modelo de cinco factores registró índices de ajuste adecuados: CMIN/ GL = 4.94, TLI = 0.958, CFI = 0.966, RMSEA = 0.063 (IC = 0.058 - 0.068) y SRMR = 0.041. El coeficiente de consistencia interna fue también adecuado, λ 2 = 0.90 para el total de la escala B-PA. En la Tabla 1 se presentan los valores de consistencia interna para cada factor, las correlaciones entre factores y los coeficientes factoriales estandarizados de los reactivos. El valor más bajo que se tuvo de consistencia interna fue en la subescala de relaciones positivas; sin embargo, está cerca del valor adecuado de 0.80.
Tabla 1 Análisis factorial confirmatorio de la escala BP-A en adolescentes tempranos
| Factor: Propósito de vida λ2 =0.88 | Carga factorial | ||||||
| Tengo metas claras sobre lo que quiero hacer en mi vida | 0.84 | ||||||
| Tengo un plan sobre lo que quiero hacer con mi vida los próximos años | 0.82 | ||||||
| Tengo un plan de vida que le da dirección y guía mis acciones | 0.81 | ||||||
| Me he propuesto lograr varias metas | 0.79 | ||||||
| Factor: Autoaceptación λ2=0.83 | |||||||
| Me quiero con todos mis defectos | 0.90 | ||||||
| Acepto mis defectos | 0.89 | ||||||
| Odio mis defectos* | 0.54 | ||||||
| Factor: Control personal λ2=0.83 | |||||||
| Puedo controlar mis impulsos | 0.84 | ||||||
| Domino fácilmente mi carácter | 0.81 | ||||||
| Controlo mi comportamiento, aunque esté alterado(a) | 0.71 | ||||||
| Factor: Relaciones positivas λ2 =0.79 | |||||||
| Me llevo bien con mis compañeros(as) | 0.83 | ||||||
| Tengo buenas relaciones con mis compañeros(as) | 0.79 | ||||||
| Me relaciono fácilmente con personas de mi edad | 0.68 | ||||||
| Factor: Crecimiento personal λ2 =0.80 | |||||||
| Estudio para saber más y enfrentar los retos de la vida | 0.74 | ||||||
| Si me esfuerzo logro lo que quiero | 0.72 | ||||||
| Estoy interesado en adquirir habilidades nuevas | 0.70 | ||||||
| Me intereso en perfeccionar mis habilidades | 0.68 | ||||||
| Correlaciones interfactor | |||||||
| Autoaceptación | Control personal | Relaciones positivas | Crecimiento personal | ||||
| Propósito de vida | 0.44 | 0.38 | 0.51 | 0.74 | |||
| Autoaceptación | 0.44 | 0.49 | 0.54 | ||||
| Control personal | 0.41 | 0.43 | |||||
| Relaciones positivas | 0.56 | ||||||
Nota: Correlaciones significativas al p < 0.01 * Reactivo que debe ser invertido para calificarlo
Para probar la invarianza de medición por sexo de la escala de bienestar psicológico para adolescentes (BP-A), se realizaron AFC multigrupo (Tabla 2). Se probó el modelo de invarianza de configuración (M1), el modelo de invarianza métrica (M2) y el modelo de invarianza estricta (M4). Ya que la χ2 es sensible al tamaño de la muestra y a la distribución libre de los datos (Hair et al., 1999), se retomó el criterio de Cheung y Rensvold (2002) respecto a que, si la diferencia entre CFI de dos modelos es ≤ 0.01, los modelos son equivalentes. Los resultados indicaron un buen ajuste de los reactivos al modelo de cinco dimensiones de la BP-A en adolescentes tempranos y mostraron que los índices de ajuste fueron comparables, por lo que no varía la medición del bienestar psicológico con el instrumento BP-A en hombres y mujeres.
Tabla 2 Modelos de invarianza de la BP-A en adolescentes tempranos
| Modelo | χ2(gl) | χ2/gl | CFI | RMSEA (IC 90%) | Comparación | Δχ2 | ΔCFI | ΔRMSEA |
| p>.05 | ≤ 0.01 | ≤ 0.015 | ||||||
| M1. Invarianza | ||||||||
| de | 468.496 | 0.034 | ||||||
| configuración | (218) | 2.14 | 0.957 | (0.030- | ||||
| (línea base) | 0.038) | |||||||
| M2. Invarianza | 0.033 | M2 | ||||||
| métrica o débil | 487.669 | (0.029- | vs | 19.173 (12), | -0.001 | -0.001 | ||
| (λ restringidas) | (230) | 2.12 | 0.956 | 0.038) | M1 | p = 0.084 | ||
| M3. Invarianza | ||||||||
| escalar o | 542.331 | 0.035 | M3 | |||||
| fuerte (λ y τ | (247) | 2.19 | 0.949 | (0.031- | vs | 54.662 (17), | -0.007 | 0.002 |
| restringidos) | 0.039) | M2 | p = 0.000 | |||||
| M4. Invarianza | 0.035 | M4 | ||||||
| estricta (λ, τ y | 613.16 | (0.031- | Vs | 70.836 (32), | ||||
| θ restringidos) | 7 (279) | 2.19 | 0.942 | 0.038) | M3 | p = 0.000 | -0.007 | 0.000 |
Como evidencia de validez convergente se obtuvieron las correlaciones de las dimensiones de bienestar psicológico con tres dimensiones de involucramiento escolar y con el promedio académico (Tabla 3).
Tabla 3 Correlaciones entre dimensiones de la escala BP-A con involucramiento escolar (I. E.), promedio académico y consumo de sustancias
| Dimensiones de bienestar psicológico | Propósito de vida | Control personal | Autoaceptación | Crecimiento personal | Relaciones positivas con otros |
| I. E. Conductual | 0.34** | 0.35** | 0.28** | 0.40** | 0.25** |
| I. E. Emocional | 0.29** | 0.27** | 0.35** | 0.34** | 0.34** |
| I. E. Cognitivo | 0.45** | 0.36** | 0.35** | 0.57** | 0.35** |
| Promedio académico | 0.14** | 0.09** | 0.08* | 0.16** | 0.14** |
| Consumo de sustancias | -0.10** | -0.18** | -0.12** | -0.12** | -0.08** |
Nota: Correlaciones significativas al **p < 0.01, * p < 0.05.
Las correlaciones fueron positivas y estadísticamente significativas, pero bajas o moderadas. Con relación a la evidencia de validez divergente (Tabla 3), se identificaron correlaciones estadísticamente significativas, negativas y bajas entre las dimensiones de bienestar psicológico y la variable consumo de sustancias.
Discusión
Se confirmó un modelo de cinco dimensiones de bienestar psicológico para adolescentes tempranos: crecimiento personal, propósito de vida, autoaceptación, control personal y relaciones positivas con otros. El modelo presentó índices de ajuste y coeficientes de consistencia interna adecuados. En consecuencia, la escala de bienestar psicológico para adolescentes con 17 reactivos es un instrumento que se puede utilizar con adolescentes tempranos para conocer su nivel de bienestar psicológico.
Con el análisis de datos no se encontraron las dimensiones planes a futuro y rechazo personal que la versión original de la escala BP-A sí considera. Esto puede deberse a que los adolescentes con quienes se desarrolló la escala fueron estudiantes de bachillerato de entre 15 y 18 años, mientras que, en esta investigación, los participantes eran estudiantes de secundaria con edades entre 11 y 15 años. Ryff y Singer (2008) han explicado que las dimensiones del bienestar psicológico cambian con la edad y que cada etapa de desarrollo tiene desafíos distintos; en el caso de los adolescentes tempranos, puede no ser relevante la dimensión de planes a futuro, porque se encuentran saliendo de la infancia, pero, para los estudiantes de bachillerato que están próximos a la elección de carrera, sí puede serlo. Por otro lado, que la dimensión rechazo personal en adolescentes tempranos no se mantuviera podría deberse a la diferente madurez que estos tienen con respecto a los adolescentes tardíos para evaluar su personalidad y características negativas.
En cuanto a las cinco dimensiones que se hallaron, en lugar de las siete que originalmente tiene la escala BP-A, cabe destacar que esta reducción de factores no solo ocurre con esta escala, pues hay evidencia empírica de que la escala de bienestar desarrollada por Ryff, al aplicarse en diferentes muestras de adolescentes, disminuye el número de dimensiones a cuatro (Blasco-Belled y Alsinet, 2022; Díaz Gamarra et al., 2020; Loera-Malvaez et al., 2008; Meier y Oros, 2019), tres (Nava et al., 2018) dos (Chauca y Briones, 2023) o una dimensión (Dominguez-Lara et al., 2019). La diversidad de organización que se ha encontrado de las dimensiones de bienestar psicológico puede obedecer a las diferencias culturales (Ryff, 1989) o de edad de las muestras y, por ello, será importante retomar lo planteado por Gao y McLellan (2018), Medina-Calvillo et al. (2013), Moreta-Herrera et al. (2021) y Véliz (2012) respecto a que es necesario continuar con la adecuación de instrumentos con base en la edad y la cultura.
Dado que en la adolescencia la persona se enfrenta a cambios importantes a nivel físico, cognitivo y de interacción social, tiene sentido que la dimensión del bienestar psicológico que se mantiene en los diferentes estudios con adolescentes, incluido este, es la autoaceptación; ya sea como dimensión independiente (Díaz Gamarra et al., 2020; Loera-Malvaez et al., 2008, Meier y Oros, 2019) o formando una dimensión junto con propósito de vida (Chauca y Briones, 2023). En cambio, la dimensión que se pierde en los diferentes estudios con adolescentes es dominio del ambiente (Chauca y Briones, 2023; Díaz Gamarra et al., 2020; Loera-Malvaez et al., 2008; Meier y Oros, 2019), al parecer, esta dimensión no es significativa en los adolescentes tempranos y medios que aún dependen de sus padres o familiares. Como una alternativa a la dimensión domino del ambiente, se podría incluir en la evaluación del BP de los adolescentes la dimensión control personal, propuesta por González-Fuentes y Andrade (2016), que implica el control de impulsos y del comportamiento cuando se está alterado emocionalmente.
Respecto a la invarianza de la escala BP-A por sexo, se encontró que los puntajes podrían ser comparados entre hombres y mujeres; esta característica de invarianza también se ha descubierto en las versiones breves de la SPWB en población joven (García et al., 2023; Stavraki et al., 2022), universitaria (Blanco et al., 2019) y adulta (García et al., 2023; Li et al., 2015). Será importante realizar el análisis de invarianza de la BP-A entre adolescentes tempranos y medios, así como entre muestras de otros países para conocer su utilidad en estos diferentes grupos.
Las correlaciones entre BP, involucramiento escolar, promedio escolar y consumo de sustancias fueron estadísticamente significativas y en la dirección correcta, es decir, positiva con involucramiento escolar y promedio escolar, y negativa con consumo de sustancias; solo que, al ser correlaciones bajas, no se pueden considerar evidencias de validez convergente y divergente. En futuros estudios con adolescentes tempranos se sugiere tomar en consideración otras variables para obtener evidencias de validez, por ejemplo, inteligencia emocional (Morales-Rodríguez et al., 2020), autoestima (García et al., 2019) y uso problemático del internet (Bernal-Ruiz et al., 2017).
Conclusiones
El BP es clave en la adolescencia, porque implica elementos como el crecimiento personal, las relaciones positivas y otros aspectos necesarios para el desarrollo óptimo en esta etapa, así como para la incorporación a la vida adulta. La medición adecuada del BP permitirá identificar a los adolescentes tempranos que requieren apoyo en esta área. Por esta razón, es importante continuar con la obtención de evidencias de confiabilidad y validez de los instrumentos que lo miden. La BP-A es una escala breve que tiene evidencias de confiabilidad y validez adecuadas para medir el BP en adolescentes tempranos hombres y mujeres, y los resultados son útiles para ser considerados en el diseño de estrategias de intervención en beneficio de este sector de la población.
Entre las limitantes de esta investigación, se puede mencionar que el muestreo fue no probabilístico; en futuras investigaciones, se sugiere que la muestra sea aleatoria y que se considere evaluar la invarianza en adolescentes tempranos, medios y tardíos, además de obtener evidencias de validez convergente y divergente.
