Validity of the Satisfaction with Life Scale in Colombia and factorial equivalence with Spanish data

Referencia completa: Ruiz, F. J., Suárez-Falcón, J. C., Flórez, C. L., Odriozola-González, P., Tovar, D., López-González, S., & Baeza-Martín, R. (2019). Validity of the Satisfaction with Life Scale in Colombia and factorial equivalence with Spanish data. Revista Latinoamericana de Psicología, 51(2), 58-65. https://doi.org/10.14349/rlp.2019.v51.n2.1

Tipo de estudio: Validación transcultural y análisis de equivalencia factorial de medida

Contexto y objetivos

La Escala de Satisfacción con la Vida (SWLS; Diener et al., 1985) es un instrumento ampliamente utilizado para evaluar la satisfacción vital, conceptualizada como una evaluación global y subjetiva de la calidad de vida basada en la comparación entre el estado actual del individuo y su estándar de lo deseable. Aunque el SWLS ha sido traducido al español y utilizado en varios estudios colombianos, no había sido formalmente validado en el contexto colombiano, lo que limitaba la capacidad de conducir investigaciones con garantías científicas sólidas. Además, aunque el SWLS se utiliza frecuentemente para comparar satisfacción vital entre países, existe evidencia limitada sobre la equivalencia factorial entre culturas hispanohablantes, particularmente entre Colombia y España.

El objetivo principal de este estudio fue doble: (1) explorar las propiedades psicométricas del SWLS en Colombia mediante tres muestras distintas (estudiantes universitarios, población general y muestra clínica), y (2) analizar la equivalencia factorial del instrumento entre muestras colombianas y españolas. Los autores esperaban encontrar consistencia interna adecuada, estructura unifactorial, invarianza de medida según género en las muestras colombianas, y correlaciones positivas con medidas de vida valiosa así como correlaciones negativas con síntomas emocionales, pensamientos negativos, evitación experiencial y fusión cognitiva.

Método

Participantes

El estudio incluyó un total de 1.587 participantes colombianos distribuidos en tres muestras:

• Muestra 1 (Estudiantes universitarios colombianos): 762 universitarios (edad: 18-63, M = 21,16, DE = 3,76) de siete universidades en Bogotá. El 46% estudiaba psicología; los demás cursaban derecho, ingeniería, filosofía, comunicación, negocios, medicina y teología. El 62% eran mujeres. El 26% reportó haber recibido tratamiento psicológico o psiquiátrico alguna vez, pero solo 4,3% estaba en tratamiento actual. El 2,9% estaba tomando medicación psicotrópica.

• Muestra 2 (Población general colombiana online): 724 participantes (74,4% mujeres, edad: 18-88, M = 26,11, DE = 8,93). El 17,8% tenía educación primaria o media, 63,8% eran estudiantes o graduados universitarios, y 18,4% cursaba o tenía estudios de posgrado. Respondieron a una encuesta anónima distribuida por redes sociales. El 45% reportó haber recibido tratamiento psicológico o psiquiátrico alguna vez, pero solo 8,4% estaba en tratamiento actual. El 5,4% reportó usar medicación psicotrópica.

• Muestra 3 (Muestra clínica colombiana): 101 pacientes (52 mujeres, edad: 18-67, M = 32,22, DE = 12,09) siendo tratados en un centro de consulta psicológica privado en Bogotá. El 67,3% presentaba trastorno emocional y 32,7% trastorno sexual. Solo el 5% reportó tomar medicación psicotrópica.

Las tres muestras españolas que sumaban 1.057 participantes fueron:

• Muestra 4 (Estudiantes universitarios españoles): 235 estudiantes (62,6% mujeres, edad: 18-61, M = 27,95, DE = 10,55) de tres universidades españolas. El 27% estudiaba psicología. El 17,4% había recibido tratamiento psicológico o psiquiátrico alguna vez, 3,4% estaba en tratamiento actual, y 3,8% tomaba medicación psicotrópica.

• Muestra 5 (Población general española online): 731 participantes (78,1% mujeres, edad: 18-89, M = 35,09, DE = 11,72). El 34,7% tenía educación primaria o media, 42% eran estudiantes o graduados universitarios, y 23,3% cursaba o tenía estudios de posgrado. Respondieron a encuesta anónima por redes sociales. El 44% había recibido tratamiento psicológico o psiquiátrico alguna vez, 13,1% estaba en tratamiento actual, y 12,2% reportó usar medicación psicotrópica.

• Muestra 6 (Muestra clínica española): 91 pacientes (54 mujeres, edad: 18-63, M = 39,45, DE = 13,04) siendo tratados en un centro de consulta psicológica privado en España. El 76,9% presentaba trastorno emocional. El 36% reportó tomar medicación psicotrópica.

Instrumento(s) evaluado(s)

Escala de Satisfacción con la Vida (SWLS; Diener et al., 1985; traducción al español por Atienza et al., 2000): Escala de 5 ítems, tipo Likert de 7 puntos (7 = totalmente de acuerdo; 1 = totalmente en desacuerdo) que mide el bienestar autopercibido. Los ítems incluyen afirmaciones como "Estoy satisfecho con mi vida" e "En la mayoría de los aspectos, mi vida es como quiero que sea". Antes de la administración, se realizó un estudio piloto con 10 estudiantes universitarios colombianos que confirmó la claridad comprensible de los ítems.

Otros instrumentos de medida

• Cuestionario de Vida Valiosa (VQ; Smout et al., 2014; traducción al español por Ruiz et al., 2019): 10 ítems, Likert de 7 puntos. Evalúa vida valiosa con dos subescalas: Progreso (enactación de valores) y Obstrucción (disruption de vida valiosa). Alfas reportadas en el estudio: Progreso .81-.88; Obstrucción .78-.86.

• Escalas de Depresión, Ansiedad y Estrés-21 (DASS-21; Antony et al., 1998): 21 ítems, Likert de 4 puntos. Mide estados emocionales negativos con tres subescalas: Depresión, Ansiedad y Estrés. Alfas reportadas: Depresión .86-.91; Ansiedad .80-.85; Estrés .80-.88.

• Cuestionario de Salud General-12 (GHQ-12; Goldberg & Williams, 1988): 12 ítems, Likert de 4 puntos. Screening de trastornos psicológicos. Alfas reportadas: .88-.91.

• Cuestionario de Pensamientos Automáticos-8 (ATQ-8; Netemeyer et al., 2002): 8 ítems, Likert de 5 puntos. Mide frecuencia de pensamientos negativos automáticos. Alfas reportadas: .85-.91.

• Cuestionario de Aceptación y Acción-II (AAQ-II; Bond et al., 2011): 7 ítems, Likert de 7 puntos. Mide evitación experiencial e inflexibilidad psicológica. Alfas reportadas: .88-.91.

• Cuestionario de Fusión Cognitiva (CFQ; Gillanders et al., 2014): 7 ítems, Likert de 7 puntos. Mide fusión cognitiva. Alfas reportadas: .89-.93.

Análisis de datos

Se utilizó LISREL 8.71 para imputación de valores faltantes mediante patrón de respuesta coincidente (solo faltaba un valor) y análisis factorial confirmatorio (AFC). Debido a que la SWLS utiliza escala ordinal, se empleó el método de mínimos cuadrados ponderados (WLS) con correlaciones policóricas, recomendado para muestras grandes con menos de 20 ítems. Se evaluaron los índices de ajuste: RMSEA (raíz del error cuadrático medio de aproximación), CFI (índice de ajuste comparativo) e NNFI (índice de ajuste no normado). Se consideró RMSEA < .05 como ajuste muy bueno, < .08 como aceptable; CFI y NNFI > .95 como buen ajuste y > .90 como aceptable.

Para analizar invarianza métrica (cargas factoriales invariantes) y escalar (cargas factoriales e interceptos invariantes), se compararon tres modelos anidados: modelo de línea base múltiples-grupos (invarianza configurar), modelo de invarianza métrica y modelo de invarianza escalar. Se utilizaron criterios de Cheung y Rensvold (2002) y Chen (2007): ΔRMSEA < .01, ΔCFI y ΔNNFI ≥ -.01.

Se calcularon alfas de Cronbach y omega de McDonald con intervalos de confianza del 95% mediante bootstrap percentil usando el paquete MBESS en R. Se obtuvieron correlaciones elemento-total corregidas, análisis descriptivos, pruebas t de muestras independientes (con d de Cohen para efectos significativos), y correlaciones de Pearson para validez convergente.

Resultados

Estructura factorial

El ajuste del modelo unifactorial fue muy bueno en las muestras colombianas consideradas conjuntamente: χ²(5) = 26,18, p < .01; RMSEA = .052, IC del 90% [.034, .073]; CFI = .99; NNFI = .99. En las muestras por separado, la Muestra 1 (estudiantes) mostró χ²(5) = 18,42, p < .01; RMSEA = .059, IC del 90% [.032, .090]; CFI = .98; NNFI = .99; la Muestra 2 (población general) mostró χ²(5) = 14,94, p < .01; RMSEA = .053, IC del 90% [.040, .070]; CFI = .99; NNFI = .99. La Muestra 3 (clínica) mostró un RMSEA más alto (χ²(5) = 9,50, p < .01; RMSEA = .095, IC del 90% [.00, .18]; CFI = .97; NNFI = .99) atribuible al tamaño pequeño de la muestra. Las cargas factoriales estandarizadas en la muestra colombiana general fueron: Ítem 1 = .79; Ítem 2 = .82; Ítem 3 = .91; Ítem 4 = .73; Ítem 5 = .78.

Fiabilidad

La consistencia interna fue excelente. El alfa de Cronbach varió de .85 (Muestras 1 y 3) a .89 (Muestra 2), con un alfa global para la muestra colombiana total de .89 [IC .88, .90]. El omega de McDonald fue muy similar: Muestra 1 = .85 [IC .83, .87]; Muestra 2 = .89 [IC .88, .91]; Muestra 3 = .86 [IC .79, .90]; total = .87 [IC .86, .88]. Las correlaciones elemento-total corregidas fueron buenas en todas las muestras (rango: .59 a .83).

Validez basada en relaciones con otras variables

El SWLS mostró correlaciones en direcciones teóricamente coherentes con todos los constructos evaluados. Correlaciones positivas con Vida Valiosa-Progreso: r = .49 (Muestra 1), .64 (Muestra 2), .56 (Muestra 3), todas p < .001. Correlaciones negativas con Vida Valiosa-Obstrucción: r = -.27 (Muestra 1), -.50 (Muestra 2), -.47 (Muestra 3), todas p < .001.

Correlaciones negativas con DASS-21 Depresión: r = -.41, -.57, -.52 para las Muestras 1-3 respectivamente. Con DASS-21 Ansiedad: r = -.27, -.40, -.45. Con DASS-21 Estrés: r = -.26, -.44, -.49. Con GHQ-12: r = -.43 (Muestra 1), -.37 (Muestra 3). Con ATQ-8 (pensamientos negativos): r = -.44, -.60, -.54. Con AAQ-II (evitación experiencial): r = -.42, -.57, -.57. Con CFQ (fusión cognitiva): r = -.36, -.52, -.51. Todas estas correlaciones fueron significativas p < .001.

Respecto a validez de criterio, la Muestra 3 (clínica) mostró puntuaciones significativamente más bajas que las muestras no clínicas (Muestras 1 y 2). Comparación con Muestra 1: t(855) = 5,77, p < .001, d = .66 [IC .45, .87]. Comparación con Muestra 2: t(823) = 3,24, p = .001, d = .36 [IC .15, .56]. Las puntuaciones medias fueron: Muestra 1 (M = 24,87, DE = 6,93); Muestra 2 (M = 22,76, DE = 6,95); Muestra 3 (M = 20,26, DE = 7,62).

No hubo diferencias significativas entre hombres y mujeres en la Muestra 1 [t(752) = .82, p = .41] ni Muestra 3 [t(99) = 1,11, p = .27]. En la Muestra 2, hubo diferencia pequeña que favoreció a mujeres [hombres: M = 21,84, DE = 6,85; mujeres: M = 23,09, DE = 6,93; t(708) = -2,07, p = .039, d = 0,18].

Invarianza de medida

El análisis de invarianza métrica y escalar fue exitoso en todos los niveles comparados. Entre las tres muestras colombianas, se demostró invarianza escalar: ΔRMSEA = -.002, ΔCFI = -.003, ΔNNFI = -.001, todos < .01. Entre hombres y mujeres en Colombia, también se confirmó invarianza escalar: ΔRMSEA = .0052, ΔCFI = .000, ΔNNFI = .002. Entre Colombia y España, se observó invarianza escalar: ΔRMSEA = .0045, ΔCFI = -.001, ΔNNFI = .001. Estos resultados indican que el SWLS mide el mismo constructo de la misma manera en todos estos grupos.

Discusión y conclusiones

El SWLS demostró excelentes propiedades psicométricas en Colombia. Los resultados replicaron el modelo unifactorial original, mostraron consistencia interna excelente, y evidenciaron validez convergente y de criterio sólidas. El hallazgo más importante fue la equivalencia factorial demostrada entre muestras colombianas y españolas a nivel de invarianza escalar, lo que significa que los puntajes pueden compararse entre estos países sin sesgo de medida. Este resultado es particularmente notable porque, según los autores, investigaciones previas han encontrado escala invarianza en solo uno de once estudios publicados sobre invarianza del SWLS entre culturas.

Los autores reconocen varias limitaciones. Primero, no se recopilió información diagnóstica sistemática para los participantes clínicos. Segundo, no se analizaron aspectos de validez como sensibilidad al cambio terapéutico. Tercero, la proporción de mujeres fue significativamente mayor que la de hombres en todas las muestras, aunque esta limitación se redujo mediante el análisis de invarianza según género. Cuarto, la edad media de la Muestra 2 fue relativamente baja, posiblemente debido al mayor uso de redes sociales entre jóvenes en Colombia.

Discusión y conclusiones

La versión en español del SWLS traducida por Atienza et al. (2000) mostró propiedades psicométricas robustas en Colombia y equivalencia factorial con muestras españolas. El hallazgo más importante fue la equivalencia factorial demostrada entre muestras colombianas y españolas a nivel de invarianza escalar, lo que significa que los puntajes pueden compararse entre estos países sin sesgo de medida. Los autores reconocen varias limitaciones: no se recopilió información diagnóstica sistemática para participantes clínicos; no se analizaron aspectos de validez como sensibilidad al cambio terapéutico; la proporción de mujeres fue significativamente mayor que la de hombres; y la edad media de una muestra fue relativamente baja.

Importancia y contribución

Este estudio contribuye a la validación transcultural del SWLS demostrando propiedades psicométricas robustas en Colombia y estableciendo equivalencia factorial transnacional con muestras españolas. Al demostrar invarianza escalar entre países, el trabajo facilita la comparación válida de satisfacción vital entre contextos hispanohablantes y proporciona garantías psicométricas sólidas para estudios comparativos internacionales. Las correlaciones esperadas con medidas de inflexibilidad psicológica confirman la relevancia teórica del instrumento para evaluación de bienestar y resultados clínicos.