ISSN-L: 0798-1015 • eISSN: 2739-0071 (En línea)
https://www.revistaespacios.com Pag. 97
Vol. 45 (02) 2024 • Mar-Abr • Art. 8
Recibido/Received: 06/03/2024 • Aprobado/Approved: 28/03/2023 • Publicado/Published: 31/03/2024
DOI: 10.48082/espacios-a24v45n02p08
Análisis de las propiedades psicométricas de la Escala de
Florecimiento de Diener en jóvenes universitarios
Analysis of the psychometric properties of the Diener flourishing scale in young university
students
ARÍZAGA, Fabiola E.
1
REYES, Ivonne P.
2
SÁNCHEZ, Yadira L.
3
PLACENCIO, Mauricio R.
4
Resumen
El objetivo fue analizar las propiedades psicométricas de la Escala de Florecimiento de Diener en
estudiantes universitarios. La metodología implicó juicio de expertos, entrevistas cognitivas, grupos
focales y pilotaje para validar el contenido y aspectos culturales. Posteriormente, se aplicó la escala
(N=280) y se realizó análisis factorial exploratorio y de consistencia interna. Se obtuvo
unidimensionalidad, con adecuada confiabilidad (α=0.97). Finalmente, la escala presenta propiedades
psicométricas apropiadas en la muestra, posibilitando su aplicación para evaluar intervenciones de
promoción.
Palabras clave: florecimiento, psicología positiva, propiedades psicométricas
Abstract
The objective was to analyze the psychometric properties of Diener's Flourishing Scale in university
students. The methodology involved expert judgment, cognitive interviews, focus groups and piloting
to validate the content and cultural aspects. Subsequently, the scale was applied (N=280) and
exploratory factorial and internal consistency analysis were performed. It was obtained
unidimensionality, with adequate reliability (α=0.97). Finally, the scale presents appropriate
psychometric properties in the sample, enabling its application to evaluate flourishing promotion
interventions.
Key words: flourishing, positive psychology, psychometric properties
1. Introducción
La Organización Mundial de la Salud (2001) señala que la salud mental implica más que la ausencia de trastornos.
De hecho, en su informe sobre la salud a nivel global subrayó, por primera vez, la naturaleza bio-psico-social del
1
Estudiante de pregrado. Carrera de Psicología Clínica. Universidad Técnica de Machala. Ecuador. farizaga1@utmachala.edu.ec
2
Estudiante de pregrado. Carrera de Psicología Clínica. Universidad Técnica de Machala. Ecuador. ireyes3@utmachala.edu.ec
3
Docencia universitaria. Carrera de Psicología Clínica. Universidad Técnica de Machala. Ecuador. ysanchez@utmachala.edu.ec
4
Docencia universitaria. Carrera de Psicología Clínica. Universidad Técnica de Machala. Ecuador. mplacencio@utmachala.edu.ec
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jóvenes universitarios»
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ser humano. Esto significa que para lograr un estado de bienestar es esencial considerar los aspectos personales
en su totalidad: psicológicos, físicos y social.
Dentro de este marco, Chaves (2021) divide al bienestar en dos categorías principales: hedónico y eudaimónico.
La hedonia se relaciona principalmente con el afecto positivo y la despreocupación, destacando su capacidad
para generar emociones positivas a corto plazo y liberar a las personas de preocupaciones momentáneas. Por
otro lado, la eudaimonia se asocia con el afecto positivo a largo plazo, el significado, la experiencia elevadora y
la vitalidad (Huta y Ryan, 2010).
La primera categoría es abordada por Diener (2000) en el Estudio del Bienestar Subjetivo (SWB), que se refiere a
las valoraciones que las personas hacen de sus vidas. Estas valoraciones abarcan tanto aspectos emocionales
como cognitivos. Un alto SWB se experimenta cuando hay una abundancia de emociones agradables y una
escasez de emociones desagradables, cuando se participa en actividades interesantes, cuando se experimentan
múltiples placeres y pocos dolores, y cuando existe satisfacción con la propia vida.
Ahora bien, la segunda categoría es en la que se basa el florecimiento humano, el cual ha sido conceptualizado
por diversos autores como un estado óptimo de bienestar que integra múltiples dimensiones positivas de la vida
(Węziak-Białowolska et al., 2019; Ryff, 1989; Keyes, 2002). Involucra aspectos como: propósito vital, relaciones
de calidad, funcionamiento positivo, emociones positivas y logros (Seligman, 2011). Así, el florecimiento humano
se entiende como una interacción dinámica entre el individuo y su entorno, donde ambos se influyen
mutuamente y contribuyen a una vida satisfactoria y significativa (VanderWeele et al., 2023).
El florecimiento humano se ha abordado desde perspectivas multidisciplinarias como la psicología positiva y la
filosofía (Cebral-Loureda et al., 2022) e implica un estado de plenitud que integra bienestar emocional y
funcionamiento efectivo, más allá de la ausencia de enfermedad, que se asocia al propósito vital, la autonomía
y la motivación intrínseca de cada individuo (Gaibor-González y Moreta-Herrera, 2020; Osorio et al., 2022; Logan
et al., 2023).
Así mismo, es un concepto dinámico con implicaciones para la salud mental, que requiere un abordaje sensible
a las particularidades individuales y culturales (Willen, 2022; Höltge et al., 2022). Ha sido tanta la relevancia que
se le ha dado al florecimiento que VanderWeele (2020) ha diseñado una guía de actividades destinadas a
fomentar el florecimiento, para abordar las preocupaciones acerca de brindar apoyo a quienes tienen niveles
más bajos de bienestar. Estas intervenciones (gratitud, imaginación, disfrute, voluntariado, etc.) son
esencialmente de bajo costo y se pueden realizar por uno mismo.
En relación con este tema, Annett (2016) plantea que los individuos tienen una inclinación natural hacia una
felicidad que va más allá del placer, enfocándose en la realización personal. Por ello, el florecimiento abarca
dimensiones como el bienestar emocional, psicológico, social, físico, material y espiritual (Cuadra y Florenzano,
2003; Voukelatou et al., 2021; Willen, 2022). Además, promover el bienestar en diferentes niveles brinda
protección frente a problemas de salud mental, por lo que el florecimiento debe concebirse como un objetivo
progresivo (Burns et al., 2022). Para fomentarlo, resulta fundamental establecer puntos de corte independientes
que permitan definir con claridad a los individuos que experimentan un estado de florecimiento y aquellos que
se encuentran en un estado de languidecimiento, basándose en criterios universales que no estén condicionados
por las particularidades de la muestra en estudio (Węziak-Białowolska, 2022), lo cual facilitaría su aplicación
tanto en salud pública como en contextos clínicos.
Cabe destacar que existen instrumentos desarrollados para evaluar dimensiones específicas del bienestar. Por
ejemplo, la Escala de Satisfacción con la Vida, en la que Diener et al. (1985) estandarizó el concepto de bienestar
subjetivo; la Escala PANAS para valorar emociones positivas y negativas (Watson et al., 1988); y por último, la
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Escala de Bienestar Psicológico (Ryff & Keyes, 1995) que mide seis dimensiones clave: autoaceptación, relaciones
positivas, autonomía, dominio del entorno, propósito en la vida y crecimiento personal. En la actualidad, una de
las herramientas más utilizadas para calcular el bienestar psicosocial es Flourising Scale (Diener et al., 2010)
traducido al español como Escala de Florecimiento (a continuación, por sus siglas en ingles FS), que mide aspectos
eudamónicos como relaciones positivas, autoestima, optimismo y propósito en la vida, entre otros (Davis et al.,
2019).
Varios estudios han utilizado la Flourising Scale de Diener et al. (2010) para evaluar el bienestar psicosocial en
diversas poblaciones y contextos. Se ha adaptado y validado satisfactoriamente en adolescentes (Patte et al.,
2021), adultos jóvenes (Conner et al., 2016), estudiantes universitarios (Bullock et al., 2020), trabajadores (Ho y
Chan, 2022) y veteranos de guerra (Umucu et al., 2018). A su vez, ha sido validada con óptimos resultados en
confiabilidad, previamente en países como Portugal α 0.83-0.78 (Silva y Caetano, 2013; Randon et al., 2023),
Japón α 0.88-0.95 (Sumi, 2013), Alemania α 0.85 (Esch at al., 2013), Nueva Zelanda α 0.87 (Hone et al., 2014),
Canadá α 0.89 (Howell y Buro, 2014) China α 0.90 (Tang et al., 2016), Francia α 0.82 (Villieux et al., 2016), Perú α
0.89 (Cassaretto y Martínez, 2017), España ω 0.89, α 0.84, α 0.74 (Ramírez-Maestre, et al., 2017; Checa et al.,
2018; Pozo & Bretones, 2019), entre otros. En conjunto, estos hallazgos respaldan el uso de la FS para evaluar
confiablemente el constructo multifacético del florecimiento humano en varias poblaciones.
Incluso, la Escala de Florecimiento Humano ha mostrado tener propiedades psicométricas adecuadas en diversos
contextos culturales, con evidencia de validez convergente, capacidad discriminante entre grupos, confiabilidad
y estabilidad temporal. En Egipto, se reportaron coeficientes de alfa de Cronbach de 0.82 a 0.86 (Salama-Younes,
2017); en Irán de 0.80 a 0.91 (Fassih-Ramandi et al., 2020) y en Arabia Saudita de 0.84 a 0.87 (Al-Dossary, 2021).
Sin embargo, se han observado algunas variaciones entre culturas en la operacionalización de ciertos ítems,
posiblemente debido a diferencias culturales.
Además, en Chile, la escala mostró una consistencia interna adecuada, con un alfa y beta superiores a 0.86, y no
se observaron diferencias por género en estudiantes (Carmona et al., 2022). En China, las mujeres y clases altas
obtuvieron puntuaciones más altas, con una adecuada confiabilidad (α=0,88), y se encontró una relación positiva
con el bienestar (Tong & Wang, 2017). Asimismo, la escala ha demostrado buena estabilidad temporal: cuando
se consideran las dimensiones específicas como variables dependientes, los participantes que informan
puntuaciones más altas en una dimensión tienen más probabilidades de informar posteriormente un alto nivel
de bienestar en el mismo dominio (Chen, et al., 2022).
Ahora bien, aunque la escala ha demostrado validez transcultural, la experiencia subjetiva de bienestar y
florecimiento está influenciada por factores culturales, sociales y económicos específicos (Wȩziak-Białowolska et
al., 2019). Según Muñiz et al. (2013), en las directrices para la traducción y adaptación de los tests enfatiza que,
para asegurar una adecuada adaptación de pruebas entre culturas se debe seleccionar expertos cualificados que
tomen en cuenta las diferencias lingüísticas, psicológicas y culturales entre las poblaciones. Asimismo, señalan
que deben emplearse diseños y procedimientos racionales apropiados que garanticen que la versión adaptada
de la prueba se ajusta adecuadamente a las características de la población a la cual está dirigida.
En efecto, como señala Elousa (2003), la validez no es una propiedad fija del instrumento, sino que depende de
la población, el contexto en el que se utiliza y un mismo ítem puede funcionar de manera distinta en dos
poblaciones. Por consiguiente, es necesario analizar las propiedades psicométricas de la Escala de Florecimiento
de Diener, considerando los distintos contextos culturales en los que se pretende emplear. En este sentido, es
importante anunciar la necesidad de hacerlo en jóvenes universitarios ecuatorianos y enfatizar los siguientes
beneficios: permitirá validar la escala para su uso específico en población joven de Ecuador, aportará evidencia
sobre las propiedades psicométricas de la escala en este grupo etario y contexto cultural, posibilitará un
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instrumento adecuado para evaluar el florecimiento en jóvenes ecuatorianos, contribuirá con información
relevante para el estudio del bienestar en este grupo poblacional; y favorecerá el diseño de intervenciones
culturalmente sensibles para promover su uso en población universitaria.
2. Metodología
En este estudio se utilizó un enfoque cuantitativo, de diseño transversal y alcance descriptivo, con una muestra
no probabilística (Hernández Sampieri et al., 2014) que estuvo conformada por 280 estudiantes. Se realizó en
dos fases: 1) Parte cualitativa, implicó el juicio de expertos y el sondeo a través de un grupo piloto para la
validación de contenido y parte cultural; 2) Análisis psicométrico de las propiedades de la escala mediante su
aplicación a la muestra.
2.1. Fase 1
La Escala del Florecimiento (Diener et al., 2010) contiene ocho ítems que mide el florecimiento (por ejemplo,
"Soy una buena persona y llevo una buena vida"). Cada ítem de la escala se califica en una escala tipo Likert de 7
puntos que va desde 1 (totalmente en desacuerdo) hasta 7 (totalmente de acuerdo). Las puntuaciones más altas
indican niveles más altos de florecimiento, que van desde 8 a 56. Se reportó que el coeficiente alfa de Cronbach
para la FS en la muestra original de estudiantes universitarios estadounidenses fue de 0.87, con una adecuada
estabilidad temporal en el coeficiente de clasificación test-retest de 0.71. Además, se encontró una correlación
significativa con la Escala de Bienestar Psicológico de Ryff (0.78) y la Escala de Satisfacción de Necesidades de
Ryan y Deci (0.71) (De la Fuente et al., 2017). No se observaron disparidades de género significativas en su
validación convergente con otras medidas de bienestar.
Para este estudio, se utilizó la escala validada en Perú por Cassaretto y Martínez (2017), la cual demostró
coeficientes de confiabilidad de 0.89 y correlaciones ítem-test en las escalas que van desde 0.61 hasta 0.71. Se
encontró un solo factor para la Escala de Florecimiento que explicó el 56.82% de la varianza (KMO = 0.91, c2 =
2384.19; gl = 28; p < 0.01). El análisis factorial confirmatorio, evaluado mediante el índice de ajuste corregido
Satorra-Bentler, mostró índices adecuados que oscilaron entre 0.61 a 0.79. El índice de ajuste para las escalas de
bienestar fueron los siguientes: 49.24 para X2; 2.46 en AFC (X2/df); 0.98 para CFI; 0.09 para el RMSEA; y 0.06
para el SRMR, que indican un buen ajuste (Cabrera-Nguyen, 2010).
2.2. Fase 2
Se procedió a la aplicación de la FS en estudiantes universitarios, a través del sistema informático Google Forms,
procedimiento que constó del consentimiento informado respectivo.
Posteriormente, se ejecutó un análisis factorial exploratorio (AFE) con la finalidad de determinar la solución
factorial en una población ecuatoriana. Después de verificar los requisitos previos para realizar un AFE, es decir,
el test de Kaiser Meyer Olkin (KMO), y el estadístico de esfericidad de Bartlett, se llevó a cabo la identificación
de factores mediante el método de ejes principales, el cual es particularmente útil para extraer la máxima
varianza. En cuanto a la técnica de rotación, no se aplicó debido a que la escala es unidimensional.
Adicionalmente, se utilizó la tabla de correlación de anti-imagen para verificar la idoneidad individual de cada
ítem en el análisis, descartando aquellas que no cumplían con los criterios mínimos de contribución a la
estructura factorial común.
Finalmente, se analizó la consistencia interna de la escala de Florecimiento Humano de Diener mediante el
programa IBM SPSS Statistics (versión 29.0). La evaluación psicométrica se realizó considerando la media, la
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asimetría, la curtosis, el alfa de Cronbach y el omega de McDonald, interpretando los resultados según las
recomendaciones hechas por Zinbarg et al. (2005).
3. Resultados
Luego de la verificación de los valores del coeficiente de Kappa (Landis y Koch, 1977) para el juicio de experto, se
determinó que el instrumento era apropiado para su aplicación. En la Tabla 1 se evidencia la fuerza de
concordancia de cada uno de los indicadores (0.67 suficiencia, 0.81 claridad, 0.83 coherencia, 0.79 relevancia).
Tabla 1
Coeficiene kappa de Fleiss
Indicador
Coeficiente kappa de Fleiss
Fuerza de concordancia
Suficiencia
0.67
Considerable
Claridad
0.81
Casi perfecta
Coherencia
0.83
Casi perfecta
Relevancia
0.79
Considerable
Fuente: Elaboración propia
Se efectuó un estudio de análisis factorial exploratorio con el objetivo de evaluar la validez de constructo del
instrumento de medición, escala de Florecimiento Humano de Diener. La interpretación del estadístico de Kaiser-
Meyer-Olkin (KMO) sugirió que los datos eran apropiados para el análisis factorial (KMO = 0.95). Además, la
prueba de esfericidad de Bartlett también indicó una correlación significativa en los datos para el análisis factorial
(chi-cuadrado = 2573.16, p < 0.001).
Tabla 2
Prueba de KMO y Bartlett
Medida Keiser-Meyer-Olkin de adecuación de muestreo
Fuente: Elaboración propia
Los ocho elementos dentro de la solución unidimensional de un factor latente (sin rotación utilizada) tuvieron
cargas factoriales entre 0.83 y 0.92 y representaron el 81.29% de la varianza total.
Luego de analizar las correlaciones de anti-imagen de la escala, se determina que no es necesario eliminar ningún
ítem. Los valores observados oscilaron entre 0.94 y 0.96, lo que indica una fuerte relación inversa entre los ítems
y sus respectivas matrices de anti-imagen. Esto sugiere que cada ítem aporta de manera significativa a la medida
del constructo subyacente o factor, sin que ninguno de ellos distorsione de manera notable la estructura general
de la escala.
Adicionalmente, el análisis de las cargas factoriales reflejadas en los valores de las comunalidades indicaron que
todos los ítems tienen una contribución significativa al constructo que se está midiendo. Los valores de las
comunalidades para cada ítem fueron altos, con el primer ítem (p1) presentando una comunalidad de 0.809,
seguido por valores igualmente robustos para los ítems subsiguientes: p2 con 0.692, p3 con 0.821, p4 con 0.743,
p5 con 0.812, p6 con 0.831, p7 con 0.745, y p8 con 0.840 (Tabla 3).
La interpretación de la matriz de componentes principales (Tabla 3) muestran que una serie de ítems se asocian
estrechamente con un factor único, reflejado en sus altas cargas factoriales. Estas cargas, que son medidas de la
correlación de cada ítem con el factor identificado, varían desde 0.916 para el ítem p8 hasta 0.832 para el ítem
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p2. Esta variación en las cargas factoriales sugiere que, aunque todos los ítems están significativamente
relacionados con el mismo factor, algunos ítems como p8, p6, y p3 (con cargas de 0.916, 0.911, y 0.906,
respectivamente) tienen una relación más fuerte con el factor que otros. Estas altas cargas indican una
contribución más directa y relevante de estos ítems al constructo general medido por el factor.
Tabla 3
Comunalidades y Matriz factorial
Comunalidades
Matriz Factorial
Inicial
Extracción
Factor 1
Pregunta 1
.79
.81
.90
Pregunta 2
.71
.70
.83
Pregunta 3
.80
.82
.91
Pregunta 4
.75
.74
.86
Pregunta 5
.81
.81
.90
Pregunta 6
.82
.83
.91
Pregunta 7
.74
.74
.83
Pregunta 8
.81
.84
.92
Fuente: Elaboración propia
Por otro lado, los resultados del análisis de confiabilidad de consistencia interna se muestran en la Tabla 4 . El
alfa de Cronbach para la estructura de factor latente único fue de 0.97. Este valor es alto, lo que indica que los
ítems de la escala muestran una consistencia interna excelente (Gliem & Gliem, 2003). Es decir, los ítems están
muy correlacionados entre sí, sugiriendo que todos ellos miden el mismo factor latente.
El coeficiente Omega también arroja un valor de 0.97, lo cual es consistente con el alfa de Cronbach y reafirma
la alta fiabilidad de la escala. El coeficiente Omega es considerado una medida más precisa de la fiabilidad, este
puntaje sugiere que una gran proporción de la varianza observada en las puntuaciones de la escala puede
atribuirse a la varianza “original” del factor que se está midiendo, con muy poca varianza debido al error de
medición.
Tabla 4
Consistencia interna
Media
DS
Asimetría
Curtosis
Pregunta 1
5.17
1.55
-1.12
.48
Pregunta 2
5.16
1.50
-1.14
.70
Pregunta 3
5.18
1.59
-1.03
.39
Pregunta 4
5.10
1.53
-1.10
.53
Pregunta 5
5.24
1.63
-1.26
.99
Pregunta 6
5.20
1.58
-1.12
.62
Pregunta 7
5.20
1.65
-1.08
.35
Pregunta 8
5.23
1.63
-1.22
.73
Fuente: Elaboración propia. *N= 279. α 0.97 y ω 0.97
4. Discusión
El estudio responde adecuadamente al objetivo planteado en esta investigación, que es analizar las propiedades
psicométricas de la Escala de Florecimiento de Diener en estudiantes universitarios ecuatorianos puesto que se
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evidenció una estructura unidimensional con alta consistencia interna (α 0.967) y propiedades psicométricas
adecuadas en la muestra estudiada.
El análisis factorial exploratorio mostró que los 8 ítems de la escalada se asocian fuertemente con un único factor
latente lo que concuerda con numerosas investigaciones previas que han reportado unidimensionalidad en
distintas versiones de la escala aplicadas en Portugal (Silva y Caetano, 2013), en China (Tong & Wang, 2017),
España (Checa et al., 2018; Pozo y Bretones, 2019), Chile (Carmona et al., 2022) e Irán (Fassih-Ramandi et al.,
2020), entre otras poblaciones. Las altas cargas factoriales en un solo componente reflejan que, aunque con
diferente grado de proporción, todos los ítems contribuyen a medir el mismo constructo subyacente. Sin
embargo, se han observado algunas variaciones entre culturas en ciertos ítems, posiblemente debido a
diferencias idiomáticas y socioculturales (Węziak-Białowolska et al., 2019), la estructura general unifactorial se
mantiene estable.
El alto coeficiente Omega (0,97) supera los valores informados en validaciones anteriores, que oscilaron entre
0,78 y 0,91 (Cassaretto y Martínez, 2017; Ramírez-Maestre et al., 2017; Salama-Younes, 2017; Tong & Wang,
2017). Esto aporta sólida evidencia sobre la fuerte consistencia interna de los ítems y la capacidad de la escala
para discriminar confiablemente entre niveles de florecimiento en el contexto universitario. Considerando las
particularidades culturales y del sistema educativo local, contar con un instrumento válido y confiable para esta
población es un aporte relevante, lo que permitirá a los investigadores locales llevar a cabo estudios más sólidos
y comparables internacionalmente sobre el florecimiento. Siendo así que la validación de esta escala posibilita
su aplicación para evaluar el bienestar psicosocial que resulta esencial para el diseño de políticas y programas
orientados a la promoción de la salud mental positiva y el florecimiento humano entre los jóvenes, considerando
la relevancia de este constructo para la salud en general.
Si bien la muestra por conveniencia limita la posibilidad de generalizar los resultados a todos los estudiantes
universitarios del país, constituye una primera evidencia sobre las cualidades psicométricas de la versión
adaptada al contexto local. Muñiz et al. (2013) hacen referencia a la importancia de utilizar diseños
metodológicos rigurosos, como el uso de muestras probabilísticas amplias y representativas, para garantizar la
validez de las adaptaciones interculturales de instrumentos de medición, siendo así, se requieren replicaciones
con muestreos probabilísticos y grupos más heterogéneos para confirmar la validez de la escala entre jóvenes
ecuatorianos.
En conclusión, los resultados de este estudio respaldan su aplicación en el contexto local, lo que sienta las bases
para continuar estudiando variables asociadas al florecimiento desde una perspectiva culturalmente sensible.
Sin embargo, se requiere más investigación para confirmar su invarianza métrica entre grupos sociodemográficos
en la población ecuatoriana.
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