La predisposición al afecto positivo y su relación con el bienestar: un estudio ex post facto prospectivo en población española.
Resumen:

Las acciones que facilitan el afecto positivo engloban aquellas formas de pensar, comportamientos y actividades que permiten mantener un elevado nivel de dicho afecto en la vida diaria. La presente investigación tiene como objetivo ofrecer datos sobre el funcionamiento psicométrico de la escala SANA, con el ánimo de entender el funcionamiento de las emociones positivas y la predisposición al afecto positivo. La muestra está compuesta por 383 residentes en España. Se analiza la relación entre las puntuaciones de la escala SANA con indicadores de bienestar y personalidad. Los resultados demuestran lo siguiente: (1) La escala tiene una consistencia interna en torno a .86. (2) La factorización del cuestionario arroja una estructura unidimensional (diferente a la estructura del cuestionario en su versión original) que permite explicar un 46% de varianza total permitiendo eliminar un ítem por baja carga factorial. (3) Existe relación entre las puntuaciones de la escala, la satisfacción vital, el bienestar, algunos rasgos de personalidad, y el afecto positivo. Los resultados se discuten organizados de acuerdo a esto y se exponen las limitaciones e implicaciones del presente estudio.

  • Palabras clave:
  • afecto positivo;
  • bienestar;
  • emociones positivas;
  • engagement;
  • Big Five;
  • Escala SANA.
Abstract:

The actions that assist positive affection encompass all forms of thinking, behaviors and activities that allow for the maintenance of a high level of positive affection in daily life. This research aims to provide data on the psychometric functioning of the SANA scale. The sample consists of 383 Spanish people. Psychometric properties of the questionnaire are analyzed. Moreover, the relationship between scores on this scale with well-being indicators and personality are studied. The results show that: (1) The scale has an internal consistency around .86. (2) The factorization of the questionnaire showed a unidimensional structure (different from the structure of the questionnaire in its original version) that explains 46% of total variance allowing to remove an item due to its low factor loading. (3) There is a relationship between the scores of the scale, life satisfaction, well-being, some personality traits, and positive affection.

  • Keywords:
  • Positive affection;
  • well-being;
  • positive emotions;
  • engagement;
  • Big Five;
  • SANA scale.
Historial:
  • » Recibido: 20/05/2016
  • » Revisado: 08/12/2016
  • » Aceptado: 19/12/2016
  • » Publición impresa: 12/9/2017

INTRODUCCIÓN

El afecto positivo es un constructo multi-componente que emerge cuando el sentimiento provocado por la emoción se percibe como positivo, cuando el estímulo que lo evoca es “bueno” o “positivo”, cuando cualquier comportamiento que tiene una persona en el momento en el que experimenta una emoción es categorizado de forma favorable, y cuando las consecuencias de esa emoción son beneficiosas (Averill, 1980; Avia & Vázquez, 2011; Cohn & Fredrickson, 2009). Las emociones positivas pueden ser englobadas en emociones placenteras, como la diversión, el asombro, la alegría, la gratitud, el interés, el amor y el orgullo (Carl, Soskin, Kerns, & Barlow, 2013). Estas emociones comparten una cualidad que es la alta valencia positiva, pero las diferencian los patrones de puesta en marcha (Campos, Shiota, Keltner, Gonzaga, & Goetz, 2013). Fernández-Abascal (2009) define las emociones positivas desde un enfoque práctico, considerando que las emociones positivas hacen que las personas sean más felices y puedan percibir que se satisfacen sus expectativas personales y sociales. El afecto positivo es definido como el grado en el cual las personas “reconocen e identifican la alegría y el placer de vivir” o “se involucran de una manera placentera con su entorno” (Avia & Vázquez, 2011, p. 27). Teniendo en cuenta este punto de partida, una cuestión interesante por plantear es si es posible que existan personas que puedan tener mayor predisposición a experimentar afecto positivo en el día a día, y cuál es la relación con variables de personalidad y bienestar.

La predisposición para el afecto positivo como característica individual

La emocionalidad positiva es una dimensión de tipo temperamental que representa la tendencia de un individuo a experimentar emociones positivas (Soskin, Carl, Alpert, & Fava, 2012). La predisposición para el afecto positivo se define como una serie de comportamientos y conocimientos que permiten a los individuos mantener un estado de ánimo positivo (Schutte & Malouff, 2015). Hay razones para pensar que esta predisposición podría ser una característica individual, es decir, un rasgo estable (Diener & Chan, 2011; Diener, Lucas, & Scollon, 2006; Diener & Seligman, 2002; Larsen & Diener, 1987; Lyubomirsky, King, & Diener, 2005; Watson, Clark, & Tellegen, 1988). Lyubomirsky et al. (2005) afirman que una gran parte de esta característica individual puede estar asociada a factores biológicos, otra más a circunstancias contextuales y una última porción de varianza puede ser explicada por las actividades del individuo.

Los resultados de los estudios empíricos, así como de las aproximaciones teóricas que trataron la naturaleza del desarrollo y mantenimiento del afecto positivo, proporcionan información acerca de qué comportamientos y cogniciones pueden ser beneficiosos a la hora de mantener el afecto positivo. Cualidades como el compromiso con la vida (Livingstone & Srivastava, 2012) y la regulación emocional (Gross & John, 2003) están correlacionados con mayor afecto positivo. Algunos estudios empíricos indican que el afecto positivo, tras cierto tiempo, retrocede a una línea base, es decir, a un set-point (Fredrickson, 2003; Fredrickson, Cohn, Coffey, Pek, & Finkel, 2008). Lyubomirsky et al. (2005) encontraron que ciertos aspectos de las actividades que llevan a cabo las personas pueden incrementar el afecto positivo y este afecto puede permanecer después de meses de seguimiento. El proceso de ampliación y construcción que se activa por altos niveles de afecto positivo (Fredrickson, 2000; 2003; 2006) puede contrarrestar el efecto de adaptación hedónica y contribuir a aumentar el afecto positivo. La teoría de ampliación y construcción de las emociones positivas propone que los altos niveles de afecto positivo conducen a una ampliación de la cognición y comportamiento, dando lugar a pensamientos divergentes y creativos, así como a mayor exploración. Esta ampliación conduce a más oportunidades para construir recursos, tales como la resiliencia personal o las habilidades sociales (Fredrickson, 2003). Estos recursos, a su vez, llevan a mejores resultados en la vida: mejor salud mental o mejores relaciones interpersonales (Fredrickson & Kurtz, 2011). Tanto la variedad de actividad cognitiva y comportamental asociada con la ampliación y creación de recursos, como los resultados de vida positivos resultantes pueden conducir al afecto positivo sostenido y, por tanto, contribuir a mantener mayores niveles de bienestar (Fredrickson, 2003).

Predisposición al afecto positivo y bienestar biopsicosocial

Las personas que típicamente experimentan altos niveles de afecto positivo tienden a tener mejor salud mental y física, mejor calidad en las relaciones interpersonales (Fredrickson et al., 2008; Lyubomirsky et al., 2005; Pressman & Cohen, 2005; Seligman, Steen, Park, & Peterson, 2005; Steptoe, Dockray, & Wardle, 2009; Wood & Tarrier, 2010) y viven más tiempo (Diener & Chan, 2011). Las emociones positivas sirven como señal de aviso para la persona -le indican que va por buen camino- y también desempeñan un papel importante a la hora de ayudar a la gente a conseguir resultados positivos (Lucas, Diener, & Larsen, 2003).

Además, el afecto positivo tiene un papel mediador en la relación entre el optimismo y la satisfacción con la vida (Chico Librán & Ferrando Piera, 2008) y en la felicidad. La resiliencia puede actuar como mediador de esta relación entre el afecto positivo y la felicidad (Cohn, Fredrickson, Brown, Mikels, & Conway 2009). El afecto positivo puede ayudar a mantener y aumentar la salud mental (Fredrickson et al., 2008; Lyubomirsky et al., 2005; Seligman et al., 2005). El estado de ánimo positivo se relaciona con una mayor tendencia a ayudar a los demás, así como a mostrar apoyo, compasión, bondad y tener comportamientos altruistas (Avia & Vázquez, 2011; Isen, 1987; Isen & Levin, 1972).

En relación con la personalidad, la emocionalidad positiva constituye el núcleo del rasgo extraversión (Lucas, Diener, Grob, Suh, & Shao, 2000; Tellegen, 1985; Watson & Clark, 1997). Según Fernández-Abascal (2009), el afecto positivo se relaciona moderadamente con la extraversión, mientras que el afecto negativo lo hace con el neuroticismo. El equilibrio hedónico media las relaciones entre el cambio en neuroticismo y la extraversión con la satisfacción con la vida (Magee, Miller, & Heaven, 2013). El afecto positivo puede aumentar y mejorar las habilidades personales para hacer frente a la adversidad (Meneghini & Delai, 2011).

El presente estudio

Con el ánimo de entender el funcionamiento de las emociones positivas y la predisposición al afecto positivo, es esencial que las evaluaciones y medidas de las emociones positivas sean adecuadas en términos psicométricos. En la actualidad, no hay una evaluación de la predisposición a expresar y sentir las emociones positivas como un rasgo. Si las personas varían en relación con el grado en el que muestran los comportamientos y pensamientos que ayudan a mantener el afecto positivo, puede ser posible evaluar estas acciones como una característica individual diferenciadora. El presente estudio se basa en los resultados de investigaciones previas (Schutte & Malouff, 2015), así como en las perspectivas teóricas expuestas anteriormente, para explorar si (a) esta característica puede ser evaluada con precisión y validez entre la población en general española y si (b) las acciones que conducen al afecto positivo sostenido comprenden una característica individual diferenciadora. Para tal fin, se plantearon los siguientes objetivos específicos: (1) estudiar si la predisposición al afecto positivo consta de los mismos componentes en una muestra de población general española, mediante el estudio detallado de las propiedades psicométricas de la escala SANA; (2) analizar la relación de la predisposición al afecto positivo y diferentes indicadores de bienestar; (3) conocer si existe relación entre los grandes rasgos de personalidad y la predisposición al afecto positivo; (4) estudiar el rol de la predisposición al afecto positivo y de las emociones positivas a la hora de predecir el bienestar, el engagement (entendido como el compromiso con el trabajo y/o los estudios) y la resiliencia.

Las principales contribuciones del presente trabajo son, por una parte, el estudio de la predisposición al afecto positivo como rasgo estable que contribuye a mejorar el bienestar de las personas, y, por otra, ofrecer un análisis psicométrico de una escala que permite cuantificar el grado en el que esta característica está presente en los individuos. El instrumento servirá para obtener puntuaciones fiables y válidas de la predisposición al afecto positivo. Se plantean como hipótesis de partida que la predisposición al afecto positivo estará vinculada con mayores niveles de bienestar, y que este rasgo constará de los mismos componentes propuestos por Schutte y Malouff (2015).

MÉTODO

En este estudio se aplicó un diseño de validación psicométrica, siguiendo los pasos recomendados por Wilkinson y APA task force (1999). A continuación, se llevó a cabo un diseño ex post facto para estudiar la relación y la capacidad predictiva de la predisposición al afecto positivo con los niveles de bienestar. Este tipo de diseños no requieren manipulación de las variables independientes puesto que los resultados, tanto de las variables independientes como de las dependientes, han ocurrido cuando se produce la recogida de datos (León & Montero, 2003). Se añade el carácter prospectivo al diseño ya que se incorpora un estudio predictivo, el cual obliga a definir el rol de las variables (independientes/ dependientes).

Participantes

La muestra de conveniencia estuvo formada por 130 hombres y 253 mujeres (n = 383) de nacionalidad española. La edad media fue de 34.7 años (DE = 13.9, rango: 17-67). De los participantes, 53.0% estaban casados, 35.8% solteros, 8.6% divorciados o en proceso de separación, .5% viudos y 2.1% se encontraba en otra situación no recogida en las demás categorías. Con respecto al nivel de estudios, 74.7% tenía estudios universitarios, 21.1% estudios secundarios, y 4.2% estudios primarios. Con respecto a la situación laboral, 41.3% estaba trabajando, 30.5% estudiando, 5.2% en situación de desempleo, 3.4% jubilado, siendo el restante porcentaje personas que se encontraban en otro tipo de situación (estudiando y trabajando, de baja laboral, etcétera).

Instrumentos

Cuestionario sociodemográfico. Incluía preguntas sobre el sexo, la edad, el estado civil y el nivel de estudios.

Selfcongruent and New Activities scale ( SANA, Schutte & Malouff, 2015). La Escala de Congruencia y Nuevas Actividades (SANA, por sus siglas en inglés) evalúa comportamientos y cogniciones que permiten a las personas mantener un alto nivel de afecto positivo (Schutte & Malouff, 2015). Esta escala en su formato original contiene dos dimensiones: Comprometerse en Actividades Congruentes con Uno Mismo y Comprometerse en Nuevas Actividades. Para la versión original de la escala SANA se crearon 27 ítems. Este grupo de ítems se construyó con base en posibles componentes de acción comportamentales y cognitivos que pueden conducir al afecto positivo sostenido, siguiendo: (1) los resultados de estudios sobre intervenciones para fomentar el afecto positivo, en los que se ha encontrado que las actividades congruentes con los objetivos personales, capacidades e intereses y diversidad de actividades, pueden promover el afecto positivo a largo plazo (Lyubomirsky et al., 2005) y (2) los enfoques teóricos para comprender el desarrollo y mantenimiento del afecto positivo, tales como la valoración positiva de los acontecimientos (Folkman & Moskowitz, 2000), acciones relacionadas con la motivación intrínseca -como describen Deci y Ryan (1985; 2008)-, y las acciones relacionadas con el proceso de ampliación y construcción (Fredrickson, 2003). La fiabilidad de las puntuaciones para la escala de 11 ítems fue de α =.80. La estructura factorial se analizó mediante procedimientos de análisis factorial exploratorio con el software SPSS (IBM corporation, 2012) utilizando la rotación Equamax. Posteriormente se llevó a cabo un análisis factorial confirmatorio en una muestra más amplia y se estableció la bi-dimensionalidad de esta escala. La escala SANA, en su versión española, evalúa la predisposición al afecto positivo, consta de 11 ítems en escala Likert de 5 puntos. Este cuestionario ha sido traducido al español por dos traductores independientes y retraducido al inglés por otros dos revisores bilingües. Las propiedades en esta muestra se describen en la sección de resultados. En el Anexo 1 se encuentra la escala original y su traducción al español.

NEO-Five Factor Inventory ( NEO-FFI; Costa & McCrae, 1992; versión española de Cordero, Pamos, & Seisdedos, 1999). Es un inventario que mide los cinco grandes factores de la personalidad: neuroticismo, extraversión, apertura a la experiencia, amabilidad y responsabilidad. Esta escala tiene 60 ítems (12 ítems por dominio) en escala Likert de 5 puntos. La consistencia interna reportada en el manual es: α = .79 (neuroticismo), α = .79 (extraversión), α=.80 (apertura a la experiencia), α = .75 (amabilidad), α = .83 (responsabilidad).

Positive and Negative Schedule (PANAS). La escala PANAS de afecto positivo y negativo (Watson et al., 1988; versión española de Sandín et al., 1999) ha demostrado ser una medida fiable y válida para evaluar los niveles de afecto positivo y negativo tanto en población clínica como en población normal. Esta escala está compuesta por 20 ítems, 10 de los cuales se refieren al afecto positivo y 10 al afecto negativo, todo ellos construidos en escala Likert de 5 puntos. El PANAS se caracteriza por una consistencia interna cuyos valores oscilan entre .86 y .90 para el afecto positivo y entre .84 y .87 para el afecto negativo.

Cuestionario de Ansiedad Estado-Rasgo. Versión en español del original (State-Trait Anxiety Inventory, STAI; Spielberger, Gorsuch, & Lushene, 1970; 2008). Evalúa dos conceptos independientes de la ansiedad: ansiedad estado (estado emocional transitorio, caracterizado por sentimientos subjetivos, conscientemente percibidos, de atención y aprensión) y ansiedad rasgo (propensión ansiosa, relativamente estable, que caracteriza a los individuos con tendencia a percibir las situaciones como amenazadoras). Cada sub-escala está compuesta por un total de 20 ítems en un sistema de respuesta Likert de 4 puntos según la intensidad (0 = casi nunca/ nada; 1 = algo/a veces; 2 = bastante/a menudo; 3 = mucho/casi siempre). La puntuación total en cada una de las sub-escalas oscila entre 0 y 60 puntos. En muestras españolas se han hallado niveles de consistencia interna que oscilan entre .84 y .93 (Fonseca-Pedrero, Paino, Lemos-Giráldez, & Muñiz, 2012). Además, se han obtenido diferentes pruebas de validez respecto a la estructura interna (solución tetradimensional: ansiedad estado afirmativo, ansiedad estado negativo, ansiedad rasgo afirmativo y ansiedad rasgo negativo) (Guillén-Riquelme & Buela-Casal, 2011; Spielberger et al., 2008). En este estudio sólo fue considerada la escala de ansiedad rasgo, dado que la afectividad negativa estado queda recogida en la aplicación de la escala de afecto negativo de la PANAS.

Temporal-Satisfaction with Life Scale. (T-SWLS, Pavot, Diener, & Suh, 1998). La T-SWLS evalúa la satisfacción pasada, presente y futura de un individuo. Esta escala fue traducida y validada en España con el nombre de Escala de Satisfacción General con la Vida (Vázquez, Duque, & Hervás, 2013), instrumento de evaluación muy similar al T-SWLS. La escala consta de 15 ítems usando una escala Likert de 7 puntos. La fiabilidad alfa para la versión original de la T-SWLS fue .91. En este estudio sólo se han administrado las escalas de satisfacción presente y futura, dado que la finalidad es emplearlas como variables dependientes del análisis de regresión, y la satisfacción con el pasado implica un balance sobre situaciones ocurridas con anterioridad en la vida de la persona.

Escala de Ryff de Bienestar Psicológico, versión reducida (Ryff, 1989a, 1989b; versión española de Díaz et al., 2006). Consta de 29 ítems basados en seis facetas del bienestar: auto-aceptación, relaciones positivas, una vida con propósito, independencia, control del entorno y crecimiento personal. Los ítems están formulados en una escala Likert de 6 puntos. Los autores de la adaptación al español encontraron que la fiabilidad de la consistencia interna obtenida por el instrumento era: α = .83 (auto-aceptación), α = .81 (relaciones positivas), α = .73 (independencia), α = .71 (dominio del entorno), α = .83 (vida con propósito) y α = .68 (crecimiento personal) (Díaz et al., 2006).

Brief Resilience Scale (BRS, Smith et al., 2008). La Escala Breve de Resiliencia, traducida y adaptada al español (Ovejero, Velázquez, Koppl, Cardenal, & García-Moltó, 2015), se creó con el objetivo de evaluar el aspecto de la resiliencia relacionado con la capacidad de las personas para recuperarse tras un evento definido como estresante, como puede ser un problema familiar, de salud, laboral, etc.; es decir, sucesos de carga emocional media-alta (Smith et al., 2008). Consta de 6 ítems en escala tipo Likert de 5 puntos. Los ítems 1, 3 y 5 están formulados afirmativamente, y los ítems 2, 4 y 6 negativamente. La puntuación total supone la media de los 6 ítems. Los análisis psicométricos revelan una estructura unifactorial, así como una consistencia interna que oscila entre .80 y .91. La fiabilidad test-retest es .69 al mes de administrar el test y .62 a los tres meses (Smith et al., 2008).

Utrecht Work Engagement Scale (UWES-9, Schaufeli & Bakker, 2003). UWES-9 fue tra-ducida al español y nombrada Escala de Compromiso de Utrecht Reducida. La escala evalúa el grado de engagement, entendido como el compromiso, implicación, energía y dedicación de los estudiantes universitarios y los trabajadores a sus respectivas actividades académicas y profesionales. Consta de 9 ítems, en los que se analizan tres componentes de compromiso: la determinación, la dedicación y la absorción. Todos los elementos siguen el modelo de Likert de 7 puntos, que va desde 0 (nunca) hasta 6 (siempre). Esta escala tiene una consistencia interna de .93. Los datos de consistencia inter-na de cada sub-escala es la siguiente: vigor (α = .77), dedicación (α = .79) y absorción (α = .75).

Procedimiento y consideraciones éticas

La muestra fue reclutada a través de anuncios en páginas web y redes sociales, así como en listados de correos electrónicos del grupo investigador. El cuestionario se administró a través de la plataforma Google Docs® respetando en todo momento el anonimato, confidencialidad y normativa ética vigente aplicable a este tipo de diseños, concretamente al de las normas éticas de investigación de la American Psychological Association (2016).

Análisis de datos

El análisis de datos conllevó, en primer lugar, un análisis descriptivo de los ítems y de la escala SANA. Este análisis permitió detectar que los ítems de la escala presentan asimetría negativa y un incumplimiento del supuesto de normalidad, lo cual implica que el modelo clásico de análisis factorial -y el empleado por Schutte y Malouff (2015)- no sea el más preciso desde el punto de vista matemático en los datos de este estudio. A continuación, se llevó a cabo el análisis psicométrico para estudiar el comportamiento y propiedades de la escala SANA en la población española. Por una parte, se aplicó un análisis basado en la Teoría Clásica de los Tests, realizándose un estudio de fiabilidad con el alpha ordinal (Gadermann, Guhn, & Zumbo, 2012) y el omega de McDonald (1985). A continuación, se seleccionó de manera aleatoria un 50% de los participantes para aplicar el Análisis Factorial Exploratorio, el cual se llevó a cabo sobre la matriz de correlaciones policóricas (matriz disponible mediante solicitud a la autora principal), la cual es adecuada cuando los ítems no cumplen el supuesto de normalidad, utilizando el procedimiento ULS y el Análisis Paralelo para retener el número de factores. La rotación prevista fue la Promin (un tipo de rotación oblicua para situaciones de no normalidad). En la sección de resultados se expone que la solución es unidimensional y por ello no se requiere de rotación, ya que para rotar los factores en un análisis factorial tiene que haber, como mínimo, dos factores (Darton, 1980) (la información completa sobre el AFE está disponible mediante solicitud). A continuación, en el 50% de participantes restantes, se aplicaron técnicas del Análisis Factorial Confirmatorio (AFC), aplicando una estimación DWLS (Diagonally Weighted Least Squares, Li, 2016; Mîndrilă, 2010) y la corrección Satorra-Bentler (Satorra & Bentler, 2010) para el estadístico Chi 2 . Se evaluó el modelo considerando varios índices: la prueba Chi 2 de Satorra-Bentler, y los índices SRMR (Standardized Root Mean Square Residual), RMSEA (Root Mean Square Error of Approximation) y CFI (Comparative Fit Index). Se emplearon los siguientes criterios como indicadores de buen ajuste: CFI > 0.90; SRMR < 0.09; RMSEA < 0.06 (Browne & Cudeck, 1993; Hu & Bentler, 1999).

Posteriormente, se calcularon las correlaciones lineales de Pearson para establecer la red de validez nomológica de las puntuaciones de este test en población general española. Para establecer la capacidad predictiva de la escala SANA, se llevó a cabo un análisis de regresión jerárquica utilizando como primer bloque la puntuación de la escala SANA y como segundo bloque la puntuación en afecto positivo de la escala PANAS. Los análisis de datos se han llevado a cabo utilizando R (R Core Development Team, 2013), y los paquetes rbase y psych (Revelle, 2016). El AFC se ha efectuado con R y el paquete lavaan (Rosseel, 2012). El nivel de significación utilizado para el estudio inferencial fue alfa = .05.

RESULTADOS

Estadísticos descriptivos

En la Tabla 1 se presentan los estadísticos descriptivos y las fiabilidades de todos los instrumentos del estudio; con excepción de la escala SANA, que será descrita en detalle más adelante. Se observa que la precisión de la medida en todos los casos es adecuada.

Estadísticos descriptivos y fiabilidad de las escalas aplicadas

Nota. α: Alfa de Cronbach.

En la Tabla 2 se presentan los estadísticos descriptivos para los ítems y la escala total SANA. En la Figura 1 se ofrecen los histogramas de cada ítem y de la escala total. Se observa que los ítems se caracterizan por una fuerte asimetría negativa, lo que implica que los participantes tienden a situarse en los valores altos de la distribución (esto también se comprueba cuando se consideran las medianas de cada ítem), es decir, a mostrar niveles elevados de predisposición al afecto positivo.

Estadísticos descriptivos de los ítems y de la puntuación total de la escala SANA

Nota. *Ítem inverso. RIQ: Rango inter-cuartil.

Histogramas de los ítems y la puntuación total de la escala SANA.

Fiabilidad y estructura factorial

Las pruebas de idoneidad del análisis factorial para las versiones de 10 ítems

(Determinante = .0367; Prueba de Bartle- tt: χ 2 = 841.9; gl = 45, p < .0001, KMO = .88) y 11 ítems (Determinante = .0544; Prueba de Bartlett: χ 2 = 740.5; gl = 55, p < .001, KMO = .85) indican la factibilidad de esos análisis. Con respecto a dicha estructura factorial, los pesos factoriales se presentan en la Tabla 3. Se puede concluir que el peso del ítem 6 está por debajo del mínimo aceptable, con lo que se procede a su eliminación y se repite el análisis factorial.

Análisis factorial exploratorio de ambas versiones de la escala SANA

Nota. αord: alpha ordinal de Zumbo. ω = omega de Macdonald

Para el cálculo de la fiabilidad se han utilizado dos coeficientes, el alpha ordinal de Zumbo y el coeficiente omega de McDonald. En la Tabla 3 se ofrece la información sobre la fiabilidad de las puntuaciones de la escala SANA. En cualquiera de los casos, la precisión de la medida es adecuada, aumentando en la versión de 10 ítems.

Los indicadores del AFC permiten comprobar que esta estructura de 10 ítems unidimensional ofrece un buen ajuste (véase Tabla 4).

Análisis Factorial Confirmatorio de la versión de 10 ítems de la escala SANA

Nota. p: nivel crítico tras la aplicación de la corrección de Satorra-Bentler.

Predisposición al afecto positivo y bienestar

El estudio de la relación entre la predisposición al afecto positivo y el bienestar se realizó calculando las correlaciones de Pearson con diferentes indicadores, a saber: personalidad, bienestar psicológico, afectividad, resiliencia, satisfacción vital, engagement y ansiedad rasgo. Todas las variables, siguiendo la clasificación de Stevens (1946), están evaluadas en una escala de intervalos. El resultado de estas correlaciones se expone en la Tabla 5 (Las matrices de diagramas de dispersión se pueden solicitar a las autoras).

Predisposición al afecto positivo y bienestar

Nota: engagement valorado con el UWES-9.

Predisposición a las emociones positivas, afecto positivo estado y bienestar

En la Tabla 6 se recogen los resultados del análisis de regresión por bloques, usando el afecto positivo estado como segundo bloque y la predisposición al afecto positivo como primer bloque de variables predictoras de la satisfacción vital, la resiliencia, el engagement y el bienestar psicológico.

Regresión por bloques: predisposición al afecto positivo y diferentes indicadores de bienestar

Nota: β: Peso estandarizado de la variable en el modelo. (1): Satisfacción vital en el futuro (2): Engagement en los estudiantes. *p < .01; **p < .001

DISCUSIÓN

El presente estudio planteó como objetivo estudiar si la predisposición al afecto positivo evaluado a través de la escala SANA tiene un funcionamiento psicométrico similar en una muestra de población general española mediante el estudio detallado de sus propiedades psicométricas. A continuación, se analizó la relación de la predisposición al afecto positivo con diferentes indicadores de bienestar y los grandes rasgos de personalidad. Finalmente, se estudió el rol de la predisposición al afecto positivo y de las emociones positivas a la hora de predecir el bienestar, el engagement y la resiliencia. Los resultados se discuten organizados por estos intereses y, finalmente, se exponen las limitaciones e implicaciones del presente estudio.

Propiedades psicométricas de la Escala de Congruencia y Nuevas Actividades (Escala SANA)

El análisis de las propiedades psicométricas de esta escala permite concluir que, en esta muestra española, la escala facilita ofrecer puntuaciones con buenos datos de fiabilidad obtenidos mediante procedimientos para ítems ordinales y con asimetrías. Al eliminar un ítem, la precisión de estas puntuaciones aumentó. Estos datos apoyan parcialmente los resultados obtenidos por Schutte & Malouff (2015) en cuanto a la precisión de la medida, pero no ocurre así al analizar la estructura factorial del instrumento. Es posible que estas discrepancias se deban a que los autores utilizaron un software que no permite elegir la matriz de correlaciones sobre la que se realiza el análisis factorial, y el uso de reglas de selección de factores que tienden a sobrefactorizar la solución (Izquierdo, Olea, & Abad, 2014). También es posible que existan diferencias entre culturas que debieran ser exploradas a la hora de no sólo traducir, sino de adaptar un instrumento a una cultura determinada (Hambleton & Bollwark, 1991).

En el presente estudio se partió de un estudio descriptivo del estado de la cuestión que permitió conocer las características de los ítems y de las puntuaciones del test, para poder llegar a una solución factorial que explica un porcentaje de varianza importante del constructo, lo que permitió elaborar los estudios de relación y predicción de las variables de bienestar en función de las puntuaciones en la escala SANA. Sin este paso previo, los resultados de la investigación hubieran estado sesgados.

Predisposición al afecto positivo y bienestar

La predisposición al afecto positivo evaluada con la escala SANA mostró relación estadísticamente significativa con diferentes indicadores de bienestar, tal y como estaba previsto. Se encontró relación positiva y estadísticamente significativa con: (1) bienestar psicológico y sus componentes, (2) afecto positivo, (3) resiliencia, (4) satisfacción vital presente y futura, (5) engagement en los estudiantes y trabajadores. Se encontró relación inversa entre las puntuaciones de la escala SANA y el afecto negativo y la ansiedad rasgo. Estos resultados son similares a los encontrados por Schutte y Malouff (2015) en la población australiana.

Por otra parte, el modelo de regresión por bloques permitió establecer la capacidad predictiva de la predisposición al afecto positivo con dichos indicadores de bienestar, mostrando que el afecto positivo es un marcador del funcionamiento psicológico óptimo (Chico Librán & Ferrando Pierra, 2008; Lyubomirsky & Layous, 2013), y que es necesario manifestarlo en el día a día para que el bienestar sea mayor. Además, las emociones positivas tienen un papel importante como mediadoras entre la predisposición al afecto positivo y la satisfacción vital en el presente, en comparación con la satisfacción con la vida futura. Esto puede deberse a que la percepción de la satisfacción con la vida presente es más precisa, al valorarse a partir de los hechos que están ocurriendo. En cambio, la satisfacción vital en el futuro se basa en las ideas o proyecciones que no han sucedido y que, por tanto, generan incertidumbre y afectan la capacidad predictiva del modelo.

Personalidad y afecto positivo

En esta sección se analizó la relación entre las puntuaciones de la escala SANA y los cinco grandes rasgos de personalidad. La evidencia encontrada permite concluir que una mayor predisposición al afecto positivo está relacionada con mayores niveles de extraversión y responsabilidad, así como con menores niveles de neuroticismo. Sin embargo, no se halló evidencia de relación con la apertura y la amabilidad; contrario a lo que encontraron Schutte y Malouff (2015), ya que ellos concluyeron que el rasgo más relacionado con la predisposición es la apertura a la experiencia. Es decir, en la muestra analizada es posible que la predisposición al afecto positivo esté más relacionada con facetas vinculadas a las emociones positivas que componen la interacción social, en confrontación con las experimentadas por la apertura a nuevas experiencias y posibilidades (Rusting & Larsen, 1997). Además, estos resultados son congruentes con lo encontrado por autores que conciben la extraversión como un constructo compuesto de alta activación y elementos de valencia positiva (Smillie, DeYoung, & Hall, 2015). Por otra parte, los hallazgos relacionados con este objetivo apoyan la necesidad de diferenciar entre la predisposición al afecto positivo y las variables de personalidad (Shiota, Keltner, & John, 2006).

Limitaciones e implicaciones para futuras investigaciones

Las investigaciones futuras deberían explorar de manera más detenida y profunda la naturaleza y origen de la predisposición al afecto positivo, incorporando variables relacionadas con el temperamento (siguiendo la teoría de temperamentos de Cloninger, 1987; Cloninger, Svrakic, & Przybeck, 1993) y las facetas de los rasgos de personalidad, variables que, por limitación del protocolo de cuestionarios administrado, no han podido ser incluidas. El estudio más detallado de variables temperamentales y de personalidad permitirá establecer un buen mapeado de relaciones entre estas variables y analizar su rol en un modelo mediador del bienestar. La aplicación de diseños de curvas de crecimiento permitiría estudiar si existen cambios asociados al paso del tiempo en estas variables. Relacionado con los rasgos de personalidad, dado que están vinculados con comportamientos que tienen significación social (Paunonen, 2003), se recomienda estudiar la relación entre la predisposición al afecto positivo y esa significación. Desde esta perspectiva, puede resultar de interés incorporar variables como las fortalezas personales (Peterson & Seligman, 2004) y estudiar comparativamente los rasgos de personalidad y las fortalezas personales y el rol que ejerce la predisposición al afecto positivo en la relación entre personalidad, fortalezas psicológicas y bienestar (Ovejero, Cardenal, & Ortiz-Tallo, 2016).

Por otra parte, dada la discrepancia entre las estructuras factoriales entre la versión original y la traducida al español, se recomienda examinar esta cuestión en futuras investigaciones, debiéndose utilizar procedimientos metodológica y psicométricamente adecuados (Izquierdo et al., 2014).

Además, el uso de una muestra recogida a través de cuestionarios en línea, podría generar una fuente de sesgo adicional, lo que sugiere aplicar también dichos instrumentos en otras versiones (por ejemplo, en lápiz y papel) y comprobar, mediante análisis factoriales confirmatorios multigrupo (MG-CFA), si la estructura factorial es invariante en esta situación. Este procedimiento factorial y los análisis hechos en el presente trabajo serían objeto de interesante investigación también en otras poblaciones, como pueden ser poblaciones clínicas.

Otras fuentes de variación que pudieran ser objeto de control son el efecto de determinados sesgos que afectan a variables vinculadas con el bienestar, como, por ejemplo, la deseabilidad social. En futuras investigaciones debe analizarse el efecto de este tipo de sesgos para garantizar una generalización de resultados libre del efecto de variables perniciosas. De cara a aspectos prácticos, se recomienda explorar si la predisposición al afecto positivo se ve aumentada tras intervenciones diseñadas para fomentarlo o intervenciones clínicas destinadas a gestionar el afecto negativo. En conclusión, los resultados de esta investigación aportan evidencia empírica inicial acerca de la importancia de la predisposición al afecto positivo como rasgo diferencial individual a la hora de aumentar el bienestar. Supone un marco de trabajo para la personalidad y el bienestar que debe ser analizado con detenimiento, dadas las implicaciones encontradas en el presente estudio.

Agradecimientos

  • Las autoras agradecen a Laura Köppl y a María Sánchez (estudiantes de postgrado de la Universidad Complutense de Madrid) por su colaboración en la tarea de recopilar los datos de los participantes de este estudio.

REFERENCIAS
  1. American Psychological Association (2016). Ethical principles of psychologists and code of conduct. Recuperado de http://www.apa.org/ethics/code/.
  2. Averill, J. R. (1980). On the paucity of positive emotions. En K. R. Blankstein, P. Pliner & J. Polivy (eds.), Assessment and Modification of Emotional Behaviour (pp. 7-45). Londres: Plenum Press. doi: http://dx.doi.org/10.1007/978-1-4684-3782-9_2.
  3. Avia, M. D., & Vázquez, C. (2011). Optimismo inteligente. Madrid: Alianza Editorial.
  4. Browne, M. W., & Cudeck, R. (1992). Alternative ways of assessing model fit. Sociological Methods & Research, 21, 230-258. doi: https://doi.org/10.1177/0049124192021002005.
  5. Campos, B., Shiota, M. N., Keltner, D., Gonzaga, G. C., & Goetz, J. L. (2013). What is shared, what is different? Core relational themes and expressive displays of eight positive emotions. Cognition & Emotion, 21, 37.52. doi: http://dx.doi.org/10.1080/02699931.2012.683852.
  6. Carl, J. R., Soskin, D. P., Kerns, C., & Barlow, D. H. (2013). Positive emotion regulation in emotional disorders: a theoretical review. Clinical psychology review, 33, 343-360. doi: http://dx.doi.org/10.1016/j.cpr.2013.01.003.
  7. Chico Librán, E., & Ferrando Pierra, P. J. (2008). Variables cognitivas y afectivas como predictoras de satisfacción en la vida. Psicothema, 20, 408-412.
  8. Cloninger, C. R. (1987). A systematic method for clinical description and classification of personality variants. Archives of General Psychiatry, 44, 573-588. doi: http://dx.doi.org/10.1001/archpsyc.1987.01800180093014.
  9. Cloninger, C. R., Svrakic, D. M., & Przybeck, T. R. (1993). A psychobiological model of temperament and character. Archives of General Psychiatry, 50, 975-990. doi: http://dx.doi.org/10.1001/archpsyc.1993.01820240059008.
  10. Cohn, M. A., & Fredrickson, B. L. (2009). Positive Emotions. En S. J. Lopez & C. R. Snyder (Eds), Oxford handbook of positive psychology (2nd Edition) (pp. 13-24). Nueva York, NY: Oxford University Press.
  11. Cohn, M. A., Fredrickson, B. L., Brown, S. L., Mikels, J. A., & Conway, A. M. (2009). Happiness unpacked: positive emotions increase life satisfaction by building resilience. Emotion, 9, 361-368. doi: http://dx.doi.org/10.1037/a0015952.
  12. Cordero, A., Pamos, A., & Seisdedos, N. (1999). NEO PI-R Manual. Adaptación Española. Madrid: TEA Ediciones.
  13. Costa, P. T., & McCrae, R. R. (1992). Revised NEO Personality Inventory (NEO-PI-R) and NEO Five-Factor Inventory (NEO-FFI) professional manual. Odessa, FL: Psychological Assessment Resources.
  14. Darton, R. A. (1980). Rotation in factor analysis. The Statistician, 29, 167-194.
  15. Deci, E. L., & Ryan, R. M. (2008). Facilitating optimal motivation and psychological well-being across life’s domains, Canadian Psychology, 49, 14-23. doi: http://dx.doi.org/10.1037/0708-5591.49.1.14.
  16. Deci, E. L., & Ryan, R. M. (1985). Intrinsic motivation and self-determination in human behavior. Nueva York, NY: Plenum.
  17. Díaz, D., Rodríguez-Carvajal, R., Blanco, A., Moreno-Jiménez, B., Gallardo, I, Valle, C., & van Dierendonck, D. (2006). Adaptación española de las escalas de bienestar psicológico de Ryff. Psicothema, 18, 572-577.
  18. Diener, E., & M. Y. Chan (2011). Happy people live longer: Subjective well-being contributes to health and longevity. Applied Psychology: Health and Well-Being, 3, 1-43. doi: http://dx.doi.org/10.1111/j.1758-0854.2010.01045.x.
  19. Diener, E., Lucas, R. E., & Scollon, C. N. (2006). Beyond the hedonic treadmill: Revising the adaptation theory of well-being. American Psychologist, 61, 305-314. doi: http://dx.doi.org/10.1037/0003-066X.61.4.305.
  20. Diener, E., & Seligman, M. E. P. (2002). Very happy people. Psychological Science, 13, 80-83. doi: http://dx.doi.org/10.1111/1467-9280.0041.
  21. Fernández-Abascal, E. (2009). Emociones positivas. Madrid: Editorial Pirámide.
  22. Folkman, S., & Moskowitz, J. T. (2000) Positive affect and the other side of coping. American Psychologist, 55, 647-654. doi: http://dx.doi.org/10.1037//0003-066X.55.6.647.
  23. Fonseca-Pedrero, E., Paino, M., Lemos-Giráldez, S., & Muñiz, J. (2012). Propiedades psicométricas del Cuestionario de Ansiedad Estado Rasgo en universitarios. Psicología Conductual, 20, 547- 561.
  24. Fredrickson, B. L. (2000). Cultivating positive emotions to optimize health and well-being. Prevention & treatment, 31, No pagination specified. doi: http://dx.doi.org/10.1037/1522-3736.3.1.31a.
  25. Fredrickson, B. L. (2003). The value of positive emotions: the emerging science of positive psychology is coming to understand why it’s good to feel good. American scientist, 91, 330-335. doi: http://www.jstor.org/stable/27858244.
  26. Fredrickson, B. L. (2006). Positive emotions. En C. R. Snyder and S. J. Lopez (Eds.), Handbook of positive psychology (pp. 120-134). Nueva York, NY: Oxford University Press.
  27. Fredrickson B. L., Cohn, M. A., Coffey, K. A., Pek, J., & Finkel, S.M. (2008). Open hearts build lives: Positive emotions, induced through loving-kindness meditation, build consequential personal resources. Journal of Personality and Social Psychology, 95, 1045-1062. doi: http://dx.doi.org/10.1037/a0013262.
  28. Fredrickson, B. L., & Kurtz, L. E. (2011). Cultivating positive emotions to enhance human flourishing. En S. I. Donaldson, M. Csikszentmihalyi and J. Nakamura (eds.), Applied positive psychology. Improving everyday life, health, schools, work and society (pp. 35-47). Nueva York, NY: Routledge.
  29. Gadermann, A. M., Guhn, M. G., & Zumbo, B. D. (2012). Estimating ordinal reliability for Likert-type and ordinal item response data: A conceptual, empirical and practical guide. Practical Assessment, Research & Evaluation, 17. Disponible online: http://pareonline.net/getvn.asp?v=17&n=3.
  30. Gross, J. J., & John, O. P. (2003). Individual differences in two emotion regulation processes: Implications for affect, relationships, and well-being. Journal of Personality and Social Psychology, 85, 348-362. doi: http://dx.doi.org/10.1037/0022-3514.85.2.348.
  31. Guillén-Riquelme, A., & Buela-Casal, G. (2011). Actualización psicométrica y funcionamiento diferencial de los ítems en el State Trait Anxiety Inventory (STAI). Psicothema, 23, 510-515.
  32. Hambleton, R. K., & Bollwark, J. (1991). Adapting tests for use in different cultures: Technical issues and methods. Bulletin of the International Testing Commission, 18, 3-32.
  33. Hu, L., & Bentler, P. M. (1999). Cutoff criteria for fit indexes in covariance structure analysis: Conventional criteria versus new alternatives. Structural Equation Modeling: A Multidisciplinary Journal, 6, 1-55. doi: https://doi.org/10.1080/10705519909540118.
  34. IBM Corporation (2012). Statistical Package for the Social Sciences (Versión 21.0) [Programa informático]. Nueva York, NY: IBM Corporation.
  35. Isen, A. M. (1987). Positive affect, cognitive processes, and social behaviour. In L. Berkowitz (ed.), Advances in experimental social psychology (vol. 20, pp. 203-253). Nueva York, NY: Academic Press.
  36. Isen, A. M., & Levin, P. F. (1972). Effects of feeling good on helping: Cookies and kindness. Journal of Personality and Social Psychology, 21, 384-388. doi: http://dx.doi.org/10.1037/h0032317.
  37. Izquierdo, I., Olea, J., & Abad, F. J. (2014). Exploratory factor analysis in validation studies: Uses and recommendations. Psicothema, 26, 395-400. doi: 10.7334/psicothema2013.349.
  38. Larsen, R. J., & Diener, E. (1987). Affect intensity as an individual difference characteristic. A review. Journal of Research in Personality, 21, 1-39. doi: http://dx.doi.org/10.1016/0092-6566(87)90023-7.
  39. León, O., & Montero, I. (2003). Diseños de investigación en psicología y educación. Madrid: Mc Graw Hill.
  40. Li, C. H. (2016). Confirmatory factor analysis with ordinal data: Comparing robust maximum likelihood and diagonally weighted least squares. Behavior Research Methods, 48, 936-949 doi: https://doi.org/10.3758/s13428-015-0619-7.
  41. Livingstone, K. M., & Srivastava, S. (2012). Up-regulating positive emotions in everyday life: Strategies, individual differences, and associations with positive emotion and well-being. Journal of Research in Personality, 46, 504-516. doi: http://dx.doi.org/10.1016/j.jrp.2012.05.009.
  42. Lucas, R. E., Diener, E., Grob, A., Suh, E., & Shao, L. (2000). Cross-cultural evidence for the fundamental features of extraversion. Journal of Personality and Social Psychology, 79, 452-468. doi: http://dx.doi.org/10.1037//0022-3514.79.3.452.
  43. Lucas, R. E., Diener, E., & Larsen, R. J. (2003). Measuring positive emotions. En S. J. Lopez y C.R. Snyder (Eds.), Positive psychological assessment. A handbook of models and measures (pp. 201-218). Washington: APA.
  44. Lyubomirsky, S., King, L., & Diener, E. (2005). The benefits of frequent positive affect: Does happiness lead to success? Psychological Bulletin, 131, 803-855. doi: http://dx.doi.org/10.1037/0033-2909.131.6.803.
  45. Lyubomirsky, S., & Layous, K. (2013). How do simple positive activities increase well-being? Current directions in psychological science, 22, 57-62. doi: http://dx.doi.org/10.1177/0963721412469809.
  46. Magee, C. A., Miller, L. M., & Heaven, P. C. L. (2013). Personality trait change and life satisfaction in adults: The roles of age and hedonic balance. Personality and individual differences, 55, 694-698. doi: http://dx.doi.org/10.1016/j.paid.2013.05.022.
  47. McDonald, R. P. (1985). Factor analysis and related methods. Hillsdale, NJ: Erlbaum.
  48. Meneghini, A. M., & Delai, V. (2011). Emozioni positive, repertori pensiero-azione e focus attenzionale. Ricerche di psicologia, 4, 519-538. doi: http://dx.doi.org/10.3280/RIP2011-004005.
  49. Mîndrilă, D. (2010). Maximum likelihood (ML) and diagonally weighted least squares (DWLS) estimation procedures: A comparison of estimation bias with ordinal and multivariate non-normal data. International Journal for Digital Society, 1, 60-66. doi: https://doi.org/10.20533/ijds.2040.2570.2010.0010.
  50. Ovejero, M., Cardenal, V., & Ortiz-Tallo, M. (2016). Fortalezas humanas y bienestar biopsicosocial: Revisión Sistemática. Escritos de Psicología (monográfico Construir ante la Adversidad), 9, 4-14.
  51. Ovejero, M., Velázquez, M., Köppl, L., Cardenal, V., & García-Moltó, A. (2015, junio). Psychometric properties of the Spanish adaptation of the Brief Resilience Scale. Cuarto Congreso Mundial de Psicología Positiva. Orlando, Florida.
  52. Paunonen, S. V. (2003). Big Five factors of personality and replicated predictions of behavior. Journal of Personality and Social Psychology, 84, 411-424. doi: http://dx.doi.org/10.1037/0022-3514.84.2.411.
  53. Pavot, W., Diener, E., & Suh, E. (1998). The Temporal Satisfaction with Life Scale. Journal of Personality Assessment, 70, 340-354. doi: http://dx.doi.org/10.1207/s15327752jpa7002_11.
  54. Peterson, C., & Seligman, M. E. P. (2004). Character strengths and virtues. A handbook and classification. Nueva York, NY: Oxford.
  55. Pressman, S. D., & Cohen, S. (2005). Does positive affect influence health? Psychological Bulletin, 131, 925-971. doi: http://dx.doi.org/10.1037/0033-2909.131.6.925.
  56. R Core Development Team. (2013). R: A language and environment for statistical computing. Viena: R Foundation for Statistical Computing.
  57. Revelle, W. (2016). Psych: Procedures for Personality and Psychological Research. Northwestern University, Evanston, I1, USA. Disponible en: https://CRAN.R-project.org/packa-ge=psych.
  58. Rosseel, Y. (2012). lavaan: An R Package for Structural Equation Modeling. Journal of Statistical Software, 48, 1-36. URL Disponible en: http://www.jstatsoft.org/v48/i02/.
  59. Ryff, C. D. (1989a). Beyond Ponce De Leon and Life Satisfaction: New Directions in the Quest of Successful Aging. International Journal of Development, 12, 35-55. doi: http://dx.doi.org/10.1037/0882-7974.21.2.253.
  60. Ryff, C. D. (1989b). Happiness Is everything, or is it? Explorations on the meaning of psychological well-being. Journal of Personality and Social Psychology, 57, 1069-1081. doi: http://dx.doi.org/10.1037/0022-3514.57.6.1069.
  61. Rusting, C. L., & Larsen, R. J. (1997). Extraversion, neuroticism, and susceptibility to positive and negative affect: A test of two theoretical models. Personality and Individual Differences, 22, 607-612. doi: http://dx.doi.org/10.1016/s0191-8869(96)00246-2.
  62. Sandín, B., Chorot, P., Lostao, L., Joiner, T., Santed, M. A., & Valiente, R. M. (1999). Escalas PANAS de afecto positivo y negativo: validación factorial y convergencia transcultural. Psicothema, 11, 37-51.
  63. Seligman, M. E. P., Steen, T. A., Park, N., & Peterson, C. P. (2005). Positive psychology: Empirical validation of interventions. American Psychologist, 60, 410-421. doi: http://dx.doi.org/10.1037/0003-066X.60.5.410.
  64. Satorra, A., & Bentler, P.M. (2010). Ensuring positiveness of the scaled difference chi-square test statistic. Psychometrika, 75, 243-248. doi: https://doi.org/10.1007/s11336-009-9135-y.
  65. Schaufeli, W., & Bakker, A. (2003). Utrecht Work Engagement Scale. Holanda: Utrecht University.
  66. Schutte, N. S., & Malouff, J. M. (2015). Facility for sustained positive affect as an individual-difference characteristic. Cogent Psychology. 2, 1-20. doi: http://dx.doi.org/10.1080/23311908.2014.997422.
  67. Shiota, M. N., Keltner, D., & John, O. P. (2006). Positive emotion dispositions differentially associated with Big Five personality and attachment style. Journal of Positive Psychology, 1, 61-71 doi: http://dx.doi.org/10.1080/17439760500510833.
  68. Smillie, L. D., DeYoung, C. G., & Hall, P. J. (2015). Clarifying the relation between extraversion and positive affect. Journal of Personality, 83, 564-574. doi: http://dx.doi.org/10.1111/jopy.12138.
  69. Smith, B. W., Dalen, J., Wiggins, K., Tooley, E., Christopher, P., & Bernard, J. (2008). The brief resilience scale: assessing the ability to bounce back. International Journal of Behavioral Medicine, 15, 194-200. doi: http://dx.doi.org/10.1080/10705500802222972.
  70. Soskin, D. P., Carl, J. R., Alpert, J., & Fava, M. (2012). Antidepressant effects on emotional temperament: toward a biobehavioral research paradigm for mayor depressive disorder. CNS Neuroscience and therapeutics, 18, 441-451. doi: http://dx.doi.org/10.1111/j.1755-5949.2012.00318.x.
  71. Spielberger, C. D., Gorsuch, R., & Lushene, R. (1970). Manual for the State Trait Anxiety Inventory. Palo Alto, CA: Consulting Psychologist Press.
  72. Spielberger, C. D., Gorsuch, R. L., & Lushene, R. E. (2008). STAI. Cuestionario de ansiedad estado-rasgo (7ª ed. rev.). Madrid: TEA Ediciones.
  73. Steptoe, A., Dockray, S., & Wardle, J. (2009). Positive affect and psychobiological processes relevant to health. Journal of Personality, 77, 1747-1776. doi: http://dx.doi.org/10.1111/j.1467-6494.2009.00599.x.
  74. Stevens, S. S. (1946). On the theory of scales measurement. Science, 103, 677-680.
  75. Tellegen, A. (1985). Structures of mood and personality and their relevance to assessing anxiety with an emphasis on self-report. En A. H. Tuma & J. D. Maser (Eds.), Anxiety and the anxiety disorders (pp. 681-706). Nueva Jersey, NJ: Erlbaum.
  76. Vázquez, C., Duque, A., & Hervás, G. (2013). Escala de satisfacción con la vida (SWLS) en una muestra representativa de españoles adultos. Validación y datos normativos. The Spanish Journal of Psychology, 16. doi: http://dx.doi.org/10.1017/sjp.2013.82
  77. Watson, D., & Clark, L. A. (1997). Extraversion and its positive emotional core. En R. Hogan, J. Johnson y S. Briggs (Eds.), Handbook of personality psychology (pp. 767-793). San Diego, CA: Academic Press. doi: http://dx.doi.org/10.1016/B978-012134645-4/50030-5.
  78. Watson, D., Clark, L. A., & Tellegen, A. (1988). Development and validation of brief measures of positive and negative affect: The PANAS scales. Journal of Personality and Social Psychology, 54, 1063-1070. doi: http://dx.doi.org/10.1037//0022-3514.54.6.1063.
  79. Wilkinson, L. & APA Task Force on Statistical Inference (1999). Statistical methods in psychology journals: Guidelines and explanations. American Psychologist, 54, 594-604. doi: http://dx.doi.org/10.1037/0003-066X.54.8.594.
  80. Wood, A. M., & Tarrier, N. (2010). Positive clinical psychology: A new vision and strategy for integrated research and practice. Clinical Psychology Review, 30, 819-829. doi: http://dx.doi.org/10.1016/j.cpr.2010.06.003.
ANEXO 1

Please rate how much you agree with each of the following items

Scoring. Total scale: all item ratings summed with item 4 reverse coded, then divided by 11; Engaging in Self-Congruent Activities Subscale: ítems 2, 4 (reverse coded), 6, 8, 9, 10 summed, then divided by 6; Engaging in New Activities Subscale: items 1, 3, 5, 7, 11 summed, then divided by 5.

Por favor, valore su grado de acuerdo con cada uno de los siguientes ítems

Puntuaciones. Escala total: todas las puntuaciones de todos los ítems sumadas con el ítem 4 codificado a la inversa, y divididos por 11; Conductual: ítems 3 y 5 sumados, y divididos por 2; Emocional: ítems 1, 2, 7, y 6 sumados, y divididos por 4; Cognitivo: ítems 4 (código invertido), 8, 9, 10 y 11 sumados, y divididos por 5.

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