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En los últimos años, el estudio de las relaciones interpersonales ha cobrado especial relevancia en psicología social (Berscheid, 2016; Sun et al., 2020; Tang et al., 2016). Desde los orígenes de esta disciplina numerosos trabajos han indagado el modo en que a lo largo del proceso de socialización las personas se integran a diversos grupos, cada uno de los cuales reviste formas distintas de identificación y valoración de sus integrantes (Berger & Luckmann, 1967; Hogg et al., 2017). De acuerdo con la literatura, el comportamiento del individuo dentro de cada grupo es regulado por las recompensas y castigos a partir de los cuales se tienden a sostener los valores endogrupales (Benson et al., 2016). Tales valores contribuyen a establecer qué experiencias son consideradas valiosas y qué experiencias carecen de valor, y, a ese respecto, qué integrantes del grupo poseen un elevado estatus y qué integrantes un estatus bajo (Caricati, 2018; Iacoviello et al., 2018).
Los estudios sobre las relaciones interpersonales e intergrupales se han incrementado particularmente a la luz de la emergencia de las redes sociales digitales, entendidas como aquellos servicios basados en la web que permiten a los individuos construir un perfil público o semipúblico dentro de un sistema, articular una lista de usuarios con los que comparten conexión, como también ver los perfiles de sus contactos y de otros usuarios que sus contactos virtuales también posean (Boyd & Ellison, 2007). En el mismo sentido, Gendler (2016) afirma que las redes sociales constituyen en primera instancia un lugar (online) privilegiado de nuestra comunicación y socialización actual.
Conforme con Ángel-Franco y Alzate-Marín (2015), los jóvenes utilizan la comunicación digital de forma complementaria a la comunicación presencial, y su red de contactos personales no difiere de la red de contactos que mantienen virtualmente. También, observan que las personas participan y se implican de manera similar tanto en las relaciones sociales presenciales como en las digitales, encontrando en ambas interés afectivo y emocional. De esta forma, la sociedad experimenta un auge en el uso de las redes sociales digitales como instrumento para socializar y mantenerse conectada, llevando a numerosos individuos a compartir gran parte de su vida en la esfera digital (Bargh & McKenna, 2004), la cual se vuelve una esfera de juicio y retroalimentación con base en lo que compartimos y en la opinión ajena (Burrow & Rainone, 2017; Sabik et al., 2019).
Si bien las redes sociales digitales pueden promover apoyo social y bienestar subjetivo (Gilmour et al., 2020; Kim & Lee, 2011), también son capaces de presentar un impacto negativo para la salud mental si se atiende a las consecuencias de su mal uso (Blachnio & Przepiorka, 2019; Grieve et al., 2020). Considerando que las relaciones sociales se extienden al ámbito digital, es probable que esto se traduzca en un uso excesivo de redes sociales cuando los individuos procuran mantenerse constantemente actualizados o participando continuamente de las actividades del grupo o grupos de pertenencia (Elhai et al., 2020; Oberst et al., 2017). En particular, esta búsqueda incesante de reconocimiento o valoración, inclusión y aprobación del grupo puede derivar en comportamientos patológicos o sindrómicos (Beyens et al., 2016; Herman, 2000; Przybylski et al., 2013). Dentro de los mencionados comportamientos se destaca el miedo a perderse algo o fear of missing out, el cual, según Przybylski et al. (2013), promueve la percepción de que la persona se está perdiendo de alguna experiencia relevante y se manifiesta en la necesidad de estar pendiente de las experiencias que otras personas comparten en redes sociales, comparándolas con las propias, a fin de sopesar si estas son tan valiosas y gratificantes como las ajenas, de acuerdo con los valores endogrupales. Unas y otras experiencias contribuyen así mismo a determinar el estatus del individuo tanto dentro del endogrupo como también con relación al exogrupo (Caricati, 2018; Iacoviello et al., 2018).
Distintos estudios han observado que el FoMO se encuentra en la actualidad facilitado por el cómodo acceso a las redes sociales digitales a través de los dispositivos móviles (Wolniewicz et al., 2018; Yildiz Durak & Seferoglu, 2020).
De acuerdo con Zhang et al. (2020), la definición original del FoMO opera sobre la dimensión social o pública de la autopercepción -relativo al modo en que un individuo siente que los demás lo perciben-, dejando de lado la dimensión privada, mediante la cual el individuo se evalúa a sí mismo. Por este motivo, sugieren incorporar al constructo la dimensión privada, relativa al temor individual de la persona a sentir que se está perdiendo la posibilidad de vivir experiencias que contribuyan a la construcción social o privada de su autopercepción.
Según la literatura, el hecho de no participar en experiencias grupales relevantes o el temor a ello provoca como consecuencia la disminución del estatus social del individuo dentro del grupo de pertenencia, promoviendo especialmente una disminución de la autoestima (Dogan, 2019; Golec de Zavala et al., 2020). En este sentido, distintos estudios realizados en otros contextos han observado que el FoMo y la autoestima se encuentran relacionados de manera significativa (-0.20≤ r ≤-0.27) (Barry & Wong, 2020; Torres-Serrano, 2020; Servidio, 2021; Kim, 2022; Uram & Skalski, 2022).
Para la evaluación de este síndrome, Przybylski et al. (2013) introducen la escala de miedo a perderse algo o fear of missing out (FoMO), cuyas propiedades psicométricas han sido originalmente exploradas en el Reino Unido en relación con el comportamiento, la motivación y el bienestar personal (Przybylski et al.,2013), y luego adaptada y validada en diferentes contextos como Corea (Joo et al., 2018), Italia (Casale & Fioravanti, 2019), Turquía (Can & Satici, 2019), Brasil (Sette et al., 2020), China (Li et al., 2020) y Colombia (Núñez et al., 2022), arrojando resultados aceptables tanto en su confiabilidad (0.78 ≤ α ≤ 0.88) como en su validez interna (0.91 ≤ CFI ≤. 98; 0.050 ≤ RM-SEA ≤ 0.069).
Si bien se han desarrollado distintos instrumentos para la evaluación del constructo (Zhang et al., 2020), la FoMO es actualmente la escala más empleada para evaluar la actitud que tenemos de comparar nuestras experiencias con las experiencias ajenas. Por este motivo, debido a que no se han publicado trabajos que se ocupen de explorar sus propiedades psicométricas en el ámbito local, el presente análisis se propone explorar la evidencia de validez y confiabilidad del instrumento partiendo de una muestra argentina, siguiendo la hipótesis de que el resultado, tanto del análisis factorial confirmatorio como de su consistencia interna, arrojará valores similares a los resultados obtenidos en otros contextos.
Método
Participantes
La muestra empleada fue de tipo intencional e integrada por 416 residentes en el Área Metropolitana de Buenos Aires (AMBA), compuesta por la Ciudad Autónoma de Buenos Aires y 40 localidades de la provincia de Buenos Aires ubicadas a su alrededor. La edad de los participantes oscila entre los 18 y los 66 años (M = 28.82; DE = 8.79) de distintos sexos (masculino = 25 %; femenino = 75 %). Todos los participantes respondieron el cuestionario FoMO y el RSES. Los criterios de inclusión consistieron en: ser personas adultas mayores de 18 años, residentes de distintas localidades del AMBA, de diversidad de sexos, que posean capacidad de comprender el castellano y no tener diagnóstico de enfermedad mental. Por otro lado, los criterios de exclusión se basaron en: personas menores de 18 años de edad, residentes al AMBA y que no utilicen redes sociales digitales.
Instrumentos
Escala de miedo a perderse algo (fear of missing out scale, FoMO, Przybylski et al., 2013 )
La FoMO es un cuestionario de autoinforme de diez ítems que evalúa el grado en el cual las personas están pendientes de sus experiencias, comparándolas constantemente con las ajenas, con el fin de establecer cuáles son más gratificantes (e. g., "Aunque esté de vacaciones, sigo pendiente de lo que están haciendo mis amigos/as"). La escala presenta un formato de respuesta tipo Likert de cinco puntos que varían en cuanto a los grados de experiencias certeras propias, siendo 1 = "No es cierto sobre mí" hasta 5 = "Realmente es cierto sobre mí". Con base en los puntajes, la escala presenta distintos grados, siendo: 0-14 (sin FoMO), 15-22 (riesgo de FoMO), 23-29 (FoMO medio) y a partir de 30 (FoMO grave). La adaptación al contexto local fue realizada siguiendo los estándares metodológicos internacionales que sugiere la International Test Commission (ITC) para la adaptación correcta de las técnicas de evaluación entre contextos idiomáticos diversos (Muñiz et al., 2013).
Escala de autoestima de Rosenberg (Rosenberg self-esteem scale, RSES, Rosenberg, 1965)
La RSES es un cuestionario autoadministrable de diez ítems que evalúan la autoestima en población adolescente y adulta (e. g., "Siento que soy una persona digna, al menos tanto como la mayoría de la gente"). La escala presenta un formato de respuesta tipo Likert de cuatro puntos que varían en cuanto al grado de acuerdo de cada participante, siendo 0 = "Estoy en total desacuerdo" y 3 = "Estoy totalmente de acuerdo". Para el presente estudio se ha empleado una versión adaptada al contexto argentino (Góngora & Casullo, 2009).
Cuestionario de datos sociodemográficos
Se elaboró un cuestionario ad hoc que solicitaba a los participantes consignar la edad, el sexo y su lugar de residencia.
Procedimiento
Para la adaptación y evidencia de validez de la escala de FoMO, se llevó a cabo una traducción de la escala original desarrollada por Przybylski et al. (2013), siguiendo las recomendaciones propuestas por la literatura (Hambleton & Patsula, 1999; Muñiz et al., 2013). De esta manera, se llevó a cabo, en primer lugar, una traducción lingüística adaptada de cada ítem mediante un proceso de retrotraducción. La traducción del inglés al contexto local fue propia, y la retrotraducción fue hecha por un traductor en desconocimiento de la escala original. Luego, se compararon ambas versiones, se aprobaron aquellos ítems que mantuvieron el sentido psicológico original y se modificaron aquellos que requerían revisión. Este proceso se repitió hasta alcanzar una versión final.
Los resultados de la retrotraducción fueron satisfactorios debido a que se mantuvo el contenido psicológico de los ítems propuestos por el autor original, obteniendo una versión equivalente al constructo para el contexto argentino. En cuanto a la adaptación idiomática del instrumento, se utilizaron frases del lenguaje coloquial, como, por ejemplo: en el ítem 4 se usa la expresión "en qué andan" para referirse a cualquier tipo de actividades que estén siendo efectuadas por una o un grupo de personas. Al mismo tiempo, la traducción del término fear fue preocupación para mantener el sentido de la oración en nuestro contexto, en el que la traducción literal del término hubiese generado inconvenientes para su comprensión. Mas allá de estas cuestiones, la traducción no implicó mayores inconvenientes.
Según el análisis de sus componentes principales realizado posteriormente, la escala de FoMO presenta evidencia de validez de constructo. A la vez, el instrumento muestra una apropiada consistencia interna (alfa ordinal >0.96) (Martínez-Arias et al., 2006).
El mismo procedimiento se llevó a cabo para los distintos anclajes de respuesta.
Todos los cuestionarios fueron administrados digitalmente a través de las redes sociales digitales, como Facebook e Instagram, siguiendo las sugerencias de la literatura (Kosinski et al., 2015; Shaver et al., 2019; Stier et al., 2019). La participación de cada persona fue voluntaria. La primera sección del cuestionario consistió en un consentimiento informado sobre el uso de los datos. Posteriormente, se procedió a administrarlo; este alcanzó un total de 416 respuestas correspondientes a residentes del AMBA que fueron utilizadas en su totalidad para el análisis posterior.
Responsabilidad ética
Para la realización del presente proyecto se solicitó la aprobación del comité de ética de la universidad. Luego de solicitar su consentimiento, los sujetos participaron en el estudio de forma voluntaria, cumpliendo con los códigos de conducta ética que establece el Consejo Nacional de Investigación Científica y Técnica (Conicet) (Res. D 2857/06). Se les hizo constar así mismo que los resultados del estudio serían empleados con fines exclusivamente académico-científicos, de acuerdo con la Ley Nacional 25326 de protección de los datos personales. Con el fin de respetar el anonimato de los participantes, no se solicitó correo electrónico, como tampoco ningún tipo de identificación o registro a los encuestados, y a cada caso le fue asignado automáticamente un número.
Análisis de datos
Para el análisis estadístico se emplearon los programas SPSS 22 y Lisrel 4.1. En primer lugar, se calculó la fiabilidad de la FoMO a partir del análisis de consistencia interna, usando los estadísticos alfa ordinal y omega de McDonald. En segundo lugar, se evaluó la validez de constructo mediante la realización de un análisis factorial confirmatorio (AFC), utilizando la técnica de estimación de mínimos cuadrados ponderados diagonalizados (diagonally weighted least squares, DWLS), siguiendo recomendaciones previas (Rigo & Donolo, 2018; Schermelleh-Engel et al., 2003). El modelo fue evaluado mediante los índices de bondad de ajuste X2, incremental fit index (IFI), non-normedfit index (NNFI), comparative fit index (CFI) y standardized root mean residual (RMSEA), de acuerdo con lo sugerido por la literatura (Kline, 2005, 2010). Los valores de corte son aceptables, siendo estos superiores a 0.90 para los índices NNFI, IFI y CFI, e inferiores a 0.08 para el RMSEA (Brown, 2015; Green & Yang, 2015).
Por su parte, los parámetros estimados presentaron valores cercanos a 0.70. Se consideraron aceptables teniendo en cuenta que, según la literatura especializada, las cargas factoriales en los estudios psicológicos tienden a oscilar en torno a 0.50 (Beauducel & Herzberg, 2006).
Finalmente, para estimar la validez externa del instrumento y conocer las relaciones entre las variables, se realizó un análisis de correlación con la variable autoestima, constructo teóricamente relacionado según la literatura especializada en la materia (Torres-Serrano, 2020; Kim, 2022; Uram & Skalski, 2022), considerando valores aceptables aquellos que tengan como resultado un punto de corte por encima de 0.20 (Holgado-Tello et al., 2009; Hernández Lalinde et al., 2018).
Resultados
Análisis descriptivos de los ítems de la escala de FoMO
En primer lugar, se analizaron la media y el desvío estándar para los ítems de la escala en población total, de hombres y mujeres (tabla 1).
Tabla 1 Análisis descriptivos de los ítems de la escala de miedo a quedar afuera adaptada al contexto argentino
| Ⴟ | DE | |||||
|---|---|---|---|---|---|---|
| M | H | T | M | H | T | |
| FoMO 1 | 2.62 | 2.30 | 2.54 | 1.44 | 1.37 | 1.42 |
| FoMO 2 | 2.40 | 2.22 | 2.35 | 1.41 | 1.32 | 1.39 |
| FoMO 3 | 2.41 | 2.06 | 2.32 | 1.45 | 1.18 | 1.40 |
| FoMO 4 | 2.23 | 1.99 | 2.17 | 1.24 | 1.09 | 1.21 |
| FoMO 5 | 3.24 | 3.34 | 3.27 | 1.35 | 1.25 | 1.32 |
| FoMO 6 | 2.79 | 2.41 | 2.70 | 1.40 | 1.33 | 1.39 |
| FoMO 7 | 3.26 | 3.13 | 3.23 | 1.30 | 1.32 | 1.30 |
| FoMO 8 | 2.00 | 1.64 | 1.91 | 1.10 | 1.02 | 1.09 |
| FoMO 9 | 3.55 | 3.52 | 3.54 | 1.35 | 1.37 | 1.35 |
| FoMO 10 | 2.15 | 1.88 | 2.08 | 1.22 | 1.14 | 1.21 |
Nota: Ⴟ = media; DE = desvío estándar; M = mujeres; H = hombres; T = total.
En segundo lugar, se exploraron las correlaciones entre los ítems (tabla 2).
Tabla 2 Correlación entre ítems de la escala de miedo a quedar afuera adaptada al contexto argentino
| 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7 | 8 | 9 | 10 | |
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| FoMO 1 | 1 | |||||||||
| FoMO 2 | 0.77** | 1 | ||||||||
| FoMO 3 | 0.49** | 056** | 1 | |||||||
| FoMO 4 | 0.21** | 0.21** | 0.35** | 1 | ||||||
| FoMO 5 | 0.26** | 0.22** | 0.31** | 0.38** | 1 | |||||
| FoMO 6 | 0.30** | 0.28** | 0.30** | 0.28** | 0.26** | 1 | ||||
| FoMO 7 | 0.17** | 0.11* | 0.21** | 0.26** | 0.28** | 0.20** | 1 | |||
| FoMO 8 | 0.14** | 0.26** | 0.24** | 0.26** | 0.16** | 0.19** | 0.14** | 1 | ||
| FoMO 9 | 0.10* | 0.05 | 0.11* | 0.09 | 0.15** | 0.09 | 0.52** | 0.13** | 1 | |
| FoMO 10 | 0.20** | 0.22** | 0.29** | 0.45** | 0.25** | 0.27** | 0.34** | 0.39** | 0.28** | 1 |
Nota: FoMO 1 = Me preocupa saber que otras personas tengan experiencias más placenteras que las mías. FoMO 2 = Me preocupo al saber que mis amigos/as tienen experiencias más placenteras que yo. FoMO 3 = Me preocupa saber que mis amigos/as se divierten sin mí. FoMO 4 = Es necesario para mí saber qué es lo que están haciendo mis amigos/as ("en qué andan"). FoMO 5 = Es importante para mí entender las bromas que hacen mis amigos/as. FoMO 6 = Con frecuencia me pregunto si dedico mucho tiempo a saber qué sucede a mi alrededor. Fo-MO 7 = Detesto perderme la oportunidad de juntarme con mis amigos/as. FoMO 8 = Cuando estoy pasándola bien, es importante para mí compartirlo en las redes sociales. FoMO 9 = Me molesta no poder asistir a un encuentro planificado. FoMO 10 = Aunque esté de vacaciones, sigo pendiente de lo que están haciendo mis amigos/as.
Evidencia de validez basada en estructura interna
A efectos de adaptar la FoMO y dada la naturaleza ordinal de sus ítems, se optó por hacer el análisis de los datos empleando una matriz de correlaciones policóricas. En este sentido, se evaluó la consistencia interna a partir de los estadísticos alfa ordinal (α = 0.96) y omega de McDonald (ω = 0.99).
Los índices de bondad de ajuste lograron valores aceptables para los índices X 2 (X 2 = 32.643), como también para NNFI, IFI y CFI, siendo superiores a 0.90 (NNFI = 0.95; CFI = 0.90; IFI = 0.90), y el RMSEA inferior a 0.08 (RMSEA = 0.069), guarismos considerados como indicadores de un buen ajuste (Kline, 2005).
Según los resultados del análisis factorial confirmatorio (AFC), en la tabla 2 puede observarse que las correlaciones entre los ítems confirman que el modelo propuesto de un factor único se ajusta a los datos recabados en el campo (Hair et al., 2009).
De acuerdo con los resultados del AFC, pueden observarse que los valores estructurales del modelo de la escala de FoMO arrojan parámetros estimados adecuados (figura 1).
Evidencias de validez externa de la escala de FoMO
Finalmente, se investigó la evidencia de validez a partir de la relación con una variable externa, relacionada teóricamente con el constructo. Con el objeto de hallar evidencias de validez externa de la FoMO, se llevó a cabo un análisis correlational con la variable criterio externo autoestima, evaluada a partir de la escala de autoestima de Rosenberg (RSES, Rosenberg, 1965).
La FoMO correlacionó negativamente con la autoestima (r = -0.28 p <0.01), lo cual es consistente con estudios previos (Buglass et al., 2017; Torres-Serrano, 2020), proporcionando apoyo empírico a la validez externa del constructo.
Discusión
La escala de miedo a perderse algo (FoMO, Przybylski et al., 2013) ha demostrado poseer propiedades psicométricas adecuadas, lo que posibilitaría su administración en el contexto argentino. Los resultados en el presente estudio aportan evidencia acerca de la adecuación del constructo respecto de su consistencia interna y estructura, tanto como de su validez externa, presentando diez ítems equivalentes a los propuestos por el autor original.
Los resultados del análisis factorial confirmatorio permiten observar un ajuste adecuado de los datos al modelo propuesto por los autores (CFI = 0.90; RMSEA = 0.069).
Respecto de la consistencia interna, tanto el alfa ordinal como el omega de McDonald alcanzaron valores adecuados (α = 0.77; ω = 0.99).
La evidencia de validez externa fue testeada, arrojando resultados favorables en las correlaciones de Pearson con la escala de autoestima de Rosenberg (RSES). El patrón de correlaciones observadas entre el FoMO y la autoestima, evaluada a través de la RSES en este estudio, arrojó como resultado una correlación baj a pero significativa, lo cual es consistente con lo reportado en estudios previos (Buglass, et al., 2017; Torres-Serrano, 2020;
Freiberg-Hoffmann et al., 2022). De esta forma, nos proporciona evidencia de validez concordante con la dirección teóricamente prevista entre ambos constructos, sugiriendo que la autoestima disminuye cuanto mayor es el grado de FoMO. Estos valores también pueden ser explicados con base en la naturaleza de los constructos evaluados, ya que, si bien se encuentran relacionados teóricamente, evalúan aspectos diferentes de la conducta humana.
Cabe señalar, en cuanto a sus limitaciones, que los resultados del estudio que se informan refieren exclusivamente al Área Metropolitana de Buenos Aires, dejando fuera gran parte del territorio de la República Argentina. Otra limitación que puede señalarse es que la muestra está compuesta mayoritariamente por población de sexo femenino (75 %). Puede añadirse también que la estructura factorial -validez factorial-, la consistencia interna -fiabilidad- y la validez externa de la FoMO implican un primer abordaje de carácter exploratorio en la tarea de adaptar el instrumento al ámbito local. En este sentido, futuras investigaciones deberían continuar indagando las propiedades psicométricas de la FoMO en distintas regiones y poblaciones de la República Argentina. A la vez, se deberían realizar más estudios para fortalecer la validez de la escala. Por ejemplo, la relación entre el FoMO y otras variables psicológicas (e. g., síntomas psicológicos como depresión o ansiedad). Es así mismo relevante continuar explorando la estructura factorial del instrumento a la luz de nuevas conceptualizaciones del constructo (Zhang et al., 2020).
Tal como se ha señalado, contar con herramientas válidas y fiables para la evaluación del miedo a quedar afuera constituye uno de los principales obstáculos y desafíos tanto en el contexto local como en el regional y global, que requieren ser atendidos para contribuir al fortalecimiento de esta línea de investigación en los próximos años.
