Introducción

En los últimos años ha existido un mayor interés en el mundo por los estudios acerca del bienestar, debido a sus beneficios en la salud mental y física ¹. Esto se ve reflejado en los lineamientos actuales de la Organización Mundial de la Salud (OMS), que sugieren adoptar una perspectiva positiva de la salud que permita a las personas identificar sus potencialidades, trabajar de manera productiva, enfrentar los problemas cotidianos de la vida y contribuir al desarrollo de su comunidad ².

Tradicionalmente, las investigaciones sobre el bienestar han discurrido en función de dos tradiciones teóricas: una postura eudemónica, orientada al estudio del bienestar psicológico, y una visión hedónica, centrada en el bienestar subjetivo (BS) ¹. El BS se define como el grado de bienestar experimentado por cada persona de acuerdo con una evaluación subjetiva de su vida, que incluye un conjunto de juicios cognitivos y reacciones afectivas, según las experiencias previas, el estado de vida presente y las expectativas ³. El BS está conformado por dos dimensiones relacionadas: una cognitiva, representada por la satisfacción con la vida, y otra emocional, expresada en los afectos positivos y afectos negativos ⁴.

El BS es un tema de interés en diferentes contextos, entre ellos el universitario ⁵, debido a su relación con el éxito académico y las metas profesionales ⁶. La evidencia en Latinoamérica señala que la población universitaria presenta índices altos de BS, lo que muestra una tendencia a experimentar mayores afectos positivos que negativos, relacionados con la autoeficacia, el optimismo y el rendimiento académico ^7-9. Asimismo, los sentimientos que tienen las personas acerca de sí mismas son un adecuado predictor del desgaste, salario y tipo de trabajo futuro del universitario ¹⁰. En este sentido, las relaciones estudiantiles y el apoyo social son importantes para el mantenimiento de una elevada motivación académica que, a su vez, facilitaría el bienestar de los universitarios ¹¹. Además de lo anterior, el estudio del BS es importante para desarrollar y evaluar políticas en salud a favor de la población en general ¹². Por ello, en los últimos años, países como Canadá están considerando los índices de BS con los fines mencionados ¹³.

En la literatura sobre el tema se observan diversos instrumentos para medir el BS general o aspectos particulares que, a su vez, se han desarrollado para una población general o específica ¹⁴. Entre los instrumentos, el Índice de Bienestar General (WHO-5 WBI, por sus siglas en inglés) es una escala autoadministrada breve (cinco ítems) y genérica para evaluar el BS durante los últimos 14 días ¹⁵. Los ítems del WHO-5 WBI reflejan la presencia de buen humor, sensación relajada, vitalidad e interés por las cosas. A pesar de su sentido positivo, el WHO-5 WBI puede emplearse también como una medida corta y rápida con el propósito de detectar la depresión en países con diferentes recursos económicos ¹⁶. La medición del bienestar, en lugar de los síntomas depresivos, es un procedimiento más aceptado por los pacientes y eficaz para detectar depresión. Así, una falta de bienestar sería un indicador de la existencia de un cuadro depresivo ¹⁷. Además, es posible usar el WHO-5 WBI en encuestas nacionales, ya que sus ítems no tienen en cuenta las características únicas de una población específica. Los orígenes del WHO-5 WBI se encuentran en el proyecto sobre calidad de la atención en pacientes con diabetes insulino-dependiente, desarrollada por la Oficina Regional de la OMS para Europa. La escala inicial tuvo 28 ítems, la que derivó luego en la versión de cinco ítems, que utilizamos en este estudio y que están formulados solo de manera positiva ¹⁸. Desde entonces, el WHO-5 WBI se ha traducido a más de treinta idiomas (véase https://www.who-5.org) ¹⁶ y administrado a diversas muestras como estudiantes adolescentes ¹⁹, adultos mayores ²⁰ y en diferentes condiciones de salud, como trastornos depresivos ¹⁷ y pacientes eutímicos con trastorno bipolar ²¹.

En relación con sus propiedades psicométricas, diversos estudios reportan la existencia de un solo factor del WHO-5 WBI que explica entre el 56.7 % y el 70.8 % de la varianza total y una adecuada consistencia interna, con coeficientes alfa de Cronbach entre 0.66 y 0.95 ^19-26. Una revisión sistemática demostró que los cinco ítems del WHO-5 WBI conforman una medida unidimensional en que cada uno ellos brindan una información única acerca del bienestar. De igual manera, al analizar la totalidad de estudios para detectar depresión, se observaron índices de sensibilidad y especificidad de 0.86 y 0.81, respectivamente, considerados aceptables ¹⁶.

A pesar de que el WHO-5 WBI es una de las medidas cortas más utilizadas, sobre todo en disciplinas médicas, se carece de una versión validada para el Perú. Además, las propiedades psicométricas del WHO-5 WBI en estudiantes universitarios no se han analizado en el contexto latinoamericano, sino en Iraq y Rumania ^27,28. Estos estudios solo han evaluado la estructura del WHO-5 WBI con base en el análisis factorial exploratorio y la correlación de su puntaje total con otras variables teóricamente asociadas. Por otro lado, no existen estudios en el contexto universitario que hayan probado la invariancia factorial de los ítems del WHO-5 WBI en diferentes subgrupos, como el sexo. Solo algunas investigaciones han evaluado la invarianza del WHO-5 WBI en muestras diferentes a los estudiantes universitarios. Estos resultados indican que la estructura unidimensional es invariante entre personas deprimidas y no deprimidas, así como entre hombres y mujeres de la población en general ^23,26. La invarianza factorial brinda evidencia empírica acerca de la estabilidad de la estructura del instrumento de medida entre diferentes grupos, por lo que es un requisito en aquellas investigaciones que comparan grupos ²⁹.

La ausencia de invarianza factorial aumenta las probabilidades de sesgo en la medición a favor de uno de los grupos comparados, debido a la presencia de variables extrañas, lo que afecta la validez de los resultados ²⁹. Asimismo, la brevedad y la facilidad de administración del WHO-5 WBI, junto con la facilidad para detectar cambios en el BS y no ser una medida específica para casos de enfermedad, también justifican su estudio psicométrico (19). En este sentido, el propósito del presente estudio fue analizar las evidencias iniciales de validez basada en la estructura interna, la confiabilidad y la invarianza factorial entre hombres y mujeres del WHO-5 WBI en población universitaria de un país latinoamericano, como el Perú. Con base en la evidencia empírica, se planteó como hipótesis que el modelo de un factor resulta en un buen ajuste. Además, se espera una fiabilidad aceptable y que la estructura factorial será invariante en función sexo.

Materiales y métodos

El diseño del estudio fue instrumental, debido a que se evaluaron las propiedades psicométricas de un instrumento de medida (30). Los participantes fueron estudiantes de dos universidades (pública y privada) de la ciudad de Trujillo (Perú), seleccionados por un muestreo intencional y que cumplían con los siguientes criterios de inclusión: a) tener 18 años o más, b) estar matriculados en la universidad seleccionada durante el estudio y c) consentir libremente su participación. Por otro lado, se consideraron criterios de exclusión: a) participantes con problemas físicos graves o discapacidad aparente, b) individuos que autoinformaron haber sido diagnosticados con algún problema de salud mental y estuvieron o están bajo tratamiento psiquiátrico durante el año anterior a la investigación y c) aquellos que no lograron completar el cuestionario. En el análisis de invarianza factorial se procuró que fueran similares los tamaños muestrales de hombres y mujeres. El cálculo del tamaño muestral (n) siguió la recomendación de Schumacker y Lomax, quienes sugieren un n entre 100 y 500 participantes para estudios de este tipo ³¹.

En este sentido, participaron 499 estudiantes universitarios con una edad promedio de 20.71 años (DE = 2.61), de los cuales 228 fueron hombres (45.69 %) y 271 mujeres (54.31 %). Los hombres y mujeres tuvieron una edad promedio de 20.8 años (DE = 2,74) y 20.6 años (DE = 2.50), respectivamente. La comparación de medias no evidenció diferencias significativas en el promedio de edad en función del sexo (t₍₄₉₇₎ = 0.884; p = 0.337; d = 0.08).

Como instrumento de medida se utilizó la versión en español del WHO-5 WBI, realizada por Simancas-Pallares et al., que es una medida de detección breve y efectiva del bienestar ²⁵. Esta versión muestra una adecuada consistencia interna (α = 0.852; ω = 0.877) y una estructura factorial que explica el 56.17 °% de la varianza total con buenos índices de ajuste. Está conformado por cinco ítems (por ejemplo: "Me he sentido alegre y de buen ánimo") con 4 alternativas de respuesta tipo Likert (0 = nunca, 1 = a veces, 2 = muchas veces y 3 = siempre). El puntaje total se obtiene con la sumatoria simple de los puntajes de cada ítem, donde 0 expresa una ausencia de bienestar y 15 un alto bienestar.

El estudio contó con el aval del Comité de Ética de la Universidad Privada del Norte, a la cual está suscrito el primer autor y que fue la institución que financió el proyecto. Se solicitaron los permisos a las autoridades de las instituciones universitarias públicas y privadas para la aplicación del WHO-5 WBI, a la vez que se informó acerca de sus características y el objetivo de la investigación. Una vez revisados los aspectos éticos y metodológicos, se obtuvo el aval respectivo. Enseguida, se procedió a informar a los estudiantes el objetivo del estudio, y por medio de la firma del consentimiento informado se obtuvo su participación voluntaria. Se aplicó el instrumento de manera colectiva en sus aulas de clases.

El análisis estadístico se llevó a cabo con el programa de acceso libre R, versión 3.1.2. Primero, se realizó un análisis factorial confirmatorio. No se efectuó un Análisis Factorial Exploratorio, porque teóricamente la escala asume la unidimensionalidad. Se siguió la clasificación de Mueller y Hancock, utilizando el estadístico chi-cuadrado (X²), el chi-cuadrado relativo (X²/gl), el error cuadrático medio de aproximación (RMSEA), la raíz residual estandarizada cuadrática media (SRMR) y el índice de ajuste comparativo (CFI) ³². Adicionalmente, se calculó el criterio de Akaike (AIC). Valores de X²/gl < 3; CFI > 0.95 y RMSEA y SRMR < 0.08 permitieron considerar un buen ajuste del modelo ³³. Con el fin de identificar posibles errores de especificación, se analizaron los índices de modificación, donde valores significativos del X² se encuentran asociados con magnitudes mayores a 0.20 del Unstandardized Expected Parameter Change ³⁴. En primer lugar, se evaluó el modelo unidimensional original, para luego incluir el modelamiento de errores correlacionados indicados por los índices de modificación como significativos.

Con base en la evidencia proporcionada mediante el análisis factorial confirmatorio se procedió a estudiar la IF de la escala. Por tal motivo, se evaluó el modelo progresivamente, desde la invarianza configural (M1), relacionado con una estructura factorial sin restricciones; invarianza métrica (M2), donde se imponen restricciones en las cargas factoriales; invarianza fuerte (M3), donde las cargas factoriales e interceptos son idénticos e invarianza estricta (M4), que asume igualdad en cargas factoriales, interceptos, covarianza y varianza del error ²⁹. Se calcularon los siguientes criterios de invariancia: la diferencia del chi-cuadrada (ΔX²; p > 0.05) y ΔCFI (ΔCFI < 0.01) ³⁵. Finalmente, se calcularon las diferencias de medias latentes entre hombres y mujeres a través de la t de Student y el tamaño del efecto según lo sugerido por Cohen ³⁶, donde d = 0.20 es pequeño, d = 0.50 es mediano y d = 0.80 es largo.

Se estimó la confiabilidad mediante el coeficiente ω, debido a que se utilizó un modelo de análisis factorial ³⁷. Como uno de los modelos contó con errores correlacionados se calculó el ω con corrección para este caso (ω_corregido), donde son adecuados valores ω_corregido > 0.80 ³⁸.

Resultados

La hipótesis 1, que planteó que un modelo de un factor resulta en un buen ajuste, se sustentó por los siguientes resultados. Primero, se evaluó el modelo original de un solo factor con los cinco ítems, cuyos índices de ajuste no fueron del todo aceptables (X² = 36.022 [gl = 5]; p < 0.05; X²/gl = 7.204; CFI = 0.966; RMSEA = 0.112 [IC 90 %: 0.079-0.147]; SRMR = 0.032). Asimismo, se identificó una especificación cuyo Expected Parameter Change fue mayor a 0.20 entre el residual de los ítems 1 y 4, lo que sugiere una disminución significativa del valor x². Segundo, se incluyó la correlación de errores identificada, lo que mejoró los índices de ajuste del modelo, ahora considerados aceptables = 9.667 [gl = 4]; p > 0.05; X²/gl = 2.416; CFI = 0.994; RMSEA = 0.053 [IC 90 %: 0.006-0.097]; SRMR = 0.018). Además, el AIC es muy inferior al primer modelo (tabla 1).

Además, se reportan las cargas factoriales de los cinco ítems (tabla 2), donde el modelo 2 presenta altas cargas factoriales para la totalidad de ítems que oscilan entre 0.625 para el ítem 5 y 0.814 para el ítem 1.

La tabla 2 presenta los resultados que sustentan la hipótesis 2, donde se espera una fiabilidad aceptable. Se presenta el cálculo del coeficiente omega para el modelo 1 (ω = 0.787); mientras que en el caso del modelo 2 se efectuó una corrección de errores de correlaciones y presenta un coeficiente aceptable (ω_corregido = 0.758).

La hipótesis 3, donde se propone que la estructura factorial es invariante entre hombres y mujeres se presentan a continuación. El M1 mostró excelentes valores de ajuste. La M2 presentó índices CFI = 0.993 y RMSEA = 0.046 (0.000; 0.086), así como un valor de CFI (ΔCFI < 0.01) similar a M1. Estos resultados sugieren que el modelo base (M1) y el modelo con restricciones en las cargas (M2) son equivalentes. Posteriormente, se examinó la equivalencia entre interceptos (M3). donde los valores de ajuste fueron similares al M2: CFI = 0.995, SRMR = 0.033 y RMSEA = 0.033 (0.000; 0.071). Asimismo, se observa que la diferencia entre M3 y M2 no excede el criterio requerido (ΔCFI < 0.01), y con ello se consigue una invarianza fuerte (tabla 3). Finalmente, se comparó la equivalencia entre los residuos (M4), donde los valores sugieren que la diferencia entre M4 y M2 es mínima, al estar en el rango esperado (ΔCFI < 0.01).

Una vez comprobada la invarianza factorial, se compararon las medias latentes, producto del cumplimiento de la invarianza fuerte (35). Los resultados demuestran que no existen diferencias estadísticamente significativas en el bienestar de acuerdo con el sexo (t_(49497) = -1.865; p = 0.062). Asimismo, se calculó el tamaño del efecto (d = -0.166) el mismo que resultó no existente (tabla 4).

Discusión

Ante la ausencia de evidencias acerca de las propiedades psicométricas del WHO-5 WBI en el Perú, este es el primer estudio cuyo objetivo fue analizar las evidencias de validez basada en la estructura interna, confiabilidad e invarianza factorial en función del sexo en población universitaria. Los resultados apoyan la estructura unidimensional, adecuada confiabilidad e invarianza factorial en función del sexo del WHO-5 WBI, lo cual indica que es un instrumento adecuado para la evaluación del bienestar.

En términos de la evidencia de validez basada en el constructo, los resultados indican que la estructura unidimensional del WHO-5 WBI reportada en la literatura internacional se reproduce en la muestra de universitarios peruanos ^{18,21-24,26,39}. Sin embargo, los hallazgos también apoyan la presencia de covarianzas de errores de los ítems 1 (Me he sentido alegre y de buen ánimo) y 4 (Me he levantado sintiéndome bien y descansado) en el modelo unidimensional. En este sentido, se sugiere la inclusión de este error correlacionado, debido a la similitud en el significado de ambos ítems (que podrían expresar el sentirse bien), debido a su modo de fraseo (especificidad) y no al error de medida. El componente específico que comparten los ítems 1 y 4 es que usan las palabras "sintiéndome bien" y "buen ánimo", que tienen un significado similar y que no comparten los otros tres ítems ⁴⁰. Brown señala que la similitud conceptual y el fraseo son reconocidas como fuentes de varianza única ⁴¹. Este es uno de los pocos estudios en los cuales se presentan errores correlacionados, lo cual permite formular la hipótesis acerca de la influencia cultural y la heterogeneidad de la muestra en la estructura del WHO-5 WBI. Se recomienda que futuras investigaciones permitan la correlación entre los errores de los ítems 1 y 4. Ante estos resultados, se considera que una estructura de factor único modificada del WHO-5 WBI que permita correlacionar los errores de los ítems 1 y 4 es la más adecuada. La presencia de la correlación entre errores evitará a posteriori una inadecuada especificación de la estructura y una pérdida de información ⁴⁰.

La presencia de errores correlacionados en el modelo 2 sobrestimaría el valor de la consistencia interna y dificultaría estimar sin sesgo el coeficiente alfa de Cronbach ⁴². Esto podría generar sesgos en el funcionamiento de los índices de ajuste ⁴³. Ante esto, se utilizó el ω_corregido como estimador de la confiabilidad, debido a que su cálculo se basa en las cargas factorial y no depende del número de ítems ni del cumplimiento del principio de tal equivalencia ³⁸. Así, se brinda evidencia empírica de confiabilidad satisfactoria, que es superior a lo reportado por Campo-Arias et al., pero inferior a lo señalado por Simancas-Pallares et al. ^19,25. Otros estudios han indicado mayores estimaciones de la confiabilidad de las puntuaciones; pero mediante el coeficiente alfa de Cronbach ^{18,24,39,44,45}.

Respecto a la invarianza factorial, los resultados señalan que la estructura del WHO-5 WBI mide el mismo constructo y es igual de precisa para universitarios de ambos sexos ³⁵. Esto es consistente con los resultados de otros estudios que examinaron la invariancia factorial del WHO-5 WBI a través del sexo en Europa ²³. De manera específica, la invariancia factorial sugiere que: 1) los universitarios de ambos sexos comprenden el bienestar en una misma estructura unidimensional (invarianza configural); 2) las asociaciones entre los ítems del WHO-5 WBI y el constructo latente (bienestar) no varía entre los grupos comparados. Esto sugiere que los universitarios contestaron de manera similar a todos los ítems, independientemente del sexo al que pertenezcan (invarianza métrica); 3) la relación entre el puntaje observado y el puntaje latente del WHO-5 WBI es invariante. De esta manera, un cambio en los puntajes latentes generaría el mismo cambio en los puntajes observados del WHO-5 WBI en los grupos de hombres y mujeres (invariancia escalar), y 4) el error de medición para cada ítem fue constante al comparar muestras de universitarios de ambos sexos (invarianza estricta).

Respecto a la comparación de medias latentes, no existen diferencias en el bienestar de acuerdo con el sexo. Este resultado es diferente a otro en el cual las mujeres presentan un mayor bienestar que los hombres, independientemente de la pregunta sobre bienestar que se utiliza, excepto en los países más pobres ⁴⁶. Si bien este hallazgo es importante, la literatura sugiere investigar el rol mediador de la edad en la relación entre el sexo y bienestar ⁴⁷.

La implicación directa de la invarianza factorial del WHO-5 WBI y el análisis de las diferencias de las medias latentes es que se brindará mayor solidez a las conclusiones derivadas de las comparaciones entre hombres y mujeres, justificándose el empleo del WHO-5 WBI en estudios comparativos por sexo. Además, estos resultados se consideran una evidencia adicional de la validez y fiabilidad del WHO-5 WBI.

Hasta donde se conoce de la literatura, este es el primer estudio que brinda evidencia de la falta de sesgo de medida del WHO-5 WBI entre hombres y mujeres en el contexto peruano y latinoamericano.

El estudio tiene algunas limitaciones. Primera, solo se llevó a cabo en universidades de Trujillo y utilizando un muestreo intencional no aleatorio. Esto limita la generalización de los hallazgos, por lo que se recomienda evaluar las propiedades psicométricas del WHO-5 WBI en universitarios de diferentes contextos culturales del país. Segunda, se evaluó en el periodo de ausencia de evaluaciones académicas parciales o finales, cuando es menor el estrés. La ausencia de estrés podría influir en el puntaje del segundo ítem que pregunta por "Me he sentido tranquilo(a) y relajado(a)". Tercera, los datos se obtuvieron a partir de una medida de autoinforme que puede resultar en un sesgo, debido a la deseabilidad social. Estudios futuros tienen que emplear evaluaciones sin autoinforme y muestras más representativas. Cuarta, solo se analizó la validez basada en la estructura interna; por lo que se recomienda el estudio futuro de la validez basada en el proceso de respuesta (consiste en analizar la congruencia entre el constructo y la naturaleza de la respuesta emitida por los examinados, a partir de entrevistas a profundidad u otro procedimientos similares), en el contenido (se trata de demostrar que los ítems del test son una muestra representativa del constructo que se pretende medir), en las consecuencias (referido al análisis de las consecuencias sobre el uso y las interpretaciones que se realizarán con el instrumento) y en la relación con otras variables (análisis de las puntuaciones del test con variables externas) con el objetivo de brindar mayor fuerza a las conclusiones. Quinta, no se evaluó la confiabilidad test-retest del WHO-5 WBI, lo que impide analizar la estabilidad de las puntuaciones a través del tiempo.

A pesar de las limitaciones, los resultados tienen importantes implicancias prácticas. Así, el confirmar la estructura unidimensional con la presencia de un error correlacionado, confiabilidad de las puntuaciones e invarianza factorial, evitará la presencia de sesgos en la medición del bienestar que puedan llevar a interpretaciones equivocadas de los resultados y que no estén asociadas con las características de los grupos evaluados. En este sentido, la estructura unidimensional se muestra sólida y robusta a las diferencias existentes entre hombres y mujeres, lo cual demuestra que el constructo es comprendido de forma similar por ambos subgrupos. De esta manera, se justifica el empleo del WHO-5 WBI, como medida breve y general que permita interpretaciones válidas y confiables del bienestar, dentro del modelo de universidades saludables, donde el profesional de ciencias de la salud cumple un papel importante ⁴⁸. En este sentido, la evidencia señala que elevados niveles de bienestar son factores protectores ante el estrés y malestar emocional generados por los retos de la vida universitaria, al favorecer la calidad de vida, así como la salud física y mental ⁴⁹.

En conclusión, el WHO-5 WBI es un instrumento breve, válido, confiable e invariante según sexo para la medición del bienestar en una muestra no clínica, como los estudiantes universitarios.