EVIDENCIAS DE VALIDEZ DE LA ESCALA DE
BIENESTAR SOCIAL PARA LA POBLACIÓN BRASILEÑA
PAULO ROBERTO TABORDA DE SOUZA FILHO
http://orcid.org/0000-0003-4970-9865
Universidad Federal de Ciencias de la Salud de Porto Alegre
FILIPE CAMPANI
http://orcid.org/0000-0002-9368-0003
Universidad Federal de Ciencias de la Salud de Porto Alegre
MARY SANDRA CARLOTTO
https://orcid.org/0000-0003-2336-5224
Universidad de Brasilia
SHEILA GONÇALVES CÂMARA
Universidad Federal de Ciencias de la Salud de Porto Alegre
http://orcid.org/0000-0001-6761-7644
Correo electrónico: [email protected]
Recibido: 20 de octubre del 2025 / Aceptado: 8 de febrero del 2026
doi: https://doi.org/10.26439/persona2025.n2.8631
RESUMEN. La salud y el bienestar constituyen una fuente crítica tanto de capital financiero como social para el desarrollo sostenible de países y comunidades. En el contexto brasileño, sin embargo, existe una notable escasez de instrumentos que estén diseñados para evaluar el bienestar desde una perspectiva interrelacional. Así, el presente estudio tiene como objetivo presentar las evidencias de validez de la Escala de Bienestar Social para Brasil. El estudio involucró a 214 participantes brasileños (un 80 % constituido por mujeres) con edades entre los 18 y los 77 años (M = 32.75; DE = 10.68), quienes contestaron a la Escala de Bienestar Social y al Cuestionario de Salud General (QSG-12). Los datos fueron analizados mediante un análisis factorial confirmatorio. Los resultados identificaron un modelo de cinco factores con alfas satisfactorios (integración social: α = 0.80, ωt = 0.82; aceptación social: α = 0.84, ωt = 0.87; contribución social: α = 0.84, ωt = 0.83; actualización social: α = 0.66, ωt = 0.84; y coherencia social: α = 0.63, ωt = 0.71; escala total: α = 0.89, ωt = 0.95). Asimismo, identificaron adecuados índices de ajuste: CFI = 0.95; TLI = 0.94; RMSEA = 0.06 (IC = 0.05 – 0.07). La escala mostró una asociación significativa con el QSG-12, lo cual aporta evidencia de validez basada en la relación con otras variables. El instrumento contribuye a la ampliación de estudios sobre bienestar social en el contexto brasileño.
PALABRAS CLAVE: bienestar social / análisis factorial / evaluación psicológica / promoción de la salud
VALIDITY EVIDENCE FOR THE SOCIAL WELL-BEING
SCALE IN THE BRAZILIAN POPULATION
ABSTRACT. Health and well-being constitute a critical source of both financial and social capital for the sustainable development of countries and communities. In the Brazilian context, however, there is a notable shortage of validated instruments designed to assess well-being from an interrelational perspective. Thus, the present study aims to present evidence of the validity of the Social Well-being Scale for Brazil. The participants were 214 Brazilian subjects, 80 % women, aged between 18 and 77 years (M = 32.75; SD = 10.68), who completed the social well-being scale and the General Health Questionnaire (GHQ-12). The data were analyzed using confirmatory factor analysis. The results identified a five-factor model with satisfactory alphas (Social Integration: α = 0.80, ωt = 0.82; Social Acceptance: α = 0.84, ωt = 0.87; Social Contribution: α = 0.84, ωt = 0.83; Social Actualization: α = 0.66, ωt = 0.84; and Social Coherence: α = 0.63, ωt = 0.71; Total Scale: α = 0.89; ωt = 0.95) and adequate fit indices: CFI: 0.95; TLI: 0.94; RMSEA: 0.06 (C.I. = 0.05–0.07). The scale showed a significant association with the GHQ-12, providing validity evidence based on relations to other variables. The instrument contributes to the expansion of studies on social well-being in the Brazilian context.
KEYWORDS: Social well-being; factor analysis; psychological assessment; health promotion.
INTRODUCCIÓN
Los constructos relacionados con la salud y el bienestar en el contexto social han sido cada vez más estudiados en cuanto a su evaluación, tanto por la psicología como por áreas de la economía y la administración, entre otros (Salehi et al., 2017; Zhang et al., 2024). El creciente interés en este campo se debe principalmente a que la salud y el bienestar representan una importante fuente de capital financiero y social para el desarrollo de países y comunidades (Helliwell et al., 2024). Así, herramientas que permitan evaluar aspectos positivos relacionados con el bienestar de los individuos y aquellas que identifiquen las dificultades que se originan en las relaciones sociales son importantes para la interpretación de los diferentes fenómenos sociales e individuales vividos en diferentes contextos.
Los estudios sobre el bienestar en la sociedad comenzaron a ocurrir de manera más sistemática a partir de la década de los sesenta (Veenhoven, 2017). Existen dos grandes concepciones del bienestar: la hedonista, relacionada con los estudios sobre el bienestar subjetivo, y la eudaimónica, relacionada con los estudios sobre el bienestar psicológico (Santana & Gondim, 2016) y las actitudes positivas y el potencial humano (Disabato et al., 2016). El concepto de bienestar social (Keyes, 1998) surgió en el ámbito de los estudios sobre bienestar psicológico, como una necesidad de ofrecer un modelo teórico que entendiera el bienestar teniendo en cuenta aspectos individuales, intra e intersubjetivos de un individuo que está sujeto a la convivencia social y comunitaria. Este concepto, propio de la economía, migró a la psicología social como soporte teórico para investigar el continuo entre salud y enfermedad (Chávez et al., 2020).
Keyes (1998) define el bienestar social como la valoración que los sujetos realizan sobre las circunstancias y el funcionamiento dentro de una sociedad, valoración que es definida por cinco dimensiones: la integración social (la evaluación de las relaciones establecidas con la sociedad y la comunidad, la percepción del sentimiento de pertenencia, y el hecho de compartir creencias y valores); la aceptación social (el sentimiento de confianza, la aceptación de actitudes positivas y negativas asociadas con los demás y con la vida misma, que se describen como indicadores de salud mental); la contribución social (la evaluación de la valoración o el recurso social, el sentimiento de utilidad, de responsabilidad social; la actualización social (la evaluación del potencial y la trayectoria de la sociedad, la creencia en la evolución y el crecimiento social, o la confianza en el progreso y el cambio social); y, por último, la coherencia social (la evaluación de la percepción de la calidad, la organización y el funcionamiento de la sociedad y la preocupación por conocer lo que sucede en el mundo).
Para la evaluación del bienestar social, Keyes (1998) desarrolló las escalas de bienestar social, que tienen una versión de 33 ítems y una versión reducida de 15 ítems, que incluyen las cinco dimensiones que componen la concepción de bienestar social. Ambas versiones pretenden comprender cómo estos atributos se relacionan con otros aspectos asociados al bienestar desde una perspectiva espectral e integradora de la salud mental.
Con el objetivo de explorar un posible marco integral de bienestar, Gallagher et al. (2009) evaluaron el bienestar social junto con el bienestar subjetivo y psicológico en dos muestras estadounidenses, una de estudiantes universitarios (n = 591) y otra de población general (n = 4.032). Se realizó un análisis factorial confirmatorio (confirmatory factor analysis, CFA) de primer orden de la Escala de Bienestar Social, con cinco factores. Ese CFA presentó un modelo con ajuste adecuado en la muestra de estudiantes universitarios, pero con un ajuste marginal en la muestra de población general. Según los autores, esto puede deberse a la calidad de la medición en ambas muestras, ya que, entre los estudiantes, el estudio fue realizado por investigadores, mientras que en la población general se utilizaron datos de una encuesta nacional. La evaluación del modelo pentadimensional, que utilizó los 15 ítems de la escala reducida (tres ítems por dimensión), en ambas muestras, no fue consistente con la estructura latente propuesta por Keyes (1998). Con respecto a la estructura del bienestar general, los resultados indicaron que una estructura jerárquica se representaba mejor en un modelo compuesto por tres factores de segundo orden (bienestar subjetivo, psicológico y social).
Varios estudios han utilizado el instrumento en diferentes muestras y contextos: inmigrantes residentes en los Estados Unidos de América (Saasa et al., 2022), sujetos con trastornos mentales insertos en un programa de lucha contra el desempleo (Negrini et al., 2014), pacientes con multicomorbilidades (Kuipers et al., 2019), trabajadores bancarios de Nigeria (Babalola & Ojibola, 2022), escolares y adolescentes chilenos (López et al., 2021), brasileños (Bilbao et al., 2025), entre otros. El instrumento también ha sido utilizado en los contextos italiano e iraní (Cicognani et al., 2008), norteamericano (Joshanloo et al., 2018), chileno (Barrientos et al., 2016), paraguayo (Guerrero Garcete, 2025) y mexicano (Laca Arocena et al., 2010), siendo validado también para el caso chino (Li et al., 2015), el portugués de Portugal (Lages et al., 2018) y otras poblaciones de habla hispana (Blanco & Díaz, 2005). En Brasil, no existen instrumentos que evalúen el bienestar social tal como lo propone Keyes (1998).
En 2005, Blanco y Díaz adaptaron y validaron una versión reducida del instrumento original de Keyes (1998) para una muestra española compuesta por 469 individuos. La versión obtenida, debido a ajustes del modelo en el CFA, quedó compuesta por 25 ítems, divididos en cinco dimensiones. Se reportaron buenos índices de ajuste de modelo y buenos índices de confiabilidad muestral, además de buenos índices de correlación con otros constructos como la satisfacción con la vida, la anomia, la percepción de limitaciones, la salud comunitaria, entre otros. Por lo tanto, ese estudio tuvo como objetivo presentar las evidencias de validez de la Escala de Bienestar Social para Brasil.
MÉTODO
Participantes
Este estudio de diseño cuantitativo, analítico y transversal se realizó con 214 participantes brasileños, reclutados mediante muestreo no probabilístico por conveniencia. Los criterios de inclusión fueron: ser ciudadano brasileño, tener 18 años o más y aceptar el término de consentimiento libre e informado.
Entre los participantes (n = 214), 80 % eran mujeres, con edades entre 18 y 77 años (M = 32.75; DE = 10.68). La mayoría contaba con estudios superiores completos (67.3 %), estudiaba (65 %) y trabajaba (69.5 %). En cuanto a la distribución geográfica, la mayoría residía en la región sur de Brasil (80 %), seguida de las regiones centro-oeste (10 %), sudeste (5 %), nordeste (4 %) y norte (1 %).
El tamaño muestral fue considerado suficiente para los análisis psicométricos propuestos, de acuerdo con la complejidad del modelo evaluado. Se considera que un número de participantes igual o superior a 200 es adecuado para un CFA estimado mediante el método weighted least squares mean and variance adjusted (WLSMV) (Park, 2023).
Instrumentos
Encuesta sociodemográfica
Esta herramienta abordó las variables de sexo, edad, situación ocupacional (trabajo y/o estudio) y región del país donde vive.
Escala de Bienestar Social
Desarrollada por Keyes (1998), esta herramienta fue usada en la versión adaptada al español por Blanco y Díaz (2005). La escala consta de 25 ítems que evalúan las dimensiones de integración social (5 ítems, α = 0.69; ítem ejemplo: “Me siento cercano a otras personas”); aceptación social (6 ítems, α = 0.83; ítem ejemplo: “Creo que los demás me valoran como persona”); contribución social (5 ítems, α = 0.70; ítem de ejemplo: “Creo que lo que hago es importante para la sociedad”); actualización social (5 ítems, α = 0.79; ítem de ejemplo: “Veo que la sociedad está en continuo desarrollo”); y coherencia social (4 ítems, α = 0.68; ítem de ejemplo: “El mundo es demasiado complejo para mí”) (Blanco & Díaz, 2005). El instrumento se responde en una escala Likert que va desde 1 (totalmente de acuerdo) hasta 7 (totalmente en desacuerdo). Los elementos negativos se invirtieron para los cálculos promedio. Puntuaciones más bajas representan mejores índices de bienestar social.
Cuestionario de Salud General
Desarrollado por Goldberg (1972), el Cuestionario de Salud General (QSG-12) evalúa el bienestar psicológico en términos de salud mental y consta de 12 ítems (ítem de ejemplo: “Te sientes feliz”). De estos, 6 son en sentido positivo, con opciones de respuesta que van desde 1 (“Más de lo habitual”) hasta 4 (“Mucho menos de lo habitual”). Los 6 ítems de sentido negativo se responden en opciones que van desde 1 (“No”) a 4 (“Mucho más de lo habitual”). Goldberg (1972) considera que la evaluación de los ítems es más ventajosa si se realiza a través de una escala de respuesta de cuatro puntos, y cuanto menor sea la puntuación del individuo, mejor será su índice de bienestar psicológico. En un estudio brasileño (Oliveira et al., 2023), el modelo —probado por los autores— presentó índices de ajuste adecuados (goodness-of-fit index [GFI] = 0.95; índice de ajuste comparativo [comparative fit index, CFI] = 0.95; índice de Tucker-Lewis [Tucker-Lewis index, TLI] = 0.92; y el error cuadrático medio de aproximación [root mean square error of approximation, RMSEA] = 0.08), así como un α > ٠.70. En el presente estudio, el coeficiente alfa fue de 0.92. Para los análisis se calculó la media de la escala general.
Procedimientos de recolección de datos
La muestra fue contactada por conveniencia por medios virtuales, a través de las redes sociales con la invitación para participar, utilizando la técnica metodológica de bola de nieve. Esta es una forma de muestreo no probabilístico utilizada en investigación en la que los participantes iniciales de un estudio indican nuevos participantes que, a su vez, indican nuevos participantes sucesivamente hasta alcanzar el objetivo propuesto, cierto número total de sujetos (Etikan et al., 2016). La invitación contenía un enlace al entorno virtual de SurveyMonkey® que contenía la respuesta completada con lógica excluida, en el cual el participante marcaba la opción de consentimiento para participar en la investigación, y era redirigido a los instrumentos.
Procedimientos de adaptación transcultural y validez de contenido
Se contactó al autor original de la escala (Keyes, 1998) para obtener la autorización para la adaptación. Una vez obtenido su consentimiento, se solicitó la conformidad de los autores de la versión española (Blanco & Díaz, 2005), la cual también fue obtenida. La validez basada en el contenido de la Escala de Bienestar Social se estableció siguiendo un procedimiento secuencial de adaptación transcultural, conforme a las recomendaciones clásicas propuestas por Pasquali (2010) y Cassepp-Borges et al. (2010). Tras las etapas de traducción directa y síntesis de versiones, la traducción inversa (retrotraducción) se realizó a partir de la versión sintetizada en portugués brasileño por traductores bilingües independientes y ciegos a la versión original. Las retrotraducciones se compararon con la versión fuente para identificar discrepancias semánticas y conceptuales, las cuales fueron resueltas por consenso, lo que generó una versión prefinal. Posteriormente, los ítems fueron sometidos al juicio de cinco expertos en psicología social, quienes evaluaron de manera independiente la claridad semántica, la pertinencia teórica y la adecuación de los ítems al constructo y al contexto sociocultural brasileño.
La evaluación de los jueces tuvo un carácter cualitativo, basada en el consenso entre los expertos, sin el cálculo de coeficientes cuantitativos de concordancia. Los resultados indicaron que la totalidad de los ítems fue considerada clara, pertinente y conceptualmente adecuada, no identificándose problemas de comprensión ni necesidad de modificaciones sustantivas. Este conjunto de evidencias permitió asegurar la adecuación conceptual, semántica y cultural del instrumento para su aplicación en la población brasileña.
Procedimientos de análisis de datos
Se realizó un análisis univariado para describir a los participantes, así como análisis descriptivos de los ítems y de las dimensiones de la escala, considerando medidas de tendencia central, dispersión y asimetría. La consistencia interna se evaluó mediante el coeficiente alfa de Cronbach y el coeficiente omega total de McDonald (ωt), teniendo en cuenta las limitaciones del alfa en modelos con cargas no tau-equivalentes.
La estructura interna de la escala se evaluó a través de un CFA, estimado con el método WLSMV, apropiado para datos ordinales. Se utilizó el programa Mplus versión 6.2, y se especificó un modelo de cinco factores correlacionados, conforme a la propuesta teórica de Keyes (1998). El ajuste del modelo se evaluó mediante el CFI y el TLI, considerando valores ≥ 0.90, así como el RMSEA, con valores ≤ 0.08, de acuerdo con los criterios propuestos por Hu y Bentler (1999).
En consonancia con la literatura metodológica clásica y contemporánea, el tamaño muestral en el CFA debe evaluarse en función de la complejidad del modelo, la magnitud de las cargas factoriales, el número de indicadores por factor y la precisión de las estimaciones, y no mediante reglas fijas basadas exclusivamente en el número de ítems (Brown, 2015; MacCallum et al., 1996; Park, 2023; Xia & Yang, 2019).
El modelo evaluado presentó una complejidad moderada, compuesto por cinco factores correlacionados y 24 ítems en el modelo final. Con un tamaño muestral de n = 214, se obtuvo una solución estable, con índices de ajuste adecuados y cargas factoriales satisfactorias (≥ 0.40), sin estimaciones inadmisibles, lo que sugiere que el tamaño de la muestra fue adecuado para los análisis propuestos. Además, n = 214 es consistente con recomendaciones contemporáneas para CFA con estimación WLSMV, priorizando la estabilidad de las estimaciones frente a reglas fijas ítem–participante.
Para la obtención de evidencias de validez basada en la relación con otras variables, se realizaron análisis de correlación entre las puntuaciones de la Escala de Bienestar Social y la media del QSG-12, para lo cual se utilizó el coeficiente de correlación de Pearson y se considero la distribución aproximada de las puntuaciones compuestas.
Aspectos éticos
El estudio fue aprobado por el Comité de Ética en Investigación de la Universidad Federal de Ciencias de la Salud de Porto Alegre (Brasil), según dictamen 2.833.195. El estudio cumple con las resoluciones 466/2012 y 510/2016 del Consejo Nacional de Salud de Brasil, así como con el oficio circular 2/2021/CONEP/SECNS/MS, que establece las orientaciones para los procedimientos en investigaciones con cualquier etapa en un entorno virtual. Antes de la recolección de datos, los participantes recibieron información clara sobre los objetivos del estudio, el carácter voluntario de su participación, la confidencialidad de sus respuestas y la posibilidad de retirarse en cualquier momento sin consecuencias. Solo aquellos que otorgaron su consentimento informado participaron en el estudio.
RESULTADOS
Después de inspeccionar estadísticas descriptivos (asimetría y dispersión) se realizaron análisis exploratorios iniciales (tendencia central y dispersión) y análisis descriptivos de todos los ítems y factores que componen la versión inicial de 25 ítems del instrumento, para lo cual se consideraron las correlaciones ítem-total y los valores de asimetría. También se calcularon los coeficientes de confiabilidad para los cinco factores, así como la contribución de cada elemento a su factor de origen. Los resultados indicaron la posibilidad de realizar un CFA.
Análisis factorial confirmatorio
El modelo inicial de 25 ítems se sometió a un CFA. Los índices de adecuación del modelo fueron satisfactorios (Tabla 1) según la clasificación de índices propuesta por Hu y Bentler (1999). Sin embargo, considerando las particularidades de la muestra brasileña y, también, buscando preservar el modelo teórico, se utilizaron análisis y modificaciones post hoc para promover modelos alternativos y mejorar los índices, tal como lo proponen Pan et al. (2017).
Tabla 1
Índices de ajuste de los modelos de la Escala de Bienestar Social en el contexto brasileño
|
x² |
x²/gl |
CFI |
TLI |
RMSEA |
|
|
Modelo 1 |
682.07(p < 0.01) |
2.57 |
0.913 |
0.904 |
0.07 (IC = 0.07 – 0.08) |
|
Modelo 2 (con el ítem 8 en |
497.95 (p < 0.01) |
2.06 |
0.944 |
0.936 |
0.06 (IC = 0.06 – 0.07) |
|
Modelo 3 (con covarianza de |
479.99 (p < 0.01) |
1.99 |
0.95 |
0.94 |
0.06 (IC = 0.05 – 0.07) |
Nota. n = 214
El ítem 8 (“Siento que soy parte importante de mi comunidad”) tuvo alta carga factorial y covarianza de error significativa en otro factor (contribución social), lo cual justifica su reubicación del factor de integración social al de contribución social. Además, el ítem 21 (“Creo que no se debe confiar en las personas”) tuvo altas covarianzas de error con todos los factores. Por lo tanto, se decidió excluirlo. Luego de un nuevo análisis, hubo una mejora significativa en los índices de adecuación del modelo, según los criterios propuestos por Byrne (2010): X²: 479.99; X²/gl: 1.99; CFI: 0.95; TLI: 0.94; RMSEA: 0.06 (IC = 0.05 – 0.07). Tal modificación fue realizada de forma teóricamente informada, con lo cual se evitaron ajustes puramente estadísticos.
El modelo final quedó compuesto por 24 ítems distribuidos en cinco dimensiones correlacionadas: Integración, Aceptación, Contribución, Actualización y Coherencia. Todas las cargas factoriales estandarizadas fueron adecuadas (≥ .40; Walker, 2012), oscilando entre .40 (principalmente en la dimensión Actualización) y .84 (en Integración), lo que indica una adecuada representación de los ítems por sus factores latentes. En términos generales, las dimensiones de Aceptación y Contribución concentraron las cargas más elevadas del modelo, mientras que Actualización presentó las saturaciones más bajas, aunque dentro de valores aceptables en modelos de medición.
Las covarianzas entre los factores fueron positivas y de magnitud baja a moderada-alta (Hair et al., 2018), variando entre .34 (entre Aceptación y Contribución) y .73 (entre Integración y Contribución), lo que sugiere que las dimensiones se encuentran relacionadas, pero empíricamente distinguibles. Se observaron asociaciones relativamente más altas entre Integración y Aceptación, así como entre Contribución, Actualización y Coherencia, indicando coherencia estructural entre las dimensiones del bienestar social en el contexto brasileño. Una vez obtenido el modelo ajustado, se realizó un nuevo análisis descriptivo y análisis de confiabilidad. Los resultados se muestran en la Tabla 2.
Tabla 2
Estadísticos descriptivos de los ítems y dimensiones del modelo ajustado de la Escala de Bienestar Social en el contexto brasileño
|
Subescala / Ítem |
M(DE) |
Correlación ítem-total corregida |
Asimetría |
Alfa sin ítem |
|
Integración social (α = 0.80, ωt = 0.82) |
3.00 (1.25) |
- |
0.63 |
- |
|
4 |
2.66 (1.40) |
0.59 |
0.96 |
0.76 |
|
10 |
3.42 (1.63) |
0.65 |
0.43 |
0.73 |
|
17 |
2.93 (1.64) |
0.55 |
0.78 |
0.78 |
|
25 |
3.02 (1.64) |
0.66 |
0.56 |
0.72 |
|
Aceptación social (α = 0.84, ωt = 0.87) |
4.13 (1.30) |
- |
− 0.01 |
- |
|
2 |
4.14 (1.71) |
0.70 |
− 0.14 |
0.78 |
|
3 |
3.26 (1.67) |
0.57 |
0.42 |
0.82 |
|
12 |
4.85 (1.60) |
0.74 |
− 0.58 |
0.77 |
|
18 |
4.23 (1.68) |
0.66 |
− 0.02 |
0.80 |
|
24 |
4.20 (1.70) |
0.53 |
− 0.04 |
0.83 |
|
Contribución social (α = 0.84, ωt = 0.83) |
2.31 (1.06) |
- |
0.82 |
- |
|
8 |
3.18 (1.69) |
0.61 |
0.51 |
0.83 |
|
14 |
1.91 (1.19) |
0.48 |
1.76 |
0.80 |
|
19 |
2.03 (1.21) |
0.64 |
1.29 |
0.79 |
|
20 |
2.11 (1.50) |
0.70 |
1.49 |
0.82 |
|
22 |
2.26 (1.39) |
0.55 |
1.12 |
0.79 |
|
23 |
2.37 (1.57) |
0.71 |
1.22 |
0.78 |
|
Actualización social (α = 0.66, ωt = 0.84) |
3.07 (1.16) |
- |
0.51 |
- |
|
1 |
2.51 (1.77) |
0.26 |
1.05 |
0.67 |
|
5 |
3.23 (1.82) |
0.40 |
0.40 |
0.60 |
|
6 |
3.88 (2.00) |
0.35 |
0.12 |
0.63 |
|
11 |
2.93 (1.74) |
0.53 |
0.60 |
0.54 |
|
15 |
2.84 (1.64) |
0.52 |
0.79 |
0.55 |
|
Coherencia social (α = 0.63, ωt = 0.71) |
3.19 (1.25) |
- |
0.11 |
- |
|
7 |
3.61 (2.08) |
0.41 |
0.28 |
0.55 |
|
9 |
3.83 (1.96) |
0.57 |
0.05 |
0.41 |
|
13 |
1.98 (1.29) |
0.33 |
1.35 |
0.61 |
|
16 |
3.37 (1.85) |
0.33 |
0.42 |
0.60 |
|
Escala completa (α = 0.89, ωt = 0.95) |
3.11 (0.87) |
- |
0.25 |
- |
Nota. n = 214
Las medias de los factores muestran que el factor de aceptación social fue el de mayor valor (M = 4.13; DE = 1.25), seguido de la media del factor de coherencia social (M = 3.19; DE = 1.25). El promedio más bajo se identificó en el factor de contribución social (M = 2.31; SD = 1.04). Las correlaciones ítem-total fueron: integración social (entre r = 0.49 y r = 0.65), aceptación social (entre r = 0.54 y r = 0.73), contribución social (entre r = 0.46 y r = 0.69), actualización social (entre r = 0.26 y r = 0.53) y coherencia social (entre r = 0.33 y r = 0.57). En las cinco dimensiones de la escala, la mayoría de los valores del índice de asimetría se encuentran dentro del intervalo ± 2, lo que indica una distribución normal (Hair et al., 2013). Los coeficientes de confiabilidad para la escala general fueron α = 0.89 y ωt = 0.95. El valor de los coeficientes varió de α = 0.84 y ωt = 0.83 (aceptación social) a α = 0.63 y ωt = 0.71 (coherencia social).
Evidencias de validez basadas en la relación con otras variables
Para evaluar la evidencia de validez del criterio de la Escala de Bienestar Social, se comparó la media de la escala general, así como sus dimensiones (integración social, aceptación social, contribución social, actualización social y coherencia social), con la media general del QSG-12, utilizado como medida externa para obtener evidencias de validez convergente (validez basada en la relación con otras variables). Para ello, se utilizó el análisis de correlación de Pearson, cuyos resultados se muestran en la Tabla 3. Todas las correlaciones fueron significativas entre las dimensiones de bienestar social y el índice de bienestar psicológico, variando de 0.14 a 0.35; así como las dimensiones de bienestar social mostraron correlaciones significativas y moderadas entre sí.
Tabla 3
Correlaciones entre las medias de los factores de la Escala de Bienestar Social y la media del QSG-12
|
Escala/Factor |
1 |
2 |
3 |
4 |
5 |
6 |
7 |
|
1. QSG-12 |
1 |
||||||
|
2. Integración social |
0.35** |
1 |
|||||
|
3. Aceptación social |
0.19** |
0.44** |
1 |
||||
|
4. Contribución social |
0.34** |
0.63** |
0.32** |
1 |
|||
|
5. Actualización social |
0.15* |
0.41** |
0.48** |
0.46** |
1 |
||
|
6. Coherencia social |
0.29** |
0.29** |
0.37** |
0.37** |
0.40** |
1 |
|
|
7. Bienestar social |
0.35** |
0.76** |
0.76** |
0.73** |
0.75 |
0.64** |
1 |
Nota. n = 214; * p ≤ 0.05; ** p ≤ 0.01.
DISCUSIÓN
El presente estudio tuvo como objetivo presentar las evidencias de validez de la Escala de Bienestar Social para la población brasileña. El instrumento mostró índices de ajuste satisfactorios para el modelo de cinco dimensiones y valores de consistencia interna adecuados para su uso en la población brasileña. Además, se observaron asociaciones significativas con el QSG-12, lo que aporta evidencia de validez convergente basada en la relación con una medida de bienestar psicológico o salud mental (Borges & Argolo, 2002; Goldberg, 1972; Oliveira et al., 2023). El instrumento puede ser utilizado tanto en su forma completa, con 24 ítems, como por dimensión, delimitando las especificidades de los componentes del bienestar social cuando sea necesario, lo cual garantiza mayor calidad y precisión en los estudios en la muestra brasileña.
El modelo final del instrumento sigue una estructura similar a la encontrada por Blanco y Díaz (2005), que también mostró idoneidad para muestras españolas y chilenas. Esto abre la posibilidad de futuros estudios transculturales y permite una mejor comprensión de los aspectos de salud mental que trascienden las causalidades contextuales y regionales. Aunque existe evidencia psicométrica en Portugal (Lages et al., 2018), diferencias lingüísticas y socioculturales entre el portugués europeo y el brasileño justifican evaluar empíricamente la estructura y la fiabilidad del instrumento en Brasil, en lugar de asumir equivalencia. Por ello, se realizó una adaptación específica y se examinó su estructura factorial en la población brasileña.
Los índices de confiabilidad fueron satisfactorios y adecuados para la escala general y para los factores de integración social, aceptación social y contribución social (todos por encima de 0.70). Dos factores (actualización y coherencia social) mostraron valores de índice de confiabilidad aceptables (0.63 y 0.66). Sin embargo, otros estudios de validación también apuntaron a índices de fiabilidad similares para las dimensiones de la escala en diferentes contextos (Blanco & Díaz, 2005; Lages et al., 2018; Li et al., 2015). Los análisis de confiabilidad mostraron que la exclusión del ítem “Para mí, el progreso social no existe” contribuiría a aumentar el coeficiente alfa de la dimensión de actualización. Sin embargo, se decidió preservar el modelo teórico inicial.
Otro dato importante a considerar fue que dos ítems pertenecientes a dimensiones con tasas de confiabilidad más bajas también tenían cargas factoriales más bajas. Se decidió mantener estos ítems en el modelo final ya que los índices de ajuste eran adecuados y los ítems tenían cargas factoriales representativas y aceptables (≥ 0.40) (Walker & Maddan, 2012, pp. 325-351). Además, se volvió a considerar el modelo teórico, lo que indicó la adecuación de mantener el modelo fiel a la estructura ya validada (Blanco & Díaz, 2005).
En relación con la fiabilidad, se observó una diferencia sistemática entre los coeficientes alfa de Cronbach y omega de McDonald, particularmente en las dimensiones de actualización social y coherencia social, en las cuales el alfa presentó valores más bajos en comparación con el omega. Esta discrepancia es esperable, dado que el coeficiente alfa asume tau-equivalencia, es decir, que todos los ítems contribuyen de manera equivalente al constructo, un supuesto que raramente se cumple en modelos factoriales confirmatorios con cargas heterogéneas. En contraste, el coeficiente omega no requiere el supuesto de tau-equivalencia y se considera una estimación más adecuada de la fiabilidad en escalas multidimensionales basadas en modelos factoriales, como la presente. Así, los valores de omega obtenidos indican una consistencia interna adecuada, incluso en aquellas dimensiones con menor número de ítems y mayor variabilidad en las cargas factoriales, apoyando la fiabilidad del instrumento en el contexto brasileño.
Vale la pena señalar los cambios que ocurrieron en el proceso de análisis de confirmación de la estructura para el contexto brasileño. Uno de los ítems (“Siento que soy parte importante de mi comunidad”) tuvo una alta carga factorial y altas covarianzas de error con otro factor (contribución social), que no correspondía a la estructura original (integración social). Esto permite pensar que, para la población en estudio, el sentimiento de importancia social no está relacionado con el sentimiento de compartir ideales o creencias, sino con el sentimiento de utilidad y percepción de valor o de recurso y responsabilidad social. La reubicación del ítem, por lo tanto, tuvo como objetivo contemplar las características contextuales de la población de estudio. Teniendo en cuenta que la dimensión de la contribución social tuvo el promedio más bajo (lo que representa mayor positividad en términos de bienestar social), se necesitan más estudios para comprender qué variables en la población brasileña son responsables de esa percepción.
El presente estudio presenta algunas limitaciones que deben ser consideradas en la interpretación de los resultados. En primer lugar, la muestra fue obtenida mediante muestreo no probabilístico por conveniencia, con predominio de mujeres, participantes con mayor nivel educativo y residentes principalmente en la región sur de Brasil, lo que limita la generalización de los hallazgos a otros grupos sociodemográficos y contextos regionales. En segundo lugar, si bien el tamaño muestral (n = 214) fue adecuado para la estimación del modelo evaluado —de complejidad moderada y con cargas factoriales satisfactorias—, los resultados deben interpretarse como evidencias iniciales de validez. Estudios futuros con muestras más amplias y heterogéneas podrán aumentar la precisión de las estimaciones, así como permitir la evaluación de la invariancia factorial entre distintos grupos (por ejemplo, por sexo, edad o región), lo que fortalecerá la robustez psicométrica del instrumento. Asimismo, la naturaleza transversal del estudio impide examinar la estabilidad temporal de la estructura factorial y de las puntuaciones del instrumento. Investigaciones futuras podrían incorporar diseños longitudinales con el fin de evaluar la invariancia temporal y la fiabilidad test-retest de la escala. Por último, la evidencia de validez basada en la relación con otras variables se restringió al QSG-12, que evalúa principalmente el bienestar psicológico. Aunque su uso es teóricamente justificable, estudios posteriores deberían incluir constructos conceptualmente más próximos al bienestar social, como anomia, sentido de comunidad o capital social, con el fin de ampliar las evidencias de validez convergente y discriminante del instrumento.
Este estudio fue necesario debido a la falta de instrumentos para medir el bienestar social (y sus dimensiones) en el contexto brasileño. Hay escasez de estudios nacionales sobre el tema, así como no existen estudios que aborden aspectos de la promoción de la salud que tengan en cuenta el constructo mencionado. Se espera que el estudio sobre las evidencias de validez de un instrumento dirigido a este fin proporcione investigaciones más amplias e integradoras sobre la salud mental de la población brasileña, teniendo en cuenta la evaluación y la percepción que los individuos tienen de su contexto social, relaciones establecidas y la sociedad en general. Así, se cree que los resultados de este estudio contribuyen a la difusión de un instrumento con buenas evidencias de validez para su uso en Brasil. Asimismo, puede ser útil para el levantamiento de indicadores sociales de salud en distintos contextos. Esto permite monitorear dimensiones específicas del bienestar social en diversos territorios y orientar acciones de promoción de la salud y cohesión social basadas en evidencia. A partir de encuestas sobre el bienestar social en diferentes sectores de la población brasileña, se pueden planificar intervenciones que no solo apunten a reducir la prevalencia e incidencia de los problemas de salud mental, sino que también posibiliten promover aspectos de la calidad de vida y el bienestar de la población y del individuo como ser social.
REFERENCIAS
Babalola, S., & Ajibola, O. (2022). Corporate ethical values and organizational justice as determinants of workplace stress, employees’ psychological and social well-being. African Journal of Behavioural and Scale Development Research, 4(2), 27-37. https://ojs.abreap.org/index.php/journal/article/view/134
Barrientos, J., Cárdenas, M., Gómez, F., & Guzmán, M. (2016). Gay men and male-to-female transgender persons in Chile: An exploratory quantitative study on stigma, discrimination, victimization, happiness and social well-being. En T. Köllen (Ed.), Sexual orientation and transgender issues in organizations. Global perspectives on LGBT workforce diversity (pp. 253-270). Springer International Publishing. https://doi.org/10.1007/978-3-319-29623-4_15
Bilbao, M., López, V., Torres-Vallejos, J., Ascorra, P., & Páez, D. (2025). Adaptación de la Escala de Bienestar Social para profesores y personal escolar. Revista de Psicología, 43(1), 29-52. https://doi.org/10.18800/psico.202501.002
Blanco, A., & Díaz, D. (2005). El bienestar social: su concepto y medición. Psicothema, 17(4), 582-589. https://www.psicothema.com/pdf/3149.pdf
Borges, L. de O., & Argolo, J. C. T. (2002). Adaptação e validação de uma escala de bem-estar psicológico para uso em estudos ocupacionais. Avaliação Psicológica, 1, 17–27. http://pepsic.bvsalud.org/scielo.php?script=sci_arttext&pid=S1677-04712002000100003
Brown, T. A. (2015). Confirmatory factor analysis for applied research (2.a ed.). Guilford Press.
Byrne, B. M. (2010). Structural equation modeling with AMOS (2.a ed.). Routledge.
Cassepp-Borges, V., Balbinotti, M. A. A., & Teodoro, M. L. M. (2010). Tradução e validação de conteúdo: uma proposta para a adaptação de instrumentos. En L. Pasquali (Org.), Instrumentação psicológica: fundamentos e práticas (pp. 506-520). ArtMed.
Cicognani, E., Pirini C., Keyes C., Joshanloo, M., Rostami, R., & Nosratabadi, M. (2008). Social participation, sense of community and social well being: A study on American, Italian and Iranian university students. Social Indicators Research, 89(1), 97–112 https://doi.org/10.1007/s11205-007-9222-3
Disabato, D. J., Goodman, F. R., Kashdan, T. B., Short, J. L., & Jarden, A. (2016). Different types of well-being? A cross-cultural examination of hedonic and eudaimonic well-being. Psychological Assessment, 28(5), 471–482. https://doi.org/10.1037/pas0000209
Etikan, I., Alkassim, R., & Abubakar, S. (2016). Comparison of snowball sampling and sequential sampling technique. Biometrics & Biostatistics International Journal, 3(1), 6-7.
Gallagher, M. W., Lopez, S. J., & Preacher, K. J. (2009). The hierarchical structure of well-being. Journal of Personality, 77(4), 1-18. https://doi.org/10.1111/j.1467-6494.2009.00573.x
Goldberg, D. (1972). The detection of psychiatric illness by questionnaire: A technique for the identification and assessment of non-psychotic psychiatric illness. Oxford University Press.
Guerrero Garcete, J. D. (2025). La relación entre sentido de comunidad en el barrio, bienestar psicológico y bienestar social en adultos residentes del barrio Dr. Ricardo Brugada (La Chacarita) de Asunción. Revista Científica de la Facultad de Filosofía, 21(1), 24-39. https://revistascientificas.una.py/index.php/rcff/article/view/5009
Hair, J. F. Jr., Black, W. C., Babin, B. J., & Anderson, R. E. (2018). Multivariate data analysis (8.a ed.). Cengage.
Helliwell, J. F., Layard, R., Sachs, J. D., De Neve, J.-E., Aknin, L. B., & Wang, S. (Eds.). (2024). World Happiness Report 2024. Wellbeing Research Centre. https://www.worldhappiness.report/ed/2024/
Hu, L.-T., & Bentler, P. M. (1999). Cutoff criteria for fit indexes in covariance structure analysis: Conventional criteria versus new alternatives. Structural Equation Modeling, 6(1), 1-55. https://doi.org/10.1080/10705519909540118
Joshanloo, M., Sirgy, M. J., & Park, J. (2018). Directionality of the relationship between social well-being and subjective well-being: Evidence from a 20-year longitudinal study. Quality of Life Research, 27(1), 1-9. https://doi.org/10.1007/s11136-018-1865-9
Keyes, C. L. M. (1998). Social well-being. Social Psychology Quarterly, 61(2), 121-140. https://doi.org/10.2307/2787065
Kuipers, S. J., Cramm, J. M. & Nieboer, A. P. (2019). The importance of patient-centered care and co-creation of care for satisfaction with care and physical and social well-being of patients with multi-morbidity in the primary care setting. BMC Health Services Research, 19(13), 1-9. https://doi.org/10.1186/s12913-018-3818-y
Laca Arocena, F. A., Mejía Ceballos, J. C., & Yañez Velasco, C. (2010). Identidad mexicana e interés político: predictores de bienestar social y anomia. Acta Universitaria, 20(2), 40-49. https://doi.org/10.15174/au.2010.79
Lages, A., Magalhães, E., Antunes, C., & Ferreira, C. (2018). Social well-being scales: Validity and reliability evidence in the Portuguese context. Psicologia, 32(2), 15-26. https://doi.org/10.17575/rpsicol.v32i2.1334
Li, M., Yang, D., Ding, C., & Kong, F. (2015). Validation of the social well-being scale in a Chinese sample and invariance across gender. Social Indicators Research, 121(2), 607-618. https://doi.org/10.1007/s11205-014-0639-1
López, V., Torres-Vallejos, J., Ascorra, P., González, L., Ortiz, S., & Bilbao, M. (2021). Contributions of individual, family, and school characteristics to Chilean students’ social well-being at school. Frontiers in Psychology, 12. https://doi.org/10.3389/fpsyg.2021.620895
MacCallum, R. C., Browne, M. W., & Sugawara, H. M. (1996). Power analysis and determination of sample size for covariance structure modeling. Psychological Methods, 1(2), 130-149. https://doi.org/10.1037/1082-989X.1.2.130
Negrini, A., Corbière, M., Fortin, G., & Lecomte, T. (2014). Psychosocial well-being construct in people with severe mental disorders enrolled in supported employment programs. Community Mental Health Journal, 50(8), 932-42. https://doi.org/10.1007/s10597-014-9717-8
Oliveira, T. A. A., Gouveia, V. V., Ribeiro, M. G. C., Oliveira, K. G., De Melo, R. L. P., & Montagna, E. (2023). General Health Questionnaire (GHQ-12): New evidence of construct validity. Ciência e Saúde Coletiva, 28(3), 803-810. https://doi.org/10.1590/1413-81232023283.09452022
Pan, J., Ip, E. H., & Dubé, L. (2017). An alternative to post hoc model modification in confirmatory factor analysis: The Bayesian lasso. Psychological Methods, 22(4), 687-704. https://doi.org/10.1037/met0000112
Park, C. G. (2023). Implementing alternative estimation methods to test the construct validity of Likert-scale instruments. Korean Journal of Women Health Nursing, 29(2), 85-90. https://doi.org/10.4069/kjwhn.2023.06.14.2
Pasquali, L. (2010). Instrumentação psicológica: fundamentos e práticas. Artmed.
Saasa, S., Okech, D., Choi, Y. J., Nackerud, L., & Littleton, T. (2022). Social exclusion, mental health, and social well-being among African immigrants in the United States. International Social Work, 65(4), 787-803. http://dx.doi.org/10.1177/0020872820963425
Salehi, A., Marzban, M., Sourosh, M., Sharif, F., Nejabat, M., & Imanieh, M. H. (2017). Social well-being and related factors in students of school of nursing and midwifery. International Journal of Community Based Nursing and Midwifery, 5(1), 82-90. https://www.ncbi.nlm.nih.gov/pmc/articles/PMC5219568/pdf/IJCBNM-5-82.pdf
Santana, V. S., & Gondim, S. M. G. (2016). Regulação emocional, bem-estar psicológico e bem-estar subjetivo. Estudos de Psicologia, 21(1), 58-68. https://doi.org/10.5935/1678-4669.20160007
Valencia Chávez, G. C., De la Torre González, M., & Flores Herrera, L. M. (2020). Escala de Bienestar Social, referente del binomio salud-enfermedad. Vertientes, 23(1-2), 5-11.
Veenhoven, R. (2017). Co-development of happiness research: Addition to “Fifty years after the social indicator movement”. Social Indicators Research, 135(3), 1001-1007. https://doi.org/10.1007/s11205-017-1554-z
Walker, J. T., & Maddan, S. (2012). Statistics in criminology and criminal justice: Analysis and interpretation (3.a ed.). Jones and Bartlett Learning.
Xia, Y., & Yang, Y. (2019). RMSEA, CFI, and TLI in structural equation modeling with ordered categorical data: The story they tell depends on the estimation methods. Behavior Research Methods, 51(1), 409-428. https://doi.org/10.3758/s13428-018-1055-2
Zhang, W., Balloo, K., Hosein, A., Medland, E. (2024). A scoping review of well-being measures: Conceptualisation and scales for overall well-being. BMC Psychology, 12, a585. https://doi.org/10.1186/s40359-024-02074-0