(M) 2. La Escala de Balance Afectivo - scielo.isciii.esscielo.isciii.es/pdf/clinsa/v19n2/v19n2a02.pdf · 1 Departamento Personalidad, Evaluación y Tratamiento Psicológico. Facultad

La «Escala de Balance Afectivo».Propiedades psicométricas de un

instrumento para la medida del afectopositivo y negativo en población

española

The «Affect Balance Scale». Itspsychometric properties as a tool for

measuring positive and negative affect inthe spanish population

D. GODOY-IZQUIERDO1

A. MARTÍNEZ2

J. F. GODOY1

RESUMEN

El Balance Afectivo se ha propuesto como uno de los componentes, juntocon la Satisfacción Vital, del Bienestar Subjetivo. El Balance Afectivo se refierea las respuestas emocionales de la persona cuando hace juicios valorativossobre su vida, y es el resultado de la consideración de las emociones tantopositivas como negativas experimentadas a lo largo de un período de tiempodeterminado. Este estudio presenta las características de la Escala de BalanceAfectivo (EBA) (versión española de la escala de Afecto Positivo y Negativo de

Clínica y Salud, 2008, vol. 19 n.º 2 157

Clínica y Salud, 2008, vol. 19 n.° 2 - Págs. 157-189. ISSN: 1135-0806

ARTÍCULOS

1 Departamento Personalidad, Evaluación y Tratamiento Psicológico. Facultad de Psicología. Uni-versidad de Granada. Campus Universitario de Cartuja, 18071 Granada (España. [email protected]

2 Investigador colaborador del Grupo de Investigación de Medicina Conductual/Psicología de laSalud (CTS-0267). Facultad de Psicología. Universidad de Granada. Campus Universitario de Cartuja,18081 Granada (España).

Fecha de Recepción: 08-05-2007 Fecha de Aceptación:

Warr et al., 1983) en una muestra española adulta obtenida de la poblacióngeneral. METODOLOGÍA: Participaron voluntariamente en este estudio 219personas con edades comprendidas entre los 18 y 64 años (M= 30.54; dt=10.79; 62.1% mujeres) procedentes de diferentes contextos comunitarios. Losparticipantes respondieron 4 medidas sobre balance afectivo, competenciapersonal inespecífica, salud general y satisfacción vital en una única adminis-tración. RESULTADOS: Respecto a las propiedades psicométricas de la EBA,las subescalas de Afecto Positivo y Afecto Negativo muestran una elevadaconsistencia interna, con valores de alfa de Cronbach de 0.82 y 0.75 respecti-vamente. Sus elementos muestran un adecuado comportamiento que reflejasu pertinencia y relevancia para la medida del Balance Afectivo. La estructurafactorial arroja un modelo bifactorial perfectamente ajustado a la propuestateórica. No obstante, dos ítems necesitarían ser reformulados. El análisis de laposible relación entre el afecto positivo y el afecto negativo realizado utilizandoun modelo de ecuaciones estructurales apoya la estrecha relación inversaentre ambas dimensiones de la afectividad. La escala muestra una adecuadavalidez convergente con medidas de competencia personal inespecífica o glo-bal, de salud física y mental y de satisfacción vital. CONCLUSIONES: Losresultados de este estudio nos permiten confirmar la EBA como una medidaútil y apropiada para la evaluación del Balance Afectivo en población española.De esta forma, puede considerarse una herramienta adecuada para el estudiodel Bienestar Subjetivo.

ABSTRACT

Along with life satisfaction, affect balance is suggested to be a componentof subjective well-being. Affect balance refers to the individual’s emotionalresponses when doing evaluative judgments on his/her life. Affect balanceresults from the consideration of both positive and negative emotions experi-enced over a given period of time. This paper describes the characteristics ofthe Affect Balance Scale (EBA, a Spanish version of the Positive and NegativeAffect scale by Warr et al., 1983) using a sample of Spanish adults. METHOD:Two hundred and nineteen individuals aged 18 to 64 yr (Mean = 30.54, SD =10.79, 62.1% females) voluntarily participated in the study. Subjects wereselected from several community settings. Participants responded in only onemeasurement 4 measures assessing affect balance, general personal compe-tence, health status and life satisfaction. RESULTS: The EBA showed appropri-ate psychometric properties -Cronbach’s alphas were 0.82 and 0.75 respec-tively for the Positive Affect subscale and Negative Affect subscale. Itembehavior was also correct, showing their feasibility and relevance for assessingAffect Balance. A two-factor structure was found that fitted the theoreticalstructure. Nevertheless, two items need to be reformulated. The analysis of thepossible relationship between positive and negative affect by means of struc-tural equation modeling supports a close inverse relation between both dimen-

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sions of affectivity. The scale also showed a convergent validity with measuresof personal global competence, health status and life satisfaction. CONCLU-SIONS: Results confirm the utility and appropriateness of the EBA for theassessment of the Affect Balance in the Spanish population. Furthermore, theEBA can be considered a suitable tool for the study of Subjective Well-Being.

PALABRAS CLAVE

Afecto positivo, Afecto negativo, Balance afectivo, Escala, Propiedades psi-cométricas.

KEY WORDS

Positive affect, Negative affect, Affect balance, Scale, Psychometric proper-ties.

Agradecimientos

Esta investigación ha sido financiada parcialmente con la ayuda concedidaal grupo de investigación “Medicina Conductual/Psicología de la Salud” (CTS-0267) por la Consejería de Innovación, Ciencia y Empresa de la Junta deAndalucía. Agradecemos a los participantes y colaboradores su implicaciónen el estudio. Queremos expresar nuestro agradecimiento al Dr. J.M. Salinaspor su asesoramiento y ayuda en la realización de los análisis de ecuacionesestructurales.

D. Godoy-Izquierdo, A. Martínez y J. F. Godoy


INTRODUCCIÓN

El bienestar subjetivo (BS), o feli-cidad en términos coloquiales, esun constructo amplio que se refierea las interpretaciones y juicios quela persona hace sobre su propiavida, sus circunstancias y sus emo-ciones (Diener y Diener, 1996; Die-ner y Lucas, 2000; Diener, Suh,Lucas y Smith, 1999). El BS es con-siderado como un concepto globalformado por dos componentes dife-rentes, uno cognitivo y otro afectivo,los cuales se muestran como relati-vamente independientes, exhibien-do además cada uno un patrónúnico de asociaciones con diferen-tes variables (Diener, 1984; Diener etal., 1999; Diener y Lucas, 2000;Myers y Diener, 1995). En el compo-nente cognitivo se podría enmarcarla satisfacción vital (Andrews yWithey, 1976; Campbell, Converse yRodgers, 1976), o de forma másconcreta la satisfacción personal endiferentes esferas concretas de lavida a partir de los juicios que hacela persona sobre su vida y sus con-diciones; en el componente emocio-nal se encontraría el balance afecti-vo, referido a la experimentación deemociones positivas (alegría, placer,euforia) y negativas (miedo, ira, tris-teza) (Bradburn, 1969). Por ello, estaafectividad ha sido dividida en afec-to positivo y afecto negativo. Estosdos componentes, balance afectivoy satisfacción vital, se mostraríaninterrelacionados en cierto grado.Así, las emociones podrían derivar-se de la evaluación que la personahace de su vida, de forma que unapersona que percibe que su vidaestá llena de momentos agradables

experimentaría en mayor gradoemociones positivas. Por otro lado,la valoración de la persona sobre suvida podría derivarse de la cualidadde las emociones que experimenta,de forma que al interpretar las con-diciones de la vida uno podría valo-rar qué tipo de emociones, positivaso negativas, experimenta con mayorfrecuencia o intensidad. Sin embar-go, satisfacción y afectividad, aúnpudiendo estar relacionadas, debenser entendidas como variables dife-rentes: Los juicios (evaluación einterpretación) sobre algo no sonpropiamente una variable afectivaen sí misma (Diener y Lucas, 2000),aunque dichos juicios supongan laexperimentación de un tipo de emo-ciones concretas (o a la inversa).

Así, tal y como Diener y sus cola-boradores (Diener, 1984; Diener yDiener, 1996; Diener et al., 1999;Myers y Diener, 1995) han señalado,los tres componentes básicos delBS son satisfacción vital, afectopositivo y afecto negativo. Cadauno de estos componentes puedeser dividido a su vez en diversossubcomponentes, como la satisfac-ción en distintos dominios o laexperimentación de emocionesconcretas. Para que una personaposea unos altos niveles de BSdebe experimentar una elevadasatisfacción con la vida y una afecti-vidad predominantemente positiva odisfrute, así como una baja afectivi-dad negativa, es decir, un balanceafectivo positivo. Dado que se tratade tres componentes diferentes,pero los tres son relevantes a lahora de establecer el BS de los indi-viduos, se propone que los tres



deben ser evaluados de formaseparada (Diener y Suh, 1997; Die-ner et al., 1999). Otros autores handemostrado esta estructura del BSutilizando ecuaciones estructuralesy otros tipos de análisis, encontran-do apoyo tanto a la validez de cons-tructo del BS como a su estructuratripartita, así como a la necesidadde medir los distintos componentes,diferentes pero relacionados, deforma separada (Arthaud-Day,Rode, Mooney y Near, 2005).

El BS debe entenderse como unaentidad estable más que como unestado fluctuante (Diener, 1984; Die-ner et al., 1999; Diener y Suh, 1998;Eid y Diener, 2004). Las personastenemos algún tipo de juicio sobrenuestras circunstancias durantetoda la vida, aún cuando no seamosconscientes del mismo, y el estadoasociado parece tener siempre unbalance hedónico (positivo o negati-vo) (Diener et al., 1999). Por ejem-plo, Diener y Suh (1998) estudiaronla relación entre BS y la edad enalrededor de 60000 adultos de 40países diferentes, y encontraron queel BS se mantuvo bastante estableconforme aumentaba la edad, sibien apareció una tendencia aaumentar ligeramente la satisfac-ción vital y a disminuir el afectopositivo experimentado, mientrasque la experimentación de afectonegativo se mantuvo constante. Seha encontrado una estabilidad de0.5 a 0.7 en los autoinformes debienestar global para períodos de 6meses a 6 años (Diener, 1994). Enapoyo a ello, Headey y Wearing(1989) estimaron una estabilidad delas medidas de BS de entre 0.55 y

0.60 para intervalos de dos, cuatro yseis años.

Este estado personal es el resul-tado de la interacción entre factorespersonales y factores situacionales(Diener et al., 1999). Los factorespersonales como los rasgos de per-sonalidad, los estilos emocionales olos recursos personales, más esta-bles, ejercen una influencia manteni-da, a largo plazo y consistente a lolargo de diferentes dimensiones dela vida y situaciones o circunstan-cias, mientras que los factores situa-cionales como el nivel económico, laaparición de una enfermedad o loseventos vitales podrían ejercer unimpacto temporal, momentáneo,haciendo moverse al BS hacia arribao hacia abajo desde unos nivelesbase (Diener y Diener, 1996; Dieneret al, 1999; Diener y Lucas, 2000).Esto señala que las personas tene-mos una capacidad de adaptación alas circunstancias de la vida, y quedespués de un breve período deadaptación (unos 3 meses) volve-mos a nuestro estado basal de bien-estar incluso tras eventos vitalesgraves (Suh, Diener y Fujita, 1996).Esto es, sólo los eventos que ocu-rren en el plazo de los tres últimosmeses ejercen un impacto significa-tivo en nuestras valoraciones delBS, y cuanto más reciente es elevento, más impacto tienen (Headeyy Wearing, 1989; Suh et al., 1996).Yardley y Rice (1991) encontraronque el estado de ánimo actual y elbienestar subjetivo previo ejercíanun impacto significativo en el bien-estar actual, demostrando así que elbienestar subjetivo es estable en eltiempo pero también sensible a



influencias transitorias. Estos auto-res proponen un modelo de doscomponentes, uno estable y otro noestable, del bienestar dependiendodel período de medida. Por su parte,Brief, Butcher, George y Link (1993)encontraron que tanto los eventosvitales objetivos –salud objetiva-como las características de perso-nalidad –afectividad negativa- ejer-cen un impacto sobre el BS, perodicho impacto no es directo, sinomoderado por la interpretación quela persona hace de las circunstan-cias concretas de su vida. Reciente-mente se ha encontrado que ciertoseventos tanto negativos como posi-tivos requieren, sin embargo, perío-dos de adaptación más prolonga-dos, hablándose incluso de variosaños o de una incompleta recupera-ción final del BS previo (Clark, Die-ner, Georgellis y Lucas, 2003; Lucas,Clark, Georgellis y Diener, 2003).

Así pues, el balance afectivo esuno de los conceptos que más pue-den interesar a la Psicología de laSalud en su objetivo de promocióny protección de la salud. Siguiendoa Godoy (1999), hasta muy reciente-mente, la salud humana ha sidoentendida de una forma negativacomo el estado caracterizado por laausencia de enfermedad, incapaci-dad, invalidez o malestar. Sinembargo, en la actualidad se va ten-diendo a conceptuar la salud de unaforma positiva, esto es, por susdimensiones propias y sin necesi-dad de referirse para ello a la enfer-medad (Godoy, 1999). Un buenexponente de esta nueva tendenciasería la definición de salud propues-ta por la Organización Mundial de la

Salud (OMS) como “el estado decompleto bienestar físico, mental ysocial y no meramente la ausenciade afecciones o enfermedades”(OMS, 1978). De forma más amplia,se podría entender la salud comoun proceso de relaciones dinámicasy bidireccionales entre dimensionesy competencias individuales (biopsi-cosociales) y características ambien-tales (biofísicas, sanitarias, socioe-conómicoculturales) (potencial desalud), cuyo resultado es un estadocaracterizado por el equilibrio y elcorrespondiente bienestar y ade-cuado funcionamiento bio-psico-social (balance de salud) (Godoy,1999). Así, la salud debe ser enten-dida como una capacidad de fun-cionar bien personal y socialmente,obtener placer, satisfacción, felici-dad, experimentar alegría y goce dela vida, y a la vez como un recursopara la cantidad y calidad de vida.(La enfermedad sería, desde estemarco, la quiebra de la salud y ladesregulación del equilibrio e inclui-ría las consecuencias que introduceesta ruptura).

En este contexto, el BS y elbalance afectivo en concreto, alincluir aspectos positivos de laexperiencia personal, y no sólo (laausencia de) aspectos negativos(Diener, 1984; Diener, Sapyta y Suh,1998; Diener et al., 1999; Diener ySuh, 1997), serían conceptos muyrelevantes en Psicología de la Saludpor cuanto pueden ser considera-dos tanto un recurso para la saludcomo un indicador o resultado de lamisma. Como proponen Diener ysus colaboradores (Diener, 1984;Diener et al., 1998, 1999; Diener y



Suh, 1997), estos conceptos sonrelevantes además porque, al tratar-se de juicios subjetivos, permiten alos propios individuos determinarsobre qué factores considerar supropio bienestar de una manera glo-bal, al posibilitarles tener en cuentasus propios recursos, metas, valo-res o condiciones a la hora de esta-blecer sus niveles de satisfacción ybienestar emocional, incluyendotodas las áreas de la vida de la per-sona. Se trata, así, de un juicio sub-jetivo y global sobre la vida referidoa un período de tiempo concreto.

Finalmente, pocas variables sehan encontrado tan relevantes parael bienestar personal como el con-texto cultural. Diferentes estudiosque abordan el BS en múltiples paí-ses han encontrado importantesdiferencias en la valoración subjeti-va del bienestar entre sus ciudada-nos, y especialmente entre los paí-ses más desarrollados y los menosdesarrollados y entre las nacionescon una cultura más individualista ylos países con una cultura de colec-tivismo (e.g. Diener, 2000; Diener,Diener y Diener, 1995; Diener y Suh,2003; Diener, Suh, Smith y Shao,1995; Inglehart, 1990; Inglehart,Basáñez y Díez, 2004; Myers y Die-ner, 1995; Veenhoven, 2005a,b;World Values Study Group, 1994).

Es por ello que resulta necesariodisponer de una medida adecuadadel balance afectivo que nos permi-ta conocer (y poder comparar) elnivel de balance afectivo de las per-sonas. Basándonos en todo ello, eneste estudio se ha utilizado la Esca-la de Balance Afectivo con el objeti-

vo de establecer su utilidad y ade-cuación para la medida de estavariable en población española.

MÉTODO

Sujetos

Participaron en este estudio 219personas con edades comprendi-das entre los 18 y 64 años (M=30.54; dt= 10.79) procedentes dediferentes contextos (académicos,servicios de la comunidad, serviciosde transportes…) de la ciudad deGranada. El 62.1% (136 participan-tes) eran mujeres y el 37.9% (83)hombres. El rango de edad para lasmujeres fue de 18 a 63 años, conmedia de 30.26 años (dt= 10.37). Elrango de edad para los hombres fuede 18 a 64 años, con media de31.00 años (dt= 11.49). No seencontraron diferencias estadística-mente significativas en la edad entrehombres y mujeres (t= 0.493, gl=217, p= 0.622). El 53.4% (117 parti-cipantes) estaban realizando o habí-an finalizado estudios universitarios.De la muestra, a partir de la infor-mación personal obtenida, se elimi-naron las personas con enfermedadcrónica y/o que estaban sufriendouna situación personal o familiar crí-tica, quedando finalmente los 219participantes para los que se pre-sentan los resultados obtenidos.

Medidas

Para la realización del estudio seconfeccionó un cuadernillo quecontenía las distintas medidas orde-



nadas de forma aleatoria (por con-trabalanceo). La primera hoja delmismo incluía información básicasobre el estudio, instruccionesgenerales y un consentimiento a fir-mar. La segunda hoja incluía unaficha en la que se le solicitaba infor-mación sobre la edad, el género, elnivel de estudios, si padecía unaenfermedad o dolor crónicos o si seencontraba atravesando una situa-ción personal o familiar crítica. Acontinuación, se presentaban las 4medidas administradas.

– Escala de Balance Afectivo(EBA; Warr, Barter y Brownbrid-ge, 1983. Versión española deGodoy y Godoy-Izquierdo, 2003.Ver Anexo 1). Aunque existe unatraducción al castellano (Alvara-do y Vera, 1996), no se conoceel procedimiento de obtenciónde la misma y, además, algunoscontenidos no son una traduc-ción apropiada del instrumentode Warr y colaboradores o noutilizan expresiones adecuadasen castellano para poblaciónespañola. Por estas razones sedecidió obtener a partir del ins-trumento original de Warr y cola-boradores una nueva versión.Esta versión española se obtuvomediante traducción y retrotra-ducción del instrumento de eva-luación de Afecto Positivo yNegativo de Warr et al. (1989) ycomprobación de su adecua-ción lingüística en castellano. Elítem 15 fue traducido siguiendola recomendación de contenidode Alvarado y Vera (1996), aun-que también se ha modificadoligeramente. Contiene 18 ítems,

de los que 10 pertenecen a laEscala de Balance Afectivo deBradburn (1969), más 8 nuevosañadidos por Warr et al. con elfin de ampliar y mejorar la esca-la original de Bradburn. Los par-ticipantes deben indicar si hanexperimentado en la últimasemana los estados que se enu-meran, contestando en unaescala tipo Likert con 3 alternati-vas de respuesta (1= “Poco onunca”, 2= “A veces”, 3= “Mu-cho o generalmente”) (que facili-tan la elección de respuestafrente a responder para perío-dos de tiempo más prolongadosy en formato Sí/No o tipo Likertcon 4 alternativas de respuestacomo se presenta en los instru-mentos de Bradburn y Warr etal. Se optó por este formato derespuesta siguiendo las reco-mendaciones de Cañadas ySánchez (1998) respecto a losvalores de anclaje del rango derespuestas y el número y tipo decategorías usadas, y de García-Cueto, Muñiz y Lozano (2003)respecto al número de alternati-vas de respuesta de la escala,pues 3 alternativas ofrecen lamáxima información por partedel instrumento de medida, fren-te a un número mayor o menorde alternativas). La escala midede forma directa tanto la experi-mentación de afecto positivo(Afecpos, 9 ítems, rango posiblede puntuaciones= 9 a 27 pun-tos) como negativo (Afecneg, 9ítems, rango posible de puntua-ciones= 9 a 27 puntos). Seobtiene además un índice debalance afectivo (Total) que se



calcula como la diferencia entreel afecto positivo y el afectonegativo (rango posible de pun-tuaciones= -18 a 18 puntos).Valores por debajo de 0 indicarí-an un balance afectivo negativo,y por encima un balance afecti-vo positivo. Las propiedadespsicométricas de la escala deWarr et al. han sido establecidasen población no española (Alva-rado y Vera, 1996; Warr et al.,1983), y de forma preliminar enpoblación española (Martínez,2004), de forma que en esteestudio se complementa amplia-mente dicha información.

– Escala de Competencia Perso-nal (ECP; Wallston, 1992. Ver-sión española de Fernández,Álvarez, Blasco, Doval y Sanz,1998). Contiene 8 ítems para losque los participantes deben res-ponder su grado de acuerdocon cada enunciado en unaescala tipo Likert con 6 alterna-tivas de respuesta (1= “Total-mente en desacuerdo” a 6=“Totalmente de acuerdo”). Laescala mide de forma directa lapercepción de competenciapersonal a través de una pun-tuación total (Total) resultado dela suma de las respuestas de lapersona. Sus propiedades psi-cométricas han sido amplia-mente establecidas tanto enpoblación no española comoespañola (Fernández et al.,1998). El coeficiente alfa deCronbach para la escala com-pleta obtenido en este estudioha sido de 0.80.

– Cuestionario de Salud Generalde Goldberg-28 (CSGG-28;Goldberg, 1981. Versión espa-ñola de Masson, 1996). Estecuestionario incluye 28 ítemsagrupados en 4 subescalas deestado físico (Estfís), ansiedad(Ansied), funcionamiento coti-diano (Funccotid) y depresión(Depres) para los que la personaseñala su situación actual encomparación con las últimassemanas marcando una de 4alternativas, desde encontrarsemejor de lo habitual (3 puntos)hasta peor de lo habitual (0puntos). Así pues, se obtienen 4puntuaciones parciales y unatotal (Total) que es la suma delas parciales, todas ellas indica-dores positivos del nivel desalud de la persona. Sus pro-piedades psicométricas hansido ampliamente establecidastanto en población no españolacomo española (Godoy-Izquier-do, Godoy, López-Torrecillas ySánchez-Barrera, 2004). El coe-ficiente alfa de Cronbach para laescala completa obtenido eneste estudio ha sido de 0.90,siendo de 0.80, 0.86, 0.72 y0.83 para sus subescalas deestado físico, ansiedad, funcio-namiento cotidiano y depresiónrespectivamente.

– Escala de Satisfacción Vital(ESV; Diener, Emmons, Larsen yGriffin, 1985; Pavot y Diener,1993. Versión española deAtienza, Pons, Balaguer y Gar-cía-Mérita, 2000). Este autoin-forme evalúa a través de 5ítems el grado en que la perso-



na se muestra satisfecha con suvida en general (Total). Para ello,señala su grado de acuerdo conlos 5 enunciados en una escalatipo Likert con 7 alternativas derespuesta (1= “Totalmente endescuerdo” a 7= “Totalmente deacuerdo”). Sus propiedades psi-cométricas han sido amplia-mente establecidas tanto enpoblación no española comoespañola (Atienza et al., 2000).El coeficiente alfa de Cronbachpara la escala completa obteni-do en este estudio ha sido de0.89.

Procedimiento

Todos los participantes completa-ron las medidas en una única admi-nistración. Los cuestionarios fueronproporcionados junto con una hojade información sobre variablessociodemográficas y clínicas (enfer-medad, estrés vital), se solicitó a losparticipantes que leyeran atenta-mente la hoja de instrucciones gene-rales presentadas en la primerapágina del cuadernillo y también lasinstrucciones específicas para cadacuestionario antes de comenzar, ylas mismas instrucciones fueronrepetidas verbalmente. También seles pidió que contestaran a todas laspreguntas y que lo hicieran lo mássincera y honestamente posible.

Se informó a los participantesasimismo sobre las características yobjetivos del estudio. Los que deci-dieron cumplimentar voluntariamen-te los cuestionarios firmaron unconsentimiento antes de comenzar.

RESULTADOS

Para la realización de los diversosanálisis que se presentan en esteapartado, el procedimiento haincluido siempre análisis prelimina-res y exploratorios de los datosintroducidos con el fin de detectar (yen su caso corregir) posibles erroresen la introducción de los datos,datos perdidos o ausentes, datosextremos o outliers, así como com-probar supuestos paramétricos.Dichos análisis han permitido garan-tizar la exactitud de los datos intro-ducidos, realizar una primera explo-ración de los mismos y tomar deci-siones sobre las pruebas estadísti-cas a aplicar. Las pruebas de nor-malidad de la distribución de laspuntuaciones (Kolmogorov-Smir-nov) y de homogeneidad de lasvarianzas (Levene), ambas no signi-ficativas, indicaron que las puntua-ciones cumplen ambos criterios.Ello ha señalado, junto con el tama-ño muestral, la idoneidad de la utili-zación de pruebas paramétricas enlos análisis. Para la significaciónestadística de las pruebas realiza-das, el nivel de significación se hafijado en p< 0.05 (bilateral en todoslos análisis).

Ninguna de las puntuaciones dela EBA (Balance Afectivo, Afectopositivo y Afecto negativo) mostróuna asociación significativa con laedad de los participantes. Dehecho, las únicas variables que semostraron asociadas a la edad fue-ron las puntuaciones en la subesca-la de funcionamiento cotidiano delCSGG en el caso de la muestracompleta (r= -0.162, p< 0.05), las



puntuaciones en la subescala deestado físico (r= -0.224, p< 0.05),ansiedad (r= -0.307, p< 0.01), fun-cionamiento cotidiano (r= -0.331, p<0.01) y puntuación total del CSGG(r= -0.324, p< 0.01) en los hombres,y las puntuaciones en la subescalade depresión del CSGG en el casode las mujeres (r= 0.229, p< 0.05).

A continuación se presentan losresultados sobre las característicaspsicométricas de fiabilidad, validezde constructo-factorial, grado derelación entre el afecto positivo y elafecto negativo utilizando un mode-lo de ecuaciones estructurales yvalidez de constructo-convergentede la EBA.

Fiabilidad de la EBA

El análisis de la consistencia in-terna de la EBA arrojó un valor dealfa de Cronbach de 0.47 para laescala completa. Dado que se hapropuesto estudiar los componen-tes de afecto positivo y negativo deforma separada (Bradburn, 1969;Warr et al., 1983), se dividió la esca-la en sus subescalas de afecto posi-tivo y de afecto negativo, obtenién-dose valores de alfa de 0.82 y 0.75respectivamente. Estos resultadosseñalan la elevada fiabilidad (con-sistencia interna) de las subescalascomponentes de la EBA. La tabla 1presenta los resultados sobre lassubescalas de la EBA, mostrandotanto los resultados descriptivosobtenidos para cada ítem como lacorrelación del ítem con el total(subescala) y el valor de alfa si elítem se elimina.

Las correlaciones de cada ítemcon la puntuación en su subescalacorrespondiente son de moderadasa elevadas, con valores de r entre0.34 y 0.73, aunque en el caso de unítem de la subescala de afectonegativo el valor obtenido es másbajo (ítem 11, r= 0.13) (ver tabla 1).Además de este ítem, otros, en con-creto los ítems 5 y 7 pertenecientesa la subescala de afecto positivo, eítems 1 y 17 pertenecientes a la deafecto negativo, han mostrado losmenores niveles, entre 0.34 y 0.37,si bien en estos casos el valor de laasociación es aceptable. Por otraparte, como puede comprobarse, laeliminación de cualquiera de losítems supondría un descenso consi-derable de la consistencia interna delas subescalas (a excepción de loscasos de los ítems 11, cuya elimina-ción incrementaría el valor de alfapara la subescala de afecto negativohasta 0.77, y, en menor medida, 5 y7, cuya desaparición mantendría elvalor de alfa para la subescala deafecto positivo en 0.82). Las correla-ciones entre los ítems son de bajasa moderadas, con valores de hasta0.67. En muchos casos las correla-ciones son nulas o muy bajas y nosignificativas.

Como puede observarse en latabla 1, los participantes han pun-tuado más alto en todos los ítemsde afecto positivo en comparacióncon los de afecto negativo. Lasdesviaciones típicas de los ítemsson muy elevadas, mostrando losítems una adecuada capacidad dis-criminativa, esto es, una elevadasensibilidad a la variabilidad en larespuesta.



Finalmente, se realizó un análisisde las asociaciones entre la puntua-ción total y las puntuaciones parcia-les en las subescalas, siendo éstasmuy elevadas, ligeramente másbajas para la subescala de afectopositivo (r= 0.88) que para el com-ponente de afecto negativo (r= -0.83)(p< 0.001). La asociación entre laspuntuaciones totales de las dossubescalas utilizando el coeficientede correlación de Pearson obtuvoun valor de r= -0.47 (p< 0.001).

Validez de constructo factorialde la EBA

Los criterios para la realizacióndel análisis factorial permitieronconfirmar que dicho análisis podíarealizarse con garantías (determi-

nante: 0.004; prueba de adecua-ción muestral de Kaiser-Meyer-Olkin= 0.868; prueba de esfericidadde Bartlett: p= 0.000). Se obtuvie-ron varias soluciones factorialesutilizando diferentes procedimien-tos de extracción de factores y derotación (varimax y oblimin) envarios análisis exploratorios. Losresultados indicaron que la solu-ción más coherente era la obtenidaforzando a 2 factores con procedi-miento de extracción medianteanálisis de Componentes Principa-les con rotación varimax, dado quelos componentes no se mostraroncomo relacionados (-0.27). Se con-sideraron en este análisis los crite-rios usuales de extracción de fac-tores (raíz latente de Kaiser o auto-valores > 1 y contraste de caída engráfico de sedimentación o scree



Tabla 1. Resultados para los ítems de las subescalas de la EBA

test de Cattell). Los criterios deinclusión de los ítems en cada fac-tor fueron a) mostrar un peso facto-rial ? 0.30 en algún factor y b) no

presentar un peso de similar mag-nitud o superior en el otro factor. Latabla 2 muestra los resultados dedicho análisis.



Tabla 2. Resultados del EFA con extracción mediante ComponentesPrincipales con rotación varimax: Factores, valores propios, porcentaje

de varianza explicada y porcentaje acumulado de varianza explicada

El modelo resultante muestra dosfactores, el primero, con mayor capa-cidad explicativa de la varianza de losdatos, que incluye todos los ítems deafecto positivo, por lo que lo podría-mos denominar de afecto positivo, yel segundo, que incluye todos losítems de afecto negativo, y que porello podría denominarse de afectonegativo. Ambos factores explican el40% de las puntuaciones en balanceafectivo. Como puede comprobarse,los ítems 1, 5, 7, 11 y 17 han mostra-do un adecuado comportamiento eneste análisis, si bien el ítem 11 mues-tra un peso relativo bastante inferioral de sus compañeros.

Grado de relación entre el afectopositivo y el afecto negativoutilizando un modelo deecuaciones estructurales

Se ha aplicado un modelo deecuaciones estructurales (MEE) utili-zando el paquete LISREL 8 paraestudiar la relación entre el afectopositivo y el afecto negativo evalua-

dos utilizando la escala EBA. Paraello se ha utilizado toda la muestra.Se calculó la correlación no atenua-da entre ambas dimensiones. Acontinuación se sometió a prueba lahipótesis de que la correlación entreambos factores fuese -1 y, poste-riormente, 0. El MEE es un modelode medida con dos dimensionescorrelacionadas: η1, medida con losítems 3, 5, 7, 9, 12, 13, 15, 16 y 18,correspondiendo a afecto positivo, yη2, medida con los ítems 1, 2, 4, 6,8, 10, 11, 14 y 17 , correspondiendoa afecto negativo. El MEE utilizadoha sido desarrollado por Jöreskog(1971) y el ajuste del modelo fuecomprobado en tres pasos.

Primero, los datos fueron ajusta-dos a la matriz de covarianzas pre-sentada en la Tabla 3, una vez elimi-nados los ítems 5 y 11 por los resul-tados obtenidos en los análisis ante-riores así como por su comporta-miento en este análisis. Además, seintrodujo la restricción de que elerror de la varianza del ítem 13 nofuese negativo. Con estas modifica-



Tabla 3. Matriz de covarianzas

ciones se consiguió que la matrizTheta-Delta fuera definida positiva.En este primer paso, la correlaciónno atenuada entre ambas dimensio-nes se estimó en -0.84. Los resulta-dos se presentan en la Figura 1. Enel modelo obtenido, el valor de loscoeficientes estandarizados obteni-dos va de 0.44 a 1.00 para la dimen-sión de afecto positivo y de 0.50 a.094 para la dimensión de afectonegativo. En este modelo, χ2 deSatorra-Bentler= 171.06, gl= 104, p=0.000 (RMSEA= 0.054). Por tanto,tanto el valor de χ2/gl (1.64, inferior a 3), como el del RMSEA (inferior a 0.08) pueden ser consideradoscomo adecuados para un buen ajus-te del modelo (Kline, 1998).

En el segundo paso, la correla-ción entre las dos dimensiones fue

definida como la unidad negativa yse calculó el ajuste del modelo. Elvalor de χ2 de Satorra-Bentler fuede 508.39, gl= 105, p= 0.000(RMSEA= 0.133), lo que señala quecuando la correlación no atenuadaentre las dos dimensiones es forza-da a la unidad, el ajuste del modeloes peor. Como consecuencia, lahipótesis de que la correlación entreafecto positivo y afecto negativo esla unidad fue rechazada.

En el tercer paso, la correlaciónentre las dos dimensiones fue defi-nida como nula. El ajuste del mode-lo fue peor en este caso (χ2 de Sato-rra-Bentler= 1629.22, gl= 106, p=0.000; RMSEA= 0.257), lo que seña-la que cuando la correlación no ate-nuada entre las dos dimensiones esforzada a 0, el ajuste del modelo es



Figura 1. Estimación de los parámetros estandarizados del MEE

todavía peor. Como consecuencia,la hipótesis de que la correlaciónentre afecto positivo y afecto nega-tivo es nula también fue rechazada.

Como puede comprobarse (verFigura 1), en el modelo no forzadoobtenido, los ítems que mejor midenla dimensión de afecto positivo fue-ron los número 13 y 12, mientras queel peor fue el número 7. En el casode la dimensión de afecto negativo,los ítems que mejor miden la dimen-sión fueron los número 8 y 2, mien-tras que el peor fue el número 10.

Validez de constructoconvergente

El principal objetivo de esta partedel estudio fue establecer la validezde constructo de la EBA a través delestudio de su validez convergentecon otros constructos teóricamenterelacionados con el balance afecti-vo, en concreto una medida decompetencia personal inespecíficao global, diferentes indicadores desalud física y mental y una medidade satisfacción vital.

Las asociaciones significativasentre la EBA y sus dos dimensionesde afecto positivo y afecto negativo yel resto de medidas empleadas en elestudio son de bajas (r= 0.25 envalor absoluto) a moderadas (r= 0.64en valor absoluto) (ver tabla 4), seña-lando una relación directa o inversamodesta o moderada con los cons-tructos teóricamente relacionadoscon el balance afectivo, pero todasen la línea de lo esperado. Comopuede comprobarse, la puntuacióntotal en la EBA muestra una elevada

asociación directa con la escala decompetencia personal general, conlos indicadores subjetivos de salud ybienestar emocional, especialmentecon la subescala de depresión(ausencia de síntomas depresivos), ycon la satisfacción vital. La puntua-ción en afecto positivo se asociamás robustamente con las puntua-ciones en competencia personal,funcionamiento cotidiano y satisfac-ción vital, mientras que la puntuaciónen la subescala de afecto negativomuestra una fuerte asociación inver-sa de mayor magnitud con los indi-cadores subjetivos de salud y bien-estar emocional, mayor en el casode la subescala de depresión.

La tabla 4 ofrece también el valorde las asociaciones entre todas lasmedidas para hombres y mujeres(los resultados descriptivos obteni-dos con las distintas escalas pue-den consultarse en Godoy-Izquier-do, Martínez y Godoy, en prensa, opueden solicitarse a la primera auto-ra de este trabajo). En amboscasos, las asociaciones entre laspuntuaciones totales en la escala yel resto de medidas son similares alas indicadas arriba. Sin embargo,para los hombres las mayores aso-ciaciones se obtienen para la com-petencia personal y la subescala dedepresión de la medida subjetiva desalud, mientras que en el caso delas mujeres las mayores asociacio-nes se obtienen para la satisfacciónvital. Los resultados también mues-tran que para los hombres existencorrelaciones más fuertes entre laspuntuaciones de afecto positivo y lamedida de competencia personal,así como entre las puntuaciones en



afecto negativo y todos los indica-dores de salud, en especial depre-sión, y satisfacción vital, mientrasque en las mujeres las mayorescorrelaciones aparecen entre laspuntuaciones de afecto positivo ysatisfacción vital, competencia per-sonal y funcionamiento cotidiano, ytienden a ser menores entre laspuntuaciones en afecto negativo ylos indicadores de salud.

DISCUSIÓN

El objetivo de este estudio ha si-

do establecer las propiedades psi-cométricas de la versión españolade la escala para la medida delafecto positivo y negativo EBA.Aunque la EBA ha sido estudiadapor otros investigadores en su ver-sión original (Escala de Afecto Posi-tivo y Negativo; Warr et al., 1983) yen adaptaciones en español (Alvara-do y Vera, 1996), sin embargo laversión española no había sidoestudiada en población adultageneral normal (sana) españolasalvo de forma preliminar (Martínez,2004). Este estudio, además, ha uti-lizado una muestra con gran hetero-



Tabla 4. Asociaciones entre la EBA y sus dimensiones de afectopositivo y afecto negativo y los demás constructos evaluados en el grupo

completo, hombres y mujeres

geneidad en sus característicassociodemográficas. Por otra parte,se ha utilizado una traducción delinstrumento de Warr et al. (1983)que tiene en cuenta algunas suge-rencias incluidas en la medida deAlvarado y Vera (1996) pero que,creemos, es más apropiada en con-tenido y forma de obtención de laspuntuaciones que esta última ver-sión de la escala de Warr et al.(1983) (Alvarado y Vera, además demodificar ligeramente el contenidode la escala, dividen el afecto positi-vo entre el afecto negativo paraobtener el balance afectivo, peroesta forma de proceder trae consigoimportantes problemas empíricoscon las puntuaciones).

Los resultados en cuanto a la fia-bilidad de la EBA han mostrado quelas dos subescalas de la misma tie-nen una adecuada consistenciainterna (alfa= 0.82 para el compo-nente de afecto positivo y alfa= 0.75para el componente de afecto nega-tivo). Estos resultados mejorannotablemente los encontrados porWarr et al. (1983) en una muestra de330 estudiantes universitarios, quie-nes hallaron un valor de alfa para ladimensión de afecto positivo de0.66 y para la de afecto negativo de0.64. También se encuentran en lalínea de los hallados por Alvarado yVera (1996) con una muestra de 357trabajadores de servicios de saludde Santiago de Chile, quienesencontraron valores de alfa de 0.78y 0.82 para ambos componentesrespectivamente.

Sin embargo, la consistenciainterna de la escala completa fue

claramente insuficiente (alfa= 0.47).Estos resultados señalan que, auntratando el instrumento como unamedida del balance afectivo, suspropiedades deben ser estudiadaspor separado para cada una de lasdimensiones que evalúa la escala.Una cuestión importante en el ámbi-to de la evaluación psicológica es laconsideración de los constructoscon los que trabajamos como enti-dades diferentes e independientes ysu evaluación como conceptosseparados, o como constructosdiferentes pero altamente interrela-cionados y así unitarios, y su eva-luación conjunta. En el caso de laafectividad, ésta ha sido considera-da tanto como una variable unitariaen un continuo en cuyos extremosse encontraría la experimentaciónde afecto positivo y negativo, comouna variable compuesta por dosdimensiones independientes, elafecto positivo y el afecto negativo,aunque relativamente relacionados.En este marco, los resultados deeste estudio han arrojado cierta luzsobre cómo deben considerarse lasdimensiones de afecto positivo ynegativo dentro del constructo com-plejo superior de balance afectivo.

Algunos autores han sugeridoque las emociones positivas y nega-tivas poseen un carácter indepen-diente y deben ser medidas en con-sonancia (Bradburn, 1969; Bradburny Capplovitz, 1965; Bryant y Veroff,1982; Diener y Emmons, 1985; Wat-son y Clark, 1984; Watson, Clark yTellegen, 1988; Warr et al., 1983;Zevon y Tellegen, 1982). En estemarco, el afecto positivo y el afectonegativo han sido considerados



como dos factores o constructosclaramente diferenciados (bidimen-sionalidad), cada uno con sus posi-bles valores de intensidad y fre-cuencia, que podrían darse simultá-neamente en un momento determi-nado o a lo largo del tiempo. Estosignifica que una persona podríaexperimentar un alto grado de afec-to positivo, o un alto grado de afec-to negativo, o ambos a la vez. Enapoyo a esta idea, algunos autoreshan encontrado que las medidas deafecto positivo y negativo no corre-lacionan entre sí de forma robusta(p.e. Warr et al., 1983, encontraronuna asociación de -0.01 entre lasmedidas de afecto positivo y negati-vo en su estudio cuando se consi-deraron las respuestas en formatoSí/No), aunque sí con una medidaglobal de BS (Beiser, 1974; Brad-burn, 1969; Harding, Phill ips yFogarty, 1986; Kammann, Farry yHerbison, 1984; Morikawi, 1974) uotros constructos superiores (p.e.Tellegen, Watson y Clark, 1999;Watson, Clark y Tellegen, 1988;Watson, Wiese, Vaidya y Tellegen,1999). En apoyo a la noción de laindependencia entre los dos tiposde afecto, se ha encontrado deforma consistente que ambos tiposde afecto muestran asociacionescon variables diferentes en cadacaso, como la extraversión, el neu-roticismo o la sintomatología afecti-va (Bradburn, 1969; Diener, 1984,1994; Diener y Emmons, 1985; Die-ner et al., 1999; Kim y Mueller, 2001; Watson y Clark, 1984; Wat-son, Clark y Tellegen, 1988; Watson,Clark y Carey, 1988; Warr et al.,1983). Por otra parte, estos resulta-dos son compatibles con los halla-

dos por Keyes (2005) sobre saludmental. Este autor encontró que lasdimensiones de salud mental (bien-estar) y enfermedad mental (psico-patología) eran diferentes construc-tos unipolares relacionados condiferentes efectos sobre el funciona-miento y el bienestar individual. Porotro lado, parece existir cierta cova-riación entre la experimentación deemociones positivas y negativastanto en su frecuencia (Diener yEmmons, 1985; Watson y Clark,1984) como en su intensidad (Die-ner, Colvin, Sandvik y Allman, 1991;Diener et al., 1999; Diener, Larsen,Levine y Emmons, 1985; Fujita, Die-ner y Sandvik, 1991; Larsen y Die-ner, 1987; Watson, Clark y Tellegen,1988). Parece, pues, que las perso-nas muestran cierta consistencia ensu forma de experimentar tanto lasemociones negativas como positi-vas.

Sin embargo, parece evidenteque surjan dudas y críticas anteesta postura, ya que es lógico pen-sar, al menos intuitivamente, que laexperimentación de un tipo de emo-ciones suponga la no experimenta-ción de afectos de naturaleza con-traria (Costa y McCrae, 1980). Estosignificaría que una persona puedeexperimentar un alto grado de emo-ción positiva, o un alto grado deemoción negativa, o niveles no muyaltos de ambas, pero no un altogrado de ambas simultáneamente.Esta visión de la afectividad suponeentender el afecto positivo y negati-vo como los dos polos de un mismofactor (unidimensionalidad). Dehecho, las personas raramenteexperimentamos un fuerte afecto



positivo o negativo al mismo tiem-po, lo que sugiere que ambos varíande manera inversa en términos defrecuencia e intensidad. Así, se haencontrado que la correlación entreafecto positivo y negativo es nula omuy reducida cuando se utilizan for-matos de respuesta tipo Sí/No perose muestra como más robusta ynegativa si se utilizan formatos derespuesta tipo Likert, los cualesdarían cuenta de la frecuencia deocurrencia o de la intensidad de losdistintos afectos. Por ejemplo, Warret al. (1983) encontraron que la aso-ciación entre las dos dimensionesascendía a -0.54 cuando se consi-deraban las respuestas en formatoLikert de un grupo diferente com-puesto por 140 estudiantes. Por suparte, Brenner (1975) encontró queel valor de la asociación entreambos tipos de afectividad era de -0.62, y mayor cuando se controlabala frecuencia de ocurrencia de losdistintos afectos. Kammann y suscolaboradores (Kammann, Christie,Irvin y Dixon, 1979; Kammann et al.,1984) encontraron un asociación de-0.58 entre ambos componentesutilizando otras medidas de bienes-tar y felicidad. Sin embargo, estosresultados provienen de análisiscorrelacionales básicamente. Con-trolando el error de medida y utili-zando modelos de ecuacionesestructurales, los resultados apoyanclaramente una asociación inversarobusta entre el afecto positivo y elafecto negativo. Así, Green, Gold-man y Salovey (1993) encontraronque el valor de dicha asociaciónascendía a valores entre -0.85 y -0.92. Utilizando la escala de Brad-burn, de la que se deriva en parte la

EBA, otros autores han confirmadoesta relación inversa entre ambostipos de afecto, aunque han obteni-do valores más moderados de alre-dedor de -0.4 (p.e. Benin, Stock yOkun, 1988; Kim y Mueller, 2001).

Por otra parte, también se ha pro-puesto que esto puede ser ciertopara momentos concretos del tiem-po, en los que los dos tipos de afec-to, muy fluctuantes, no serían inde-pendientes el uno del otro en térmi-nos de frecuencia de ocurrencia yde intensidad, sino que estaríaninversamente asociados: Cuantomás (en intensidad y frecuencia)afecto positivo siente una persona,menos afecto negativo experimenta.Sin embargo, los dos tipos de afec-to sí podrían ser más independien-tes para períodos de tiempo desemanas o más largos. De hecho seha encontrado que la asociaciónentre ambas medidas es negativa yfuerte si se considera un momentoconcreto y se evalúa la frecuencia ointensidad de los afectos experi-mentados, pero el tamaño de larelación disminuye cuando son con-siderados intervalos de tiempo másprolongados (p.e. un año), apare-ciendo en estos casos como facto-res independientes (Bryant y Veroff,1982; Diener y Emmons, 1985;Zevon y Tellegen, 1982). El valor dela correlación entre ambos disminui-ría por el efecto conjunto de la fre-cuencia y la intensidad (Diener, Lar-sen, et al., 1985). La relación positi-va en términos de intensidad (sepuede experimentar intensas emo-ciones a lo largo del tiempo) cance-laría la relación inversa en términosde frecuencia (durante un intervalo



de tiempo se experimentarán másemociones de un tipo que de otro).Diener, Larsen et al. (1985) encon-traron que la intensidad del afectocorrelacionaba positivamente en unvalor en torno a 0.70, lo cual está enconsonancia con lo encontrado porotros autores (p.e. Larsen, 1983). Enestas condiciones, cuando la inten-sidad se extrae de la relación entrelos dos tipos de afecto, la asocia-ción entre ellos se vuelve altamentenegativa (Diener, 1984; Diener, Lar-sen et al., 1985). Esto explicaría porqué algunos autores como Brenner,Kammann o Warr, aún incluyendoperíodos de tiempo más largos de 1día, no encontraron la independen-cia esperada entre los dos compo-nentes del afecto, pues en los ins-trumentos de medida por ellos utili-zados sólo se consideraba la fre-cuencia (y no la intensidad también)del afecto. Así pues, siguiendo aMyers y Diener (1995), cuando sehabla de BS como un estado man-tenido en un período de tiempolargo, el afecto positivo y el afectonegativo no parecen ser los extre-mos de un único constructo bipolar,sino dos dimensiones relativamenteindependientes. En este sentido, elafecto positivo no sería la ausenciade afecto negativo, ni al contrario. Elbalance afectivo positivo en estecontexto reflejaría tanto la experi-mentación frecuente de afecto posi-tivo como la experimentación infre-cuente de afecto negativo (Diener yLarsen, 1993).

Los resultados de nuestro estudiosobre la asociación entre las pun-tuaciones totales obtenidas en lassubescalas de afecto positivo y

negativo (r= -0.47, p< 0.001), similar,por otra parte, al encontrado porAlvarado y Vera (1996) (r= -0.43),parecen indicar que se trata de dosconceptos diferentes aunque mode-radamente -negativamente- relacio-nados. Un objetivo complementariode este estudio fue explorar la posi-ble dependencia-independenciaentre las dimensiones de afectopositivo y afecto negativo utilizandoun modelo de ecuaciones estructu-rales. A nuestro conocimiento, es laprimera vez que se realiza este tipode análisis en el caso concreto de laescala de balance afectivo utilizadaen cualquiera de sus versiones (ori-ginal, versiones traducidas o versio-nes revisadas). Sin embargo, estacuestión sí se ha explorado utilizan-do Análisis Factorial Confirmatorioen el caso concreto de la escala deBradburn. Benin et al. (1988) some-tieron a prueba la ortogonalidad delas dos dimensiones defendida porel propio Bradburn utilizando mode-los correlacionados y no correlacio-nados con grupos de personas dis-tinta edad entre 20 a 96 años. Losautores encontraron que ambasdimensiones estaban inversamenterelacionadas, con valores de asocia-ción entre -0.3 y -0.5 (ajustes demodelos χ2/gl de 2.75 a 2.87, p<0.001), ajustándose el modelo derelación mejor a los datos que elmodelo de independencia. Estosautores concluyen que el afectopositivo y el afecto negativo no sonindependientes sino componentesmoderadamente relacionados. Porsu parte, Kim y Mueller (2001), conadultos de 50 a 90 años, sometierona prueba tres posibles modelos(correlación, independencia y mode-



lo de un único factor, balance afecti-vo) y encontraron que el modelocon mejor ajuste también era el dela correlación, obteniendo un valorde la misma de -0.37. Estos autoresconcluyen que la escala de Brad-burn mide dos constructos diferen-tes pero moderadamente relaciona-dos. Sin embargo, es necesariorecordar que en esta escala se utili-za un formato de respuesta dicotó-mica “Sí/No” y se pregunta a laspersonas por su estado emocionaldurante las últimas semanas, lo cualpodría, tal y como hemos presenta-do antes, disminuir el valor real de laasociación entre afecto positivo yafecto negativo.

En nuestro estudio, cuando lacorrelación no atenuada entreambas dimensiones, cada unamedida utilizando los ítems corres-pondientes a cada dimensión exclu-yendo los número 5 y 11 por losresultados psicométricos obtenidos,es forzada a -1 o a 0, el ajuste delmodelo es peor que en el modelono forzado. La hipótesis de que lacorrelación entre ambas dimensio-nes es la unidad fue rechazada, aligual que la hipótesis de que lacorrelación era nula. El valor decorrelación obtenido, -0.84, señalauna relación inversa entre ambasdimensiones de elevada magnitud.Este resultado va en la línea de losresultados encontrados por Greenet al. (1993). Sin embargo, este valortambién indica que otros factorespueden estar actuando en esta rela-ción. A partir del contenido de losítems es posible pensar que varia-bles como rasgos de personalidad ohabilidades de autorregulación

emocional pueden explicar por quéla relación entre ambos no es aúnmás potente, aunque también pue-den deberse al tipo de respuesta oal período de tiempo considerado.Teniendo en cuenta el formato derespuesta (tipo Likert) así como elperíodo evaluado (1 semana), nues-tros resultados confirman la mode-rada a fuerte asociación entre losdos tipos de afecto que se ha seña-lado en la literatura para formatosde respuesta no dicotómicos y perí-odos cortos de tiempo, aunque nonos permiten conocer si se mostra-rían independientes con períodosmás prolongados de tiempo. Sinembargo, las asociaciones entre lapuntuación total y las parciales enlas subescalas han sido muy eleva-das tanto para la subescala de afec-to positivo (r= 0.88) como para elcomponente de afecto negativo (r=-0.83) (p< 0.001), apoyando lo seña-lado por otros autores (Beiser, 1974;Bradburn, 1969; Harding et al.,1986; Morikawi, 1974), de formaque podemos decir que muestranuna asociación importante con lavaloración general de la afectividadexperimentada. Los resultadosencontrados nos permiten confirmarla necesidad de evaluar ambos fac-tores de forma separada para obte-ner información completa sobre elespectro afectivo, en la línea de loseñalado por Diener y sus colegas,Kim y Mueller (2001) o Arthaud-Dayet al. (2005).

Respecto a los resultados obteni-dos para los 18 ítems considerandosu subescala (ver tabla 1), como seha visto, las correlaciones de cadaítem con la puntuación en su subes-



cala correspondiente son de mode-radas a elevadas, con valores dehasta 0.73, aunque en el caso de unítem de la subescala de afectonegativo el valor obtenido es másbajo (ítem 11, r= 0.13). Consideran-do el valor de 0.30 como el valor dela asociación mínima aceptable enla correlación ítem-subtotal paraaceptar como válido un ítem (Muñiz,1998), los resultados señalan la per-tinencia de todos los ítems paraevaluar el afecto, aunque algunossólo superan ligeramente este valor(ítems 1, 5, 7 y 17), a excepción delítem 11 (“¿Se ha sentido tan inquie-to que no podía permanecer senta-do en una silla?”), para el que serecomienda la revisión de su formu-lación o la eliminación del mismo enfuturos análisis. Por otra parte, laeliminación de cualquiera de losítems supondría un descenso consi-derable de la consistencia internade las subescalas (a excepción delcaso del ítem 11, sin el que seincrementaría el valor de alfa para lasubescala de afecto negativo hasta0.77).

Las correlaciones entre los ítemsobtenidas, de bajas a moderadas,pero en muchos casos nulas o muybajas y no significativas, señalanque el contenido de los ítems haceun amplio barrido por la afectividadpositiva y negativa y que los ele-mentos de la escala están evaluan-do contenidos diferentes, de formaque parece que todos los ítems son,por su contenido, relevantes para laevaluación del afecto.

En la misma línea, los valores ele-vados de las desviaciones típicas

para los distintos ítems muestran lacapacidad de los mismos para dis-criminar a los participantes a lolargo de la escala de respuesta,señalando adecuadamente las dife-rencias interindividuales en la medi-da del afecto.

Por otra parte, el modelo resul-tante del análisis factorial realizadoa la escala (ver tabla 2) muestra dosfactores, el primero, de afecto posi-tivo, con mayor capacidad explicati-va de la varianza de los datos, queincluye todos los ítems de afectopositivo, y el segundo, de afectonegativo, el cual incluye todos losítems de afecto negativo. En con-clusión, puede decirse que losresultados obtenidos reflejan unaestructura adecuada del instrumen-to en cuanto al objetivo del mismo,pues sus elementos se agrupanapropiadamente en las dos dimen-siones que evalúa: Afecto positivo yafecto negativo. En este análisis, losítems con peores resultados en elanálisis de la consistencia internade las escalas (1, 5, 7, 11 y 17) hanmostrado un adecuado comporta-miento, si bien el ítem 11 muestraun peso relativo bastante inferior alde sus compañeros. Ello vuelve aseñalar la necesidad de revisar laformulación del mismo de formaque se consiga que sea un adecua-do indicador de afecto negativo. Seha señalado que si los ítems de lasescalas de balance afectivo reflejande forma potente el contenido deactivación, el afecto positivo y ne-gativo mostrarán una elevada corre-lación (Diener, 1984; Russell, 1980;Russell y Carroll, 1999). Quizás loque está ocurriendo con el ítem 11



es precisamente que no es capazde discriminar entre la activaciónfisiológica asociada a una emociónnegativa o al estrés y la activaciónque puede estar asociada a unaemoción positiva. Así, la personapodría responder positivamente alítem por haberle tocado la lotería ohaber esperado practicar una activi-dad estimulante y placentera esasemana. Una posible propuestasería, dado que el ítem pretendemedir experimentación de ansiedady sus síntomas de inquietud y ten-sión, y puesto que ningún otro ele-mento evalúa estos contenidosespecíficamente, que quedara for-mulado como “¿Se ha sentido ustedmuy nervioso, agobiado o tenso?”.Por otra parte, dado que este ítemse extrajo del análisis de ecuacionesestructurales, no tenemos máshallazgos sobre el mismo, de formaque proponemos su revisión y pos-terior inclusión en un análisis porMEE para confirmar su adecuadaformulación y comportamiento.

De acuerdo con los resultados,puede concluirse que el comporta-miento general de la inmensa mayo-ría de los ítems es satisfactorio.Entre los ítems de afecto positivocabe destacar al ítem 13 (referido aexperimentación de feicidad) y entrelos de afecto negativo al ítem 8(experimentación de infelicidad)como los que han mostrado elmejor comportamiento tanto encuanto a su robusta relación con lapuntuación total en la subescalacorrespondiente como por su eleva-do peso factorial en su factorcorrespondiente, así como por sucomportamiento en el análisis por

MEE. Estos resultados, que a prioripodría ser intuitivos u obvios, confir-man que una pregunta sobre lossentimientos de felicidad/infelicidades la más indicativa de ambos tiposde afectividad. Por otra parte, entrelos ítems de afecto positivo destacael ítem 5 (relacionado con la satis-facción de tipo social) y entre los deafecto negativo el ítem 11 (experi-mentación de ansiedad) como losque han mostrado el peor compor-tamiento en cada subescala por suspobres propiedades psicométricas.No hemos considerado apropiadoabogar por la eliminación del ítem 5porque es el único ítem referido alcomponente social, que, como seha visto, está muy relacionado conel BS y la afectividad (Emmons yDiener, 1985; Haller y Hadler, 2006;Myers y Diener, 1995; Pavot, Dienery Fujita, 1990; Smith, Diener yWedell, 1989). Una mejora en laredacción del ítem podría conservarsu sentido pero mejorar sus propie-dades. Así, podría quedar redactadode la siguiente forma: “¿Se ha senti-do contento por tener gente con laque contar o hacer algo?”. De estaforma se evalúa si la persona hatenido algún contacto social agra-dable en la última semana, pues noes el número de amigos lo que pro-duce satisfacción en sí sino sobretodo el apoyo percibido recibido y larealización de actividades socialesagradables con ellos (Diener, Larseny Emmons, 1984; Myers y Diener,1995). Además, las personas seadaptan a las circunstancias vitales,de tal forma que lo cotidiano noproduce felicidad o satisfacción ensí mismo (Diener y Suh, 1997; Suhet al., 1996). Como sucede con el



ítem 11, este ítem también se extra-jo del análisis de ecuaciones estruc-turales, por lo que también en estecaso proponemos su revisión y pos-terior inclusión en un análisis porMEE para confirmar su adecuadaformulación y comportamiento.

Con las revisiones propuestas alos ítems 5 y 11 se retendrían todoslos elementos de la escala, apoyan-do la conclusión al respecto de Warret al. (1983), quienes la justificanaludiendo a que así se cubre másampliamente el rango de experien-cias afectivas. Estos autores infor-man también de un peor comporta-miento de algunos ítems, aunquesin presentar resultados concretos,de forma que no podemos saber sise trata de los mismos u otros ele-mentos y problemas que en nuestrocaso.

El estudio de las asociaciones dela EBA con los demás constructosteóricamente relacionados con elbalance afectivo incluidos en elestudio, en concreto una medida decompetencia personal inespecíficao global, diferentes indicadores desalud física y mental y una medidade satisfacción vital general, hamostrado que las asociaciones sig-nificativas entre la escala y sus dosdimensiones de afecto positivo yafecto negativo y el resto de medi-das empleadas en el estudio son debajas (r= 0.25 en valor absoluto) amoderadas (r= 0.64 en valor absolu-to) (ver tabla 4). La puntuación totalen la EBA y la puntuación en lasubescala de afecto positivo mues-tran una mayor asociación directacon la escala de competencia per-

sonal general, con los indicadoressubjetivos de salud y bienestaremocional y con la satisfacción vital,mientras que la puntuación en lasubescala de afecto negativo mues-tra una mayor asociación inversacon estas medidas. De esta forma,la predominancia de afecto positivoestaría relacionada con altas pun-tuaciones en el resto de variablesmedidas, en concreto con una ele-vada competencia personal percibi-da, mayores niveles de salud ymayor satisfacción vital. Por otraparte, las puntuaciones afecto posi-tivo muestran una mayor asociacióncon los niveles de competencia per-cibida y satisfacción vital y con losindicadores de funcionamiento coti-diano, mientras que las puntuacio-nes en afecto negativo muestranuna asociación más robusta con losindicadores de salud física y emo-cional, especialmente depresión. Deesta forma, parece que sentirsecompetente, mostrar un funciona-miento cotidiano más adaptativo opositivo y manifestar una mayorsatisfacción con la vida se asocian ala experimentación de una mayorafectividad positiva, mientras que laexperimentación de una afectividadpredominantemente negativa seasocia a la experimentación de pro-blemas de salud. Sin embargo,estos resultados no nos permitenhablar de causalidad o conocer ladirección de la relación. Nuestrosresultados complementan losencontrados previamente por Warret al. (1983) y Alvarado y Vera (1996)sobre las relaciones entre las pun-tuaciones en la EBA y otros cons-tructos, en concreto rasgos de per-sonalidad como extraversión y neu-



roticismo, eventos vitales deseablesy no deseables/estresantes, distin-tas medidas de salud mental (ansie-dad, depresión, etc.), apoyo social ypercepción de control. En ambosestudios, se encuentran correlacio-nes de moderadas a robustas y enla línea de lo esperado entre los doscomponentes afectivos y estasotras medidas. Todos unidos, estosresultados informan de la apropiadavalidez de constructo convergentede la EBA.

Los valores de las asociacionesentre todas las medidas para hom-bres y mujeres (ver tabla 4) hanseñalado, por su parte, que para loshombres existen mayores correla-ciones entre el balance afectivo ylas puntuaciones de afecto positivoy las puntuaciones en las medidasde competencia personal y depre-sión, así como entre las puntuacio-nes en afecto negativo y todos losindicadores de salud, en especialdepresión, y satisfacción vital, mien-tras que en las mujeres las mayorescorrelaciones aparecen entre elbalance afectivo y las puntuacionesde afecto positivo y las puntuacio-nes en las medidas de competenciapersonal, funcionamiento cotidianoy satisfacción vital, así como entrelas puntuaciones en afecto negativoy los indicadores de salud. Además,las correlaciones han sido mayorespara los hombres para la competen-cia personal y los indicadores debienestar emocional, mientras queen las mujeres lo han sido para lasatisfacción vital y el funcionamien-to cotidiano. Por otro lado, los resul-tados parecen señalar una asocia-ción más potente en los hombres

entre el afecto negativo y el resto delas variables, mientras que en lasmujeres son más potentes las aso-ciaciones entre el afecto positivo yel resto de las medidas. Ello pareceseñalar que las experiencias positi-vas parecen tener un mayor impac-to en el balance afectivo en lasmujeres, mientras que en el caso delos hombres parecen ser las expe-riencias negativas las que ejercenuna mayor influencia. Estos resulta-dos apoyan en cierto sentido losencontrados por Diener, Sandvik yLarsen (1985) y por Fujita et al. (1991),quienes hallaron que las mujeresexperimentaban con mayor intensi-dad las emociones positivas y, deesta forma, aún experimentandotambién en mayor medida afectonegativo, equilibraban su bienestarafectivo con los hombres.

Todos estos resultados parecenestar apoyando a su vez la idea dela existencia de dos factores, afectopositivo y negativo, que se asociarí-an a distintas variables psicosocia-les, como ya postularan Diener ysus colaboradores (Diener, 1984,1994; Diener et al., 1999; Diener yLucas, 2000; Myers y Diener, 1995)y se ha encontrado en la literaturaconsistentemente.

Algunas limitaciones de esteestudio deben ser señaladas ycorregidas en futuros estudios. Enprimer lugar, se han utilizado autoin-formes para obtener informaciónsobre diferentes aspectos del fun-cionamiento y bienestar de los parti-cipantes. Algunos de estos aspec-tos son fenómenos subjetivos, peropara otros podrían existir otro tipo



de indicadores (p.e. exámenesmédicos en el caso de indicadoresde salud) que no han sido conside-rados. En el caso concreto del BS,aunque se ha señalado que lasmedidas de autoinforme pueden serconsideradas como apropiadas yútiles para conocer el BS de las per-sonas (Alexandrova, 2005; Diener,1984, 1994; Diener et al., 1999; Die-ner y Lucas, 2000; Diener y Suh,1997; Lucas, Diener y Suh, 1996;Pavot y Diener, 1993), mostrándoselos resultados estables entre medi-das de distinto tipo y entre situacio-nes, momentos o incluso contextosculturales (Diener, 1994, 2000) oincluso no viéndose afectadas porfenómenos de deseabilidad social(Diener, Sandvik, Pavot y Gallagher,1991), y correlacionando sus resul-tados con otro tipo de medidas delBS (Sandvik, Diener y Seidlitz, 1993;Seidlitz y Diener, 1993), y siendoincluso superiores como medidasdel bienestar a otras medidas deindicadores objetivos (Diener y Suh,1997), lo cierto es que éstos sonaspectos que deben tenerse encuenta a la hora de utilizar e inter-pretar estas medidas. No obstante,también hay que considerar que laspersonas se encuentran en unaposición privilegiada para informarsobre sus propias vivencias, deforma que este tipo de medidaspueden ser particularmente apropia-das en este campo (Diener y Suh,1997).

Por otra parte, se ha propuestoque la medida del BS durante perío-dos de tiempo breves o momentospuntuales es más apropiada y exac-ta que el uso de una medida global,

puesto que es más fácil de respon-der y correlaciona robustamentecon las medidas para momentosmás prolongados de tiempo (Dieneret al., 1999; Schimmack y Oishi,2005). Aún así, como se ha presen-tado, las medidas de bienestar pue-den ofrecer resultados diferentes sise evalúan períodos de tiempo másprolongados de 1 semana, y aunquealgunos autores han encontradoque el estado de ánimo de unmomento particular no ejerce unimpacto significativo en la valora-ción global de bienestar de la per-sona (p.e. Diener, Sandvik, et al.,1991; Eid y Diener, 2004; Kammann,1983; Seidlitz y Diener, 1993), otrosestudios sí han encontrado talinfluencia de factores emocionales ysituacionales (p.e. Brickman, Coatesy Jannoff-Bulman, 1978; Headey yWearing, 1989; Schwarz y Clore,1983; Schwarz y Strack, 1991; Suhet al., 1996; Yardley y Rice, 1991).

Por otra parte, hay una represen-tación mayor de la población adultamás joven y femenina, y los resulta-dos encontrados deben ser confir-mados en futuros estudios conmuestras de mayor edad y conmayor número de hombres.

Finalmente, el nivel educativo,socioeconómico, el nivel de estrés,las condiciones de la vida, las varia-bles de personalidad y el estado desalud no han sido consideradoscompletamente, y éstas son condi-ciones que pueden ejercer unimpacto importante no sólo sobrenuestros juicios subjetivos sino tam-bién sobre algunos de los indicado-res utilizados en el estudio.





Anexo 1. La Escala de Balance Afectivo

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(M) 2. La Escala de Balance Afectivo - scielo.isciii.esscielo.isciii.es/pdf/clinsa/v19n2/v19n2a02.pdf · 1 Departamento Personalidad, Evaluación y Tratamiento Psicológico. Facultad