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Estudiar el bienestar psicológico ha supuesto un cambio paradigmático en la psicología, con un cambio de mirada de la psicopatología a un enfoque salugénico (Castro-Solano, 2009; Hewis, 2023). Diversas teorías han pugnado por dar cuenta del constructo, cada una diseñando instrumentos específicos que evalúan su funcionamiento. Quizás las aproximaciones más contrapuestas las constituyen los modelos situacionales y los modelos personológicos del bienestar. Los primeros plantean que la satisfacción con la vida surge de la sumatoria de momentos felices a lo largo del curso de la vida. Es decir, la satisfacción es dependiente de los momentos felices experimentados previamente (Castro-Solano, 2009; Diener et al., 1991). Por su parte, el bienestar entendido desde la personalidad supondría que el mismo sería la resultante de una personalidad estable y de aspectos ligados al temperamento (Anglim et al., 2020; Castro-Solano, 2009). No obstante, las posturas más ampliamente desarrolladas siguen siendo la hedónica y la eudaimónica (Ryan & Deci, 2001).
La perspectiva hedónica entiende al bienestar como ligado fundamentalmente con la idea de la felicidad y el placer (Diener et al., 1998; Huta, 2016; Kahneman et al., 1999; Kubovy, 1999). En cambio, la tradición eudaimónica entiende que el bienestar es más que la sola búsqueda de la felicidad, que consiste en la realización y el desarrollo del potencial humano o de la verdadera naturaleza humana (Fromm, 1981; Ryff & Singer, 2000; Waterman, 1993). Como constructos psicológicos, cada una de estas tradiciones ha decantado en modelos teóricos e instrumentos de evaluación propios. Así, el bienestar subjetivo (Subjetive Wellbeing) es el principal representante de la tradición hedónica; y el constructo bienestar psicológico (Psychological Wellbeing), de la eudaimónica (Díaz et al., 2006; Ng, 2017).
Actualmente, desde la tradición hedónica, los instrumentos más utilizados para medir este constructo tienen que ver con una triple estructura (Ryff et al., 2021) que se compone de la satisfacción vital, el afecto positivo y el afecto negativo. La satisfacción vital normalmente es evaluada mediante la valoración de la satisfacción general con la vida, a veces acompañada de valoraciones específicas por ámbito (Lapuente et al., 2018). Es considerada un aspecto del bienestar duradero y a largo plazo. El afecto positivo se evalúa con índices de frecuencia sobre cuán alegre, con buen ánimo, feliz, tranquilo y pacífico o lleno de vida se siente un sujeto. Actualmente, también se consideran emociones como el interés, el compromiso y la confianza (Hefferon et al., 2017). El afecto negativo, por otro lado, tiene que ver con la falta de esperanza, estar tan triste que nada puede animarle, nerviosismo, inquietud o intranquilidad, sensación de esfuerzo excesivo y falta de valor personal.
Dentro de la postura eudaimónica, Ryff (1989; Ryff & Keyes, 1995) propuso un modelo multidimensional de bienestar. De esta integración surgieron seis dimensiones clave que se refieren fundamentalmente al bienestar como desafío a la prosperidad. Cada dimensión del bienestar psicológico articula, por tanto, diferentes retos que los individuos encuentran cuando se esfuerzan por funcionar positivamente. Las personas intentan sentirse bien consigo mismas aun siendo conscientes de sus propias limitaciones (autoaceptación). También tratan de desarrollar y mantener relaciones interpersonales cálidas y de confianza (relaciones positivas con los demás) y de moldear el entorno que les rodea para satisfacer sus necesidades y deseos personales (dominio del entorno). Al mantener su individualidad en diversos contextos sociales, también buscan un sentido de autodeterminación y autoridad personal (autonomía). Además, realizan un esfuerzo vital para encontrar el sentido de sus esfuerzos y desafíos (propósito en la vida). Por último, intentan aprovechar al máximo los talentos y capacidades personales (crecimiento personal), lo cual es fundamental en este modelo de bienestar y es lo que más se acerca a la concepción aristotélica de la excelencia personal como realización de los talentos y capacidades únicos de cada uno (Huppert, 2009).
La escala de bienestar psicológico de Ryff ha presentado numerosas variantes en su composición, que respetan siempre los seis factores teóricos que la constituyen. En sus comienzos se construyó con 20 ítems por cada una de las seis dimensiones, con un total de 120 ítems (Ryff, 1989). Otras versiones más breves fueron construidas con 84 ítems (Ryff et al., 1994), 42 ítems (Morozink et al., 2010) y 21 ítems (Ryff & Keyes, 1995). Estas versiones han reportado una confiabilidad de entre baja a excelente, por lo que aún continúa en debate la extensión del instrumento, así como su estructura factorial (Ryff, 2014). Otras aproximaciones psicométricas al bienestar han estado dadas por el uso de una medida única (ver revisión de Dominguez-Lara & Navarro-Loli, 2018). Se han reportado estudios que plantean un factor único de segundo orden que equivaldría al bienestar (van Dierendonck, 2004). Asimismo, en otros trabajos se han realizado correlaciones con el cuestionario propuesto por Ryff, tomando en cuenta una medida general de bienestar equivalente a la suma de los resultados de todas las escalas (Hopp et al., 2011; Mazlomi Barm Sabz et al., 2021; Souri & Hasanirad, 2011). También se ha propuesto una versión reducida de la escala con un constructo o factor único de bienestar, aunque compuesto por distintas facetas (Dominguez-Lara et al., 2019)
Más allá de las propiedades psicométricas, este instrumento ha sido ampliamente utilizado en asociación con variables tanto demográficas como psicológicas (Ryff, 2014). En este último tiempo, la escala de bienestar psicológico de Ryff ha sido un instrumento clave para la recopilación de información en el contexto pandémico por la COVID-19, resultó ser el instrumento más utilizado en diferentes estudios alrededor del mundo. La escala fue utilizada tanto en población general (Fernández-Abascal & Martín-Díaz, 2021; Luis et al., 2021), como en población clínica, en personas con desórdenes alimenticios (Chan & Chiu, 2022), individuos con discapacidad intelectual (van Herwaarden et al., 2022) o con trastornos mentales (Bloch et al., 2022). Los estudios fueron tanto de corte transversal (Chan et al., 2022) como longitudinal (Fernández-Abascal & Martín-Díaz, 2021). A su vez, se ha trabajado con diferentes grupos poblacionales, como estudiantes universitarios (Tan et al., 2021), mujeres embarazadas (Yousefi-Afrashteh & Masoumi, 2021), estudiantes o trabajadores de la salud (Chan et al., 2022; Mamani-Benito et al., 2022), entre otros. La amplia utilización de esta escala subraya la importancia de conocer las propiedades psicométricas de la misma en el contexto argentino, debido a que ello permitirá no solo aumentar la rigurosidad de los diseños en investigación, sino también las comparaciones basadas en criterios demográficos o por las singularidades de determinados grupos poblacionales.
Por lo anterior, este trabajo tuvo como objetivo validar la versión adaptada al español (Díaz et al., 2006) de la escala de bienestar psicológico de Ryff en población argentina y revisar sus propiedades psicométricas: consistencia interna, evidencias basadas en la estructura interna y en la relación con otras variables.
Materiales y método
Participantes
En este estudio se utilizaron dos muestras. Ambos muestreos fueron no aleatorios, por bola de nieve (Heckathorn, 2011; Watters & Biernacki, 1989). El primer grupo estuvo compuesto por 3228 adultos argentinos de población general, cuyas edades estaban comprendidas entre los 20 y los 83 años (M = 42.21; DE = 13.17). El 81.9 % de los participantes se identificaron con el género femenino. Respecto al nivel educativo, el 4.2 % reportó tener secundario completo, un 28.5 % tenían estudios terciarios/universitarios incompletos y un 66.4 % estudios terciarios/universitarios completos. Además, se trabajó con 153 estudiantes universitarios de entre 18 y 57 años (ME = 26.71; DE = 7.53). El 85 % (n = 130) se identificó con el género femenino y el 15 % (n = 23) con el género masculino. Los participantes indicaron que el nivel educativo del principal aportante económico de su familia era: 1.3 % primario (n = 2); 5.9 % secundario incompleto (n = 9); 15.7 % secundario completo (n = 24); 41.2 % terciario o universitario incompleto (n = 63); 33.3 % universitario (n = 51) (hubo 4 participantes de quienes no se obtuvo esta información). Al primer grupo de muestras, se aplicaron pruebas de depresión y ansiedad estado-rasgo en conjunto con la escala de Ryff; mientras que al segundo grupo se aplicó el cuestionario de personalidad.
Instrumentos
Escala de Bienestar Psicológico (Ryff, 1989). Se utilizó la escala adaptada al español propuesta por Díaz et al. (2006). Este instrumento consta de un total de 29 ítems, con un formato de respuesta tipo Likert, con puntuaciones comprendidas entre 1 (totalmente en desacuerdo) y 6 (totalmente de acuerdo). La escala total se agrupa en seis subescalas: autoaceptación (4 ítems); relaciones positivas (5 ítems); autonomía (6 ítems); dominio del entorno (5 ítems), propósito en la vida (5 ítems) y crecimiento personal (4 ítems). La adaptación al español ha mostrado adecuadas propiedades psicométricas en España, con una consistencia interna α de Cronbach para las subescalas que va desde .70 hasta .84 (Díaz et al., 2006). Se optó por la adaptación al español de 29 ítems debido a que, aun teniendo menos reactivos, conserva las propiedades psicométricas del instrumento.
Inventario de ansiedad rasgo-estado (STAI; Spielberger et al., 1970), versión argentina (Leibovich de Figueroa, 1991). Este instrumento de autoreporte se compone de 40 ítems que componen dos subescalas, una para ansiedad rasgo (como condición estable de la ansiedad) y una para ansiedad estado (donde la ansiedad es entendida como transitoria). Cada dimensión está compuesta por 20 ítems puntuados en una escala tipo Likert que va desde el 0 (Nada) hasta el 4 (Mucho). En población española, este instrumento mostró una consistencia adecuada, con valores α de Cronbach .84 a .93 (Guillén-Riquelme & Buela-Casal, 2011; Leibovich de Figueroa, 1991; Spielberger et al., 1999). En este estudio, tanto la escala de ansiedad estado (Cronbach α = .92) como la escala de ansiedad rasgo (Cronbach α = .88) mostraron una buena fiabilidad.
Inventario de Depresión deBeck-II (BDI-II; Beck et al., 1996), adaptación argentina (Brenlla & Rodríguez, 2006). Este cuestionario de autoreporte indaga la presencia y gravedad de síntomas depresivos. Se compone de 21 ítems que indican síntomas como llanto, tristeza, etc. Las opciones de respuesta indican niveles crecientes de severidad del síntoma. Este inventario es uno de los más ampliamente difundidos para evaluar la sintomatología depresiva y ha presentado índices adecuados de consistencia interna en distintas adaptaciones y poblaciones (e.g., Beltrán et al., 2012; Gomes-Oliveira et al., 2012; Sanz & Vázquez, 2011). En este estudio, el α de Cronbach fue de .91.
Listado de Adjetivos para Evaluar la Personalidad (AEP; Ledesma et al., 2011; Sánchez & Ledesma, 2007, 2013). Este instrumento autoadministrable consta de 67 adjetivos descriptores de rasgos, basado en el Modelo de Cinco Factores Costa y McCrae. Se ha optado por la utilización de este instrumento por la solidez de la teoría sobre la que asienta, así como su menor extensión en comparación con otros instrumentos de evaluación de la personalidad (e.g., Big Five Questionnaire, Bermúdez, 1995; Test Personalidad de TEA, Corral-Gregorio et al., 2009), que require aproximadamente entre 10 y 15 minutos para ser completado. Además, ha sido desarrollado en contexto argentino y validado en una amplia muestra (amabilidad: α entre .75 y .84; neuroticismo: α entre .73 y .85; responsabilidad: α entre .73 y .80; extraversión: α entre .79 y .85; apertura a la experiencia: α entre .72 y .77; Ledesma et al., 2011; Sánchez & Ledesma, 2007). En el AEP, los participantes deben contestar cada ítem indicando cuánto los describe ese adjetivo. El formato de respuesta es de tipo Likert, desde 1 (no me describe en absoluto) hasta 5 (me describe tal cual soy). Cada factor (amabilidad/antagonismo, responsabilidad/irresponsabilidad, extraversión/introversión, neuroticismo/estabilidad emocional y apertura a la experiencia/cerrado a la experiencia) provee un valor obtenido a partir del promedio de los adjetivos que corresponden a cada dimensión, se invierten los ítems que así lo requieran. De esta forma, se consigue un valor entre 1 y 5 para cada escala, lo que resulta en una mayor presencia del rasgo cuanto mayor sea el resultado en la escala evaluada.
Procedimiento
Si bien se tomó la versión en español, se realizó un pequeño estudio piloto con 10 estudiantes universitarios a los que se aplicó el instrumento y una encuesta abierta sobre los ítems para evaluar si las palabras o expresiones utilizadas eran comprensibles. Debido a la familiaridad de los términos empleados para la población argentina, no se realizaron cambios en el instrumento.
Este estudio fue aprobado por el Comité de Bioética de la Universidad de Mar del Plata. En su realización se siguieron todos los procedimientos recomendados por la Declaración de Helsinki y la American Psychological Association (2010). La participación en el estudio fue voluntaria y se requirió la firma de un consentimiento informado digital. Se trató de una encuesta de acceso abierto a través de Google Forms, que se difundió a través de redes sociales. Los enlaces de acceso se compartieron en Facebook, Instagram, X y WhatsApp. Se utilizaron los medios oficiales de la institución donde está radicado este estudio, al mismo tiempo que se compartió en sitios oficiales de otras cuentas asociadas a instituciones científicas en el área de la psicología y disciplinas afines. Para evitar información duplicada, el formulario solo permitía ser respondido una única vez por usuario. A quienes respondían a la encuesta, se los incentivaba para compartirla entre sus contactos y allegados.
Plan de análisis de los datos
Los datos fueron sistematizados e ingresados en una base de datos. Los ítems formulados en sentido inverso fueron recodificados. Para analizar la correlación ítem-total, se utilizó rho de Spearman, puesto que algunas de las variables no seguían un comportamiento normal. En segundo lugar, para evaluar las evidencias basadas en la estructura interna se implementó el Análisis Factorial Confirmatorio (AFC) a través del programa Lisrel (Scientific Software International, 2006). El método de estimación utilizado fue el de mínimos cuadrados no ponderados (ULS), uno de los más recomendados al trabajar con variables ordinales, especialmente si el número de variables a incluir es elevado (Flora et al., 2012; Lloret-Segura et al., 2014). Para evaluar el ajuste de los modelos, se utilizaron los índices de ajuste NFI, CFI, GFI y AGFI (punto de corte > .90), así como el RMSEA (punto de corte < .08; intervalos de confianza, IC 90 %) y el SMRM (punto de corte < .05) como medidas de error (Bentler, 1990; Bentler & Bonett, 1980; Hu & Bentler, 1998). Se estimó la confiabilidad compuesta ((CR^); Bacon et al., 1995; Hair et al., 1995), la cual refiere a la cantidad total de varianza de la puntuación real de los ítems en relación con la varianza total de la puntuación de la escala (Brunner & Süß, 2005). También se calculó el omega de las dimensiones. Además, se analizaron las correlaciones de los factores a través del coeficiente de correlación r de Pearson (para el tamaño del efecto de las correlaciones se consideraron los criterios de Cohen, 1988: r = .10, r = .30, y r = .50 fueron considerados tamaños pequeños, moderados y grandes, respectivamente). Finalmente, se analizaron las correlaciones con variables teóricamente relacionadas: ansiedad, depresión, personalidad.
Resultados
Análisis factorial confirmatorio
Se observó en primer lugar los datos descriptivos de los ítems y la correlación ítem-total, hallándose correlaciones estadísticamente significativas en todos los casos. Las correlaciones oscilaron entre los .22 y los .78 puntos (rho) (Tabla 1).
Tabla 1: Descriptivos de los ítems de la Escala de Bienestar Psicológico de Ryff de Díaz et al. (2006)
* p < .05; ** p < .01
El primer modelo puesto a prueba fue el sugerido por la versión original del instrumento, a saber, seis factores interrelacionados. El ajuste del modelo se presenta en la Tabla 2 y el gráfico de resumen del modelo en la Figura 1. Puede observarse un buen ajuste del modelo a los datos, con cargas factoriales apropiadas. Se observó solo una carga factorial por debajo de los .30 (i.e., 22 puntos) para el ítem 13. No obstante, se optó por conservar este ítem atendiendo a la validez de contenido y a que el ajuste del modelo resultó muy bueno.
Considerando el uso unidimensional que se hace en ocasiones de la escala en la literatura (van Dierendonck, 2004), en un segundo AFC se analizó el ajuste de un modelo de seis factores de primer orden y un factor general de segundo orden. El ajuste de este segundo modelo se presenta también en la Tabla 2, mientras que el resumen se muestra en la Figura 2. Puede observarse que el ajuste resulta también muy bueno, y similar al del modelo de seis factores interrelacionados, lo que respalda este uso unidimensional del instrumento.
Figura 1: Resumen del modelo 1 de seis factores para la Escala de Bienestar Psicológico de Ryff (1989)
Figura 2: Resumen del modelo 2 de seis factores de primer orden y un factor general de segundo orden para la Escala de Bienestar Psicológico de Ryff (1989)
Confiabilidad
Se analizó la confiabilidad de las dimensiones de la escala mediante la fiabilidad compuesta. Los resultados indicaron una buena confiabilidad para todas las dimensiones (autoaceptación .88; relaciones positivas .88; autonomía .78; dominio del entorno .78; crecimiento personal .82; propósito en la vida .90). Además, se estimó la confiabilidad utilizando el coeficiente omega. Los resultados mostraron ser similares para todas las dimensiones, excepto crecimiento personal, que tuvo una disminución significativa (autoaceptación .84; relaciones positivas .84; autonomía .75; dominio del entorno .76; crecimiento personal .67; propósito en la vida .87).
Evidencias basadas en la relación con otras variables: ansiedad, depresión, personalidad
Se analizaron las evidencias basadas en la relación con otras variables a través de correlaciones con variables teóricamente relacionadas, a saber, síntomas de depresión, nivel de ansiedad-estado, nivel de ansiedad-rasgo y rasgos de personalidad. La teoría y la literatura empírica sugieren que el bienestar psicológico está inversamente relacionado con la depresión (Franzen et al., 2021; Rossi et al., 2019) y la ansiedad (Jiménez-Puig et al., 2021; Peñacoba et al., 2020; Yüksel & Bahadir-Yilmaz, 2019); y que ciertos rasgos de personalidad, como la extroversión y la estabilidad emocional, están positivamente correlacionados con el bienestar (Anglim et al., 2020; Joshanloo, 2023).
Los resultados se muestran en la Tabla 3, junto a los estadísticos descriptivos de cada variable. Se observaron correlaciones estadísticamente significativas entre la mayoría de las variables bajo análisis, todas en el sentido esperado. Mayores niveles de bienestar psicológico se asociaron de forma inversa con menores niveles de ansiedad y síntomas depresivos. A su vez, el bienestar psicológico se asoció de forma directa con los rasgos extraversión, amabilidad, responsabilidad y apertura a la experiencia. En cambio, mayores niveles de neuroticismo se asociaron con menores niveles de bienestar.
Discusión
El objetivo de este trabajo fue validar la versión adaptada al español (Díaz et al., 2006) de la escala de bienestar psicológico de Ryff (1989) en población argentina y revisar sus propiedades psicométricas (consistencia interna, validez factorial y de criterio). La elección de la versión propuesta por Díaz et al. (2006) se basó en su buen ajuste en población hispanohablante, lo que sugiere una mayor adaptación a las características culturales, lingüísticas y contextuales de dicha población, lo que minimiza los riesgos de sesgos derivados de diferencias culturales o lingüísticas y asegura la comprensión consistente y relevante de los ítems por parte de los participantes. La adaptación cultural es crucial, ya que la percepción del bienestar puede variar significativamente entre diferentes culturas, y una escala no adaptada podría no reflejar con precisión las experiencias y sentimientos de los individuos evaluados (Gutiérrez-Carmona & Urzúa, 2019).
En este estudio, las escalas mostraron una buena fiabilidad en todas las dimensiones del instrumento. Esto respalda la robustez y consistencia interna de la adaptación, sugiriendo que la versión española de la escala es una herramienta fiable para medir el bienestar psicológico en la población argentina.
En cuanto a las evidencias de validez basadas en la estructura interna, se realizaron análisis factoriales confirmatorios de acuerdo a dos modelos. Un primer modelo de seis factores, que mostró un ajuste adecuado; y un segundo modelo de seis factores con un único factor de segundo orden, que mostró resultados similares. Estos hallazgos, en consonancia con estudios precedentes (Gallagher et al., 2009; Ryff & Singer, 2006; Sirigatti et al., 2009), respaldan el modelo original propuesto por Ryff (1989). La confirmación de estos modelos es crucial, ya que valida la estructura teórica subyacente del instrumento demostrando que los diferentes dominios del bienestar psicológico son conceptualmente distintos pero interrelacionados. Además, los resultados presentados también son compatibles con el modelo de van Dierendonck (2004), en el que se basa la adaptación de Díaz et al. (2006). A pesar de que uno de los ítems (ítem 13) presentó una carga factorial por debajo de lo esperado, se optó por conservarlo debido a su relevancia teórica y su contribución a la validez de contenido. Además, el ajuste global del modelo fue muy bueno (Bentler, 1990), lo que sugiere que la inclusión del ítem no afecta negativamente la calidad del modelo.
En cuanto a las evidencias de validez basadas en la relación con otras variables, se han encontrado correlaciones que avalan postulados teóricos relacionados con el bienestar psicológico como concepto y con estudios anteriores en la materia. En el caso de los síntomas depresivos, se corrobora nuevamente la idea ampliamente extendida de que a mayor bienestar menor sintomatología depresiva (Barkham et al., 2019; Evans et al., 2021; Keyes, 2005; Ryff, 2014). Este hallazgo es consistente con la idea de que el bienestar psicológico actúa como un factor protector contra la depresión, posiblemente mediado por mecanismos como la resiliencia y el apoyo social (Rodríguez-Chávez & Cabrera-Porras, 2023). Resultados similares se han encontrado en relación a la ansiedad, tal como se describe en la literatura (Barkham et al., 2019; Evans et al., 2021; Maund et al., 2019; Ryff, 2014). La relación inversa entre bienestar y ansiedad refuerza la idea de que el bienestar psicológico puede amortiguar el impacto de los factores estresantes (Huppert, 2009; Park et al., 2023). Estos resultados suman evidencia a los planteos que se han realizado sobre la utilidad clínica del constructo bienestar en materia de psicoterapia y salud mental (Güleç-Keskin & Gülirmak, 2022; Tomba & Bech, 2012; Tomba et al., 2010). En cuanto a la personalidad, se observó que el bienestar psicológico estuvo asociado de forma directa con los rasgos de extraversión, amabilidad, responsabilidad y apertura a la experiencia. Resultados similares fueron hallados en otros estudios, donde se encontró que la apertura a la experiencia se relacionaba con el crecimiento personal, y la amabilidad con las relaciones positivas con los demás (Joshanloo & Rastegar, 2007; Ryff, 2014; Schmutte & Ryff, 1997). En cambio, mayores niveles de neuroticismo se asociaron con menores niveles de bienestar, tal como ha reportado Costa y McCrae (1980) y Turel et al. (2018), en el caso de participantes mujeres. Tal como plantea Ryff (2014), el neuroticismo se relacionó con el dominio del entorno, la satisfacción vital y la autoaceptación.
Este estudio no estuvo exento de limitaciones. En primer lugar, a pesar de que el ajuste del instrumento fue muy bueno, uno de sus ítems presentó una carga factorial baja (ítem 13). En este sentido, se optó por conservarlo igualmente en función de la validez de contenido. La conservación de ítems con carga factorial baja puede justificarse si estos ítems son fundamentales para capturar aspectos importantes del constructo medido (DeVellis, 2016). En segundo lugar y a pesar del gran tamaño de la muestra, esta presenta ciertas características demográficas no representativas de la población. Esto es especialmente cierto en el nivel educativo, donde puede observarse la gran extensión de personas con estudios universitarios/terciarios en curso o completados. Futuros estudios deberán ampliar la muestra para incluir personas con menor nivel educativo con el fin de evaluar si existen cambios en la estructura del instrumento en esta población. Incluir una muestra representativa también permitirá examinar la validez y fiabilidad del instrumento en diferentes subgrupos demográficos (Rios & Wells, 2014). Finalmente, no se incluyeron otros instrumentos que permitan estimar el constructo bienestar. En futuros trabajos se pretende comparar el cuestionario de Ryff con otras pruebas de bienestar psicológico y bienestar subjetivo.
La versión del instrumento propuesta por Díaz et al. (2006) demostró un ajuste muy bueno y una fiabilidad robusta. Las dimensiones del instrumento mostraron asociaciones significativas con variables de ansiedad, depresión y personalidad, coherentes con la literatura existente. Estos resultados subrayan la relevancia y aplicabilidad del instrumento en la población argentina, destacando su utilidad para evaluar el bienestar psicológico desde una perspectiva eudaimónica. En el ámbito de la investigación, este instrumento puede contribuir a una comprensión más profunda de los factores que promueven el bienestar. Además, puede facilitar comparaciones transculturales que enriquezcan la comprensión global del bienestar psicológico (Ryff, 2018). En la práctica clínica, su uso puede facilitar intervenciones más precisas y efectivas, orientadas a mejorar la calidad de vida de los individuos (Park et al., 2023). La validación de esta escala en población argentina abre nuevas posibilidades para su uso en estudios epidemiológicos y en la evaluación de intervenciones psicosociales (Keyes & Annas, 2009). Por tanto, se recomienda su implementación tanto en estudios futuros como en contextos terapéuticos para avanzar en el conocimiento y promoción del bienestar psicológico.
