Copyright 2020 Andy Amílcar Rodríguez Castillo
Recibido: 12 de febrero de 2020
Aceptado: 30 de agosto de 2020
Publicado: 30 de noviembre de 2020
No.3 Enero-Diciembre 2020
ISSN 2958-1648
Psicogt.org/index.php/riec
Escuela de Ciencias
Psicológicas de la Universidad
de San Carlos de Guatemala
https://doi.org/10.57247/riec.vi3.61
La Programación Genética aplicada a la remodelación matemática de
una escala de bienestar psicológico
Genetic Programming applied to the mathematical remodeling of a
psychological well-being scale
Andy Amílcar Rodríguez Castillo
Escuela de Ciencias Psicológicas
Este trabajo fue financiado con recursos del autor. El autor no tiene ningún conflicto de interés al
haber hecho este trabajo. Correo electrónico: arodriguez@psicousac.edu.gt
Resumen: este artículo recoge algunos hallazgos del informe “Análisis matemático del modelo de
evaluación de la Escala de Bienestar Psicológico de Ryff, para la caracterización de adolescentes de
institutos públicos de la ciudad de Guatemala”, financiado por la Universidad de San Carlos de
Guatemala en 2019. Presenta resultados de una ecuación distinta a la usada originalmente por la
escala, última cuestionada por su simplicidad que contradice las complejas relaciones causa-efecto
frecuentes en la naturaleza. El ejercicio arrojó similitud entre ambos resultados, afirmando su
convergencia con r (940) =.99, p<.05. Además, brindó información distinta respecto a la relevancia de
sus factores como explicadores. Entre ellos, más relevancia en “Autonomía” y “Crecimiento personal”,
pero sin respaldo de fiabilidad por α=.512 y α=.517, respectivamente. No se consideró prudente realizar
generalizaciones debido a consistencias internas menores a α=.73 en los demás factores. Además,
debido al bajo contraste (.017) en algunos cruces de información y la poca polarización de los punteos
globales, que giraron en torno a medias de 3.993 y 3.970 y medianas de 3.967 y 3.936, con dispersiones
relativas de 0.12, curtosis positivas y variedad de asimetrías, entre otros aspectos. Las respuestas
conscientes y con opciones centrales en las escalas del instrumento, pudieron ocultar indecisiones o
generar puntuaciones “medias” para toda la prueba. Esto también limitó la discusión. Pero se
observaron cambios modestos al integrar los coeficientes calculados con la Programación Genética,
concluyéndola útil para continuar siendo explorada como técnica de modelación para la psicometría.
Abstract: This article collects some findings from the report "Mathematical analysis of the evaluation
model of the Ryff Psychological Well-Being Scale, for the characterization of adolescents from public
institutes in Guatemala City", financed by the University of San Carlos de Guatemala in 2019. Presents
results of an equation different from the one originally used by the scale, the latter questioned for its
simplicity that contradicts the complex cause-effect relationships frequent in nature. The exercise
showed similarity between both results, confirming their convergence with r (940)=.99, p<.05. In
addition, it provided different information regarding the relevance of its factors as explainers. Among
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them, more relevance in "Autonomy" and "Personal growth", but without reliability support for α=.512 and
α=.517, respectively. It was not considered prudent to make generalizations due to internal consistencies
lower than α=.73 in the other factors. In addition, due to the low contrast (.017) in some information crosses
and the little polarization of the global scores, which revolved around means of 3,993 and 3,970 and
medians of 3,967 and 3,936, with relative dispersions of 0.12, positive kurtosis and variety of
asymmetries, among other aspects. The conscious answers and with central options in the scales of
the instrument, could hide indecisions or generate “average” scores for the whole test. This also limited
the discussion. But modest changes were observed when integrating the calculated coefficients with
Genetic Programming, concluding that it is useful to continue to be explored as a modeling technique
for psychometrics.
Palabras clave: Programación genética, psicometría, bienestar psicológico, modelación matemática.
Keywords: Genetic programming, psychometrics, psychological well-being, mathematical modeling.
Introducción
Las técnicas estadísticas utilizadas para identificar relaciones causan-efecto entre variables, se
sustentan en modelos matemáticos de uso general. Estos, gracias al desarrollo de la programación y
la inteligencia artificial, poco a poco han permitido el diseño de otros modelos más precisos para
resolver problemas específicos. Parte de esto es la Programación Genética PG, que puede calcular
modelos personalizados partiendo de grupos de ecuaciones hipotéticas explicadoras muchas de ellas
sin sentido matemático causa efecto, pero esenciales como insumo para contrastar sus resultados con
los de otro modelo tradicional usado como referencia. Esta comparación, ejecutada iterativamente,
puede proporcionar formas más precisas para medir constructos.
La esencia de la técnica es esa iteración correlacionando resultados de ecuaciones de
funcionalidad hipotética con el resultado de una de referencia. Las que reporten menos relación serán
descartadas de participar en una siguiente iteración. Las que evidencian cierto grado de parentesco,
continuarán participando hasta que se observe bajo error entre el cálculo de ambas ecuaciones:
genética y original. Pero cabe resaltar, que simultáneamente se puede obtener información acerca de
cuáles variables independientes son jerárquicamente más o menos relevantes como explicadoras,
pudiendo reconfigurar la interpretación psicométrica.
Para ilustrar este efecto, suponga un cuestionario con 5 reactivos en escala de Likert de 0 a 4,
que se califica sumando sus respuestas. Siendo así, cada ítem tendría idéntica probabilidad de
relevancia como explicador: p=.2
1
. Cada respuesta podría multiplicarse por uno, quedando en su mismo
valor. La PG, por su parte, puede identificar cambios en esa probabilidad, irrumpiendo la característica
original de “ítems con idéntica importancia”, para luego calcular coeficientes que también alterarían el
resultado final de cada reactivo y se insiste reconfigurando la interpretación psicométrica.
1
Este caso aplica si y solo si no se consideran los pesos factoriales o el porcentaje de varianza total que cada
reactivo representa.
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Realmente la técnica es más sofisticada, incluyendo sus cálculos pre y post. Sin embargo, su
esencia como proceso es la antes descrita. Con este trabajo se pone a prueba la PG para la
identificación de un nuevo modelo de medición del bienestar psicológico, observándose cambios de
relevancia entre sus variables. Pero deben advertirse algunas debilidades de consistencia interna
(α<.73) de los factores reportadas por los autores de la investigación que se usó como base. Esto no
permite realizar inferencias generalizables de “nuevos perfiles” acerca del bienestar de los
adolescentes de seis institutos públicos de la ciudad de Guatemala que colaboraron como
informantes.
El esfuerzo dedicado a esta investigación, abre una nueva visión para el cuestionamiento
matemático de los modelos de evaluación de la psicometría. No se pretende desestimar los existentes,
sino incrementar su precisión y obtener información más específica acerca de sus reactivos o factores
más influyentes: relevantes.
Métodos
Se realizó una investigación transversal, analíticosintética, con enfoque cuantitativo, de tipo
correlacional y diseño no experimental. La orientación fue “a conclusiones” en vez de decisiones, al
utilizar algoritmos evolutivos para reconocer nuevas interconexiones y relevancias entre los
componentes de la Escala de Bienestar Psicológico de Ryff.
Se recolectó información bibliográfica; así como del informe y la base de datos de la
investigación de 2018 titulada “Relación entre bienestar psicológico, estilos educativos parentales e
inadaptación en adolescentes que asisten a institutos públicos en la ciudad de Guatemala”,
proporcionada por la Unidad de Investigación Profesional de la Escuela de Psicología y la Dirección
General de Investigación Profesional de la Universidad de San Carlos de Guatemala, con permisos de
uso acordes a sus normativos internos.
Se utilizaron 942 (76%) de los 1240 registros de informantes de la base de datos, al omitir filas
con al menos un dato en blanco o perdido. No se tomaron en cuenta datos sociodemográficos de
digitador, instituto, carrera, grado y sección para resguardar el anonimato de los informantes. Tampoco
se tomaron en cuenta las edades, debido a su homogeneidad (M=16.61, DT=1.04), ni promedios de notas
por ser un valor únicamente percibido y relacionado débilmente con bienestar psicológico, según
Paniagua et al., (2018).
El contenido de la investigación de referencia guía la realización de cruces de información por
sexo, condición de trabajar/no trabajar, la auto denominación de profesar la religión evangélica,
católica o ninguna, vivir o no vivir con sus padres o estudiar específicamente en alguna de las
instituciones departamentales. Se asumió que el hacinamiento en el hogar por cantidad de habitantes
podría incidir en los resultados de bienestar psicológico, por lo que se agruparon de acuerdo a los
cuartiles que Paniagua et, al (2018) dejaron registrados en el libro de códigos: Q1 = +1 a 4 personas; R-
IQ (rango intercuartílico) = +4 a 4 personas; Q3 = +7 personas. Por esta misma conjetura, se decidió
analizar también el punteo global de bienestar psicológico según vivir o no con hermanos, ser hijo
único o haber 2, 3, 4, 5 o más hijos en la familia. Se descartaron cruces que generaron submuestras de
30 personas o menos. Casos ejemplo: a) tenencia de hijos; b) pertenecer a Departamental de
Occidente, ser mujer y no vivir con sus padres; c) trabajar y no vivir con sus padres.
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Se usó la operacionalización, escalas de Likert y percentiles 25, 50 y 75 para variables escalares,
idénticas a lo propuesto por Paniagua et al., (2018). Pero, las respuestas con significado en escala
descendente fueron recodificadas a sentido de ascendente.
Procesamiento y análisis de la información
La información bibliográfica se analizó según su contenido editorial o científico, informativo o
expositivo. La consistencia interna se verificó con Alfa de Cronbach, con interpretaciones de α<.600 =
inaceptable, .600≤α<.700 = aceptable, .700≤α<.900 = buena, ≥.900 = Se sugiere excelente. En distintas
etapas del procesamiento se realizaron análisis de colinealidades con coeficientes de Determinación,
correlaciones de Pearson, Spearman o Hoeffdings, con interpretación de muy alta correlación al
observarse cercanía a |1|
2
. Además, interpretación de relación |.167| = ausente; |.167 a .333| = muy baja;
|.333 a .500| = baja; |.500 a .667| = intermedia; |.667 a .833| = alta; |.833 a 1| = muy alta.
El entorno de PG se configuró para procesar iterativamente grupos de 1000 ecuaciones
hipotéticas explicadoras, incluyendo operadores aritméticos, exponenciales, condicionales
trigonométricos se excluyeron secantes, cosecantes y cotangentes—, con finalización discrecional de
cada proceso. Sin embargo, dicha discrecionalidad se basó en la observación de la convergencia entre
resultados originales y genéticos, de errores absolutos y relativos tendientes a cero, detección de
tendencia a la linealidad en nubes de puntos, sobreposición en diagramas de líneas y trazo bajo en
ejes de las ordenadas en diagramas de Paretto. La observación de abscisas, únicamente se usó para
identificar la complejidad de los nuevos modelos.
Resultados
Como marco temático, se tomó el reporte de Paniagua et al., (2018) respecto a la diferencia
entre el bienestar subjetivo (hedónico) y el bienestar eudaimónico (desarrollo de potencialidad). Este
último fue referido como parte de la Psicología Social Positiva, base del enfoque de bienestar que Carol
D. Ryff fomenta desde 1989, dividiendo entre alta y baja la “auto aceptación” su noción en adolescentes.
Además, Paniagua et al., (2018), proponen tomar el factor “propósito de vida” como objetivos vitales e
interpretarlo como la “capacidad de actualizar su potencial, sentimiento de desarrollo continuo y
apertura a nuevas experiencias” (p. 7).
La consistencia interna de la escala completa reportada en 2018 resultó “buena”, con α=.864,
pero generando dudas acerca de la pertinencia de discutir sus resultados debido a que los α de los
factores individuales no superaron .727. También se consideró analizar la orientación al pesimismo
debido al reporte de mayoría de los punteos “bajos” identificados, principalmente en el Departamental
de Occidente, para sexo femenino de 15 años, religión evangélica y el no vivir con sus padres; el 12%
de diferencia en el factor “Auto aceptación” por sexo; el mayor porcentaje en “Propósito de vida” al no
tener religión, no trabajar, no vivir con los padres y ser mujer; y la necesidad de realizar más pruebas
para sexo femenino, no vivir con sus padres. Igualmente, para “Relaciones positivas”, trabajar y no vivir
con sus padres. (Paniagua et al, 2018).
2
No fue necesaria la interpretación de signos en este estudio, ya que todas las respuestas se normalizaron a
sentido ascendente.
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“Autonomía” fue reportada porcentualmente mayor respecto a los demás factores en
Departamental Norte, con mayor presencia si se es mujer católica. Respecto al factor “Crecimiento
personal”, también se reportó mayor porcentaje al manifestarse no afín a alguna congregación
religiosa. Respecto al factor “Dominio del entorno”, se indicaron mejores punteos en mujeres, sin
religión y que no viven con sus padres.
Respecto a las pruebas de colinealidad durante la remodelación de la Escala de Ryff, en el
presente estudio no se observaron resultados cercanos a 1 en las 5928 correlaciones, refiriéndose
estrictamente a los 39 componentes de la Escala de Ryff. Posteriormente, a través de la PG se identificó
una nueva función para el punteo global, con la expresión:
Ryff = 0.205128205128295*An + 0.179487179487236*CP + 0.153846153846386*Aa
+ 0.153846153846073*RP + 0.153846153846035*PV + 0.153846153845967*DE.
An corresponde al factor “autonomía”; CP a “crecimiento personal”; Aa es “auto aceptación”;
RP significa “relaciones positivas”; PV es “propósito en la vida” y DE, “dominio del entorno”.
El nuevo modelo resultó estable para t=215.16, según α=.10 α=.05 α=.01, respectivamente para
1.282, 1.645 y 2.326 y con las siguientes relevancias:
Tabla 1
Proporción de relevancias para la medición global de Bienestar Psicológico, según escala de Ryff y el total
de sus factores.
Componente
% de
influencia
positiva
Impacto
positivo
% de
influencia
negativa
Impacto
negativo
An
1.000
.349
0.000
0.000
RP
1.000
.303
0.000
0.000
DE
1.000
.252
0.000
0.000
CP
1.000
.246
0.000
0.000
PV
1.000
.245
0.000
0.000
Aa
1.000
.217
0.000
0.000
La convergencia entre los resultados originales y genéticos fue de r (940)=.99, p<.05, con un
máximo error de 7.670e-11, y error medio absoluto: 2.616e-11. Abajo, obsérvense de izquierda a
derecha, a) la nube de puntos de la correlación entre los resultados de ambas ecuaciones; b) la
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correspondencia absoluta de resultados del modelo original amarillo con los del nuevo modelo
anaranjado; c) El error verde en comparación con la complejidad del nuevo modelo azul, según la
exploración genética.
Figuras 1. Gráficos de comparación entre los resultados del algoritmo original versus el nuevo modelo:
nube de puntos de r, diagrama de errores y complejidad (Pareto), para el resultado global de bienestar
psicológico con la escala de Ryff..
Ninguna otra ecuación de los factores de la prueba superó de igual manera los filtros de
convergencia como el anterior caso ilustrado. Véase a continuación en 2a, la tabla de resultados
descriptivos; 2b, la tabla de análisis de correlación y significancia entre ambos modelos de evaluación;
2c, la tabla de distribución nominal de la evaluación según baremos basados en percentiles utilizado
por Paniagua et al., (2018).
Tabla 2a
Estadísticos descriptivos de la evaluación global de la Escala de Bienestar Psicológico de Ryff, según
modelos, su error y sus factores, para sexo femenino.
Medida
Modelo
base
Modelo
nuevo
|Error|
Aa
RP
An
DE
CP
PV
M
3.993
3.970
0.031
4.346
3.762
3.430
3.809
4.214
4.398
ME.
3.967
3.936
0.026
4.333
3.667
3.375
3.833
4.143
4.500
MO.
3.260
3.359
0.013
4.167
3.500
3.250
3.667
3.857
5.167
R
3.275
3.282
0.106
4.500
4.500
4.625
4.833
3.857
4.167
DT
0.474
0.476
0.023
0.700
0.883
0.787
0.750
0.601
0.750
CV
0.119
0.120
0.731
0.161
0.235
0.229
0.197
0.143
0.171
Q1
3.722
3.692
0.013
4.000
3.167
2.875
3.333
3.857
4.000
Q2
3.967
3.936
0.026
4.333
3.667
3.375
3.833
4.143
4.500
Q3
4.303
4.256
0.046
4.833
4.333
4.000
4.333
4.571
5.000
R-IQ
0.580
0.564
0.034
0.833
1.167
1.125
1.000
0.714
1.000
γ1
0.044
0.070
0.816
-0.622
0.078
-0.084
-0.215
0.251
-0.703
γ2
0.906
0.899
0.211
1.010
-0.316
0.034
0.029
0.369
0.550
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La simbología de los estadígrafos utilizada fue: M: media; ME: mediana; MO: moda; R: rango; DT:
desviación estándar muestra; CV: coeficiente de variación; Q1: cuartil 1; Q2: cuartil 2; Q3: Cuartil 3; R-IQ:
rango intercuartílico; γ1: coeficiente de asimetría de Fisher; γ2: curtosis.
Tabla 2b.
Valores de Correlación de Pearson de la evaluación global de la Escala de Bienestar Psicológico de
Ryff, según modelos, su error y sus factores, para sexo femenino.
r=
0.998
r²=
0.996
n=
458.000
Sr=
0.003
t(Cal)=
334.044
p=
0.100
g.l.=
2.000
p Ac.=
0.501
t(Ref)=
1.648
Significativo
Tabla 2c. Distribución nominal de la evaluación global de la Escala de Bienestar Psicológico de Ryff,
según modelos, su error y sus factores, para sexo femenino.
Desc.
Global,
base
Global,
nueva
|Error|
Aa
RP
Am
DE
CP
PV
Bajo
116
(25%)
115
(25%)
1
134 (29%)
133
(29%)
120 (26%)
125 (27%)
160
(35%)
139
(30%)
Medio
226 (49%)
228 (50%)
-2
196 (43%)
188
(41%)
220 (48%)
202 (44%)
162
(35%)
189
(41%)
Alto
11
(25%)
115
(25%)
1
128 (28%)
137
(30%)
118
(26%)
131 (29%)
136
(30%)
130
(28%)
Nota: Los porcentajes se representan únicamente con números enteros, aproximados por criterio
matemático. Las cifras decimales se consideran irrelevantes para el análisis.
Discusión
El énfasis en la medición del bienestar eudaimónico (desarrollo de potencialidad) según Carol
D. Ryff, en vez del hedonismo del bienestar subjetivo, pareciera estar sujeto a la naturaleza auto
perceptual subjetiva de las respuestas que captura la escala. Por ello, se considera necesario separar
los dos tipos de registro de la realidad que las pruebas psicológicas pueden documentar: la realidad
percibida y la realidad tangible, última independiente de las condiciones intrínsecas del informante.
Es probable que el hedonismo que pareciera rechazar Ryff como motivo de felicidad, sea el
basado en la tenencia de bienes materiales y placeres extrínsecos a la persona, construidos por las
sociedades como indicadores de éxito: de “el nivel de satisfacción experimentado”, según cita de Díaz
et al., (2006). Sin embargo, cabe recordar que la formación de las subjetividades en gran medida es
provocada por la interacción con el lugar y momento histórico en el que se desarrollan las personas.
Por supuesto, sí existen determinantes innatos de subjetividad, pero la mayoría tenderán a ser
moldeados por aprendizaje psicosocial.
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Si la Escala de Bienestar Psicológico de Ryff evalúa las percepciones individuales respecto a
los reactivos, su resultado alto, medio o bajo podría interpretarse también como un grado alto, medio
o bajo de percepción de bienestar: grado de bienestar subjetivo. Con esta carga de polisemia, el
hedonismo podría tener una condición similar, abriendo la posibilidad de cuestionar la forma de medir
constructos usando respuestas conscientes. Incluso, reposicionaría la felicidad hedónica o eudaimónico
como algo titubeante entre el desarrollo del potencial y la obtención de placer, en vez de indagarse
acerca de ¿qué es la felicidad? específicamente para ciertos grupos sociales o personas específicas,
sin etiquetarles de padecer un bienestar eudaimónico alto, medio o bajo.
Barrera et al., (2019), manifestándose afín a los factores propuestos por Ryff, pareciera ser más
cauteloso al presentarlos como dimensiones generadoras de sentidos de vida y de felicidad:
generadoras. La pretensión del enunciado pareciera ser más prudente, a diferencia de Ryff que
considera que “si la persona completa estas dimensiones podría decirse que posee bienestar”
Las reflexiones y escala de Ryff no son las que están en duda, sino de la pertinencia de concluir
generalizaciones de bienestar de un individuo o colectivo únicamente a partir de 39 reactivos y con
idénticos promedios aritméticos indiscriminadamente para sus seis factores.
La vida y los factores que construyen al bienestar psicológico no deben ser obligatoriamente
complejos. Sin embargo, tenderán a la complejidad por ser parte de la naturaleza, que suele
configurarse de esa manera. De manera que una misma función promedio para medir distintos
constructos, contradice ese matiz de complejidad que le caracteriza. Como citaron Garavito & Villamil
(2017), la complejidad surge al interactuar cognitivamente con los problemas diarios y provocar
constantes auto organizaciones para adaptarse. En este sentido, la percepción de bienestar no tendría
por qué ser un caso aislado de esta dinámica. Por eso se vuelve a cuestionar si el bienestar psicológico
sería una entidad lineal, reductible a un algoritmo determinístico, ausente de azares y de cargas
factoriales de incertidumbre o de distinta relevancia, como una discusión aún no concluida entre Morín
(1977), Reynoso (2006) y Viguri (Viguri, 2019).
Otra crítica respecto al tipo de lectura de la realidad que hace la Escala de Ryff, es que adjunto
a cada respuesta consciente, existen “quizás” infinitos condicionantes no conscientes que la
reconfigurarán, y que no son registrados por ese cuestionario. Entonces la duda es, ¿puede medirse
con eficacia la autopercepción de bienestar únicamente desde sus factores conscientes? (...) porque la
simplicidad de interpretación de los reactivos de la escala parece brindar la complejidad y cantidad
baja que Dijksterhuis, Nordgren et al., (2006), citados por Díaz (2019), refieren como producto de la
relación conciencia eficacia de decisión, donde en situaciones complejas y numerosas las decisiones
inconscientes pueden ser más eficaces. Por lo tanto, las conscientes, menos eficaces.
Nótese cómo dichas contradicciones limitaron la discusión únicamente a un factor valorado
“bueno”: relaciones positivas; y a dos factores valorados “aceptables”: auto aceptación y propósito de
vida. Pero este último, fue puesto conceptualmente en duda por Paniagua et al., (2018) y redefinido
como la “capacidad de actualizar su potencial, sentimiento de desarrollo continuo y apertura a nuevas
experiencias”, para su posterior profundización epistemológica. Recuérdese, además, que la
interpretación del resultado global de la escala, a pesar de su “aceptable” consistencia interna, quedó
poco respaldada por la diversidad de niveles de Alfa de Cronbach de sus factores, menores a .73.
Respecto al procesamiento cuantitativo:
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Dos hallazgos se consideraron esenciales: a) La eficacia para calcular una nueva ecuación que
resuelve el punteo global de bienestar psicológico según la escala de Ryff, con el aporte de
coeficientes y jerarquía de relevancias distintas para los 6 factores explicadores; b) La eficacia
observada en la PG para encontrar ecuaciones equivalentes a los promedios originales, que dan
muestra de su validez por convergencia. Esto puede ser una pauta generadora de confianza en la
técnica. Sin embargo, debe resaltarse que, según lo observado en este trabajo, debe mantenerse la
ecuación original como forma de operación entre los componentes de cada factor.
La tabla 2 muestra errores absolutos muy bajos durante el contraste resultados de ambas
ecuaciones. Esto indica la eficacia de la ecuación genética, al menos para el cálculo de la medición
global de bienestar psicológico, con el aporte de resaltar las diferencias en la jerarquía de influencia
de los factores hacia dicha medida. El promedio fue interpretado como robusto por la baja dispersión
de sus datos visible principalmente en los CV. Esto se confirma con las curtosis tendientes a positivo,
en la mayoría de los casos.
Por su parte, los promedios podrían ser engañosos debido a la evidencia de asimetrías
positivas. Estas sugieren valores extremos superiores, que podrían dar sentido a los resultados bajos
concluidos por Paniagua et al, 2018 y expuestos en el segundo párrafo de resultados. Aunque esta
interpretación debe aplicarse únicamente a los resultados globales de bienestar psicológico. En los
restantes se mantuvo la robustez de promedios y ambigüedad en los signos de las asimetrías de
Fischer, por lo que no puede concluirse un corrimiento del punteo.
Cada promedio de las ecuaciones genéticas también se vio respaldado por pocas diferencias
entre sus cuartiles uno a tres respecto a cada ecuación original, consecutivamente .030, .031, .047. Igual
sucedió con la comparación de los errores, con diferencias absolutas no mayores a 046.
Aunque se esperaba obtener altos contrastes de bienestar psicológico global al realizar cruces
de información, ningún punteo resultó anómalo respecto a los demás como para facilitar su análisis.
Este bajo contraste de .017 es visible de manera descendente en los siguientes valores, con 4.067 para
Departamental Norte; 4.054, para estudiantes que viven sin hermanos; 4.033, para sexo femenino
autodefinida católica; 4.029, para estudiantes con 8 o más personas viviendo en el hogar; 4.023, para
sexo masculino que trabaja; 4.020, para familias con cinco o más hijos; 4.02, para sexo femenino que
trabaja; 4.004, para estudiantes que vive con ambos padres y que sí trabajan; 3.997, para sexo masculino
autodefinido católico; 3.979, para sexo masculino, autodefinido católico, que trabaja y vive con sus
padres; 3.974, para sexo femenino sin preferencia religiosa; 3.970, para sexo femenino; 3.969, para
familias con dos hijos; 3.963, para sexo femenino que no trabaja; 3.959, para sexo masculino,
autodefinido evangélico, que trabajan y vive con sus padres; 3.956, para estudiantes que no vive con
sus padres y que no trabajan; 3.947, para familias con cuatro hijos; 3.947, para Departamental Sur; 3.945,
para Departamental Oriente; 3.939, para estudiantes con 5 a 7 personas viviendo en el hogar; 3.937,
para estudiantes que viven con sus hermanos; 3.936, para estudiantes que vive con ambos padres y
que no trabajan; 3.935, para sexo femenino autodefinida evangélica; 3.935, para estudiantes con 2 a 4
personas viviendo en el hogar; 3.932, para sexo masculino; 3.923, para hijos únicos; 3.907, para sexo
masculino que no trabaja; 3.895, para familias con tres hijos; 3.894, para Departamental Occidente;
3.894, para sexo masculino sin preferencia religiosa; 3.89, para sexo masculino autodefinido evangélico.
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Además, el anterior rango rodeó a los promedios y medianas obtenidos consecutivamente con
las ecuaciones originales y genéticas: 3.993, 3.970 y 3.967, 3.936, y su ubicación dentro de R-IQ permitió
observar la ausencia de respuestas polarizadas hacia niveles bajos o altos del constructo.
Como ya se había expuesto, la modelación genética confirmó diferentes niveles de relevancia
de la escala de Ryff, de sus factores y específicamente para la población objetivo. Expresadas como
proporción fueron An=.205, CP=.179, Aa=.154, RP=.154, PV=.154 y DE=.154. Sin embargo, nótese el dominio
de la autonomía como el factor más influyente en el bienestar psicológico de los estudiantes, pero no
recomendable para la discusión ni mucho menos para la definición de conclusiones debido a la
consistencia interna “inaceptable” reportada como α=.512 (Paniagua et al., 2018).
La segunda posición de relevancia está ocupada por el factor “Crecimiento personal”, que
tampoco debe incluirse en la discusión y definición de conclusiones debido por la consistencia interna
también “inaceptable” también reportada como α=.512.
Los factores restantes también presentaron una relevancia genética idéntica, impidiendo
nuevamente una discriminación entre ellos para la discusión. Pero hay otras limitaciones más: el
descriptor “medio” unívoco de todos sus resultados y la mención que ya se había realizado respecto a
las consistencias internas “aceptables” en Auto aceptación (α=.727) y Propósito de vida (α=.704), como
únicos factores con buena posibilidad de analizarse. Recuérdese que, según Paniagua et al., (2018) este
último significa la presencia de objetivos vitales para los adolescentes, a pesar de la no claridad acerca
de qué se quiere en la vida, mucho menos acciones con algún enfoque específico. Esta mención
sugiere que la capacidad de los adolescentes para actualizar su potencial y tener sentimientos
continuos de desarrollo y apertura a nuevas experiencias es imprecisa como factor constructor de
bienestar, además de sus resultados sin tendencia alta o baja detectadas.
Particularmente “Auto aceptación” se posicionó como cuarto lugar de bienestar psicológico en
25 de los 31 casos de cruces de información, quedando en tercer lugar únicamente para estudiantes
que viven sin hermanos; estudiantes con 8 o más personas viviendo en el hogar; familias con dos hijos;
sexo masculino, autodefinido evangélico, que trabajan y vive con sus padres; e hijos únicos. Solamente
una vez se posicionó en segundo lugar el caso de estudiantes que viven con ambos padres y que no
trabajan. Por su parte, “Propósito en la vida” se posicionó como tercer lugar en 25 de los 31 casos de
cruces de información, quedando en cuarto lugar únicamente para estudiantes que viven sin
hermanos; familias con dos hijos; hijos únicos; sexo masculino, autodefinido evangélico, que trabajan y
vive con sus padres; y para estudiantes que vive con ambos padres y que no trabajan. Solamente una
vez se posicionó en segundo lugar el caso de estudiantes de sexo femenino sin preferencia religiosa.
Fue más clara la posición del factor “Relaciones positivas”, quedando al final sexto lugar en 27
de los 31 cruces. Únicamente en cuatro cruces subió una casilla de puntuación: sexo femenino que
trabaja; sexo masculino, autodefinido católico, que trabaja y vive con sus padres; sexo femenino sin
preferencia religiosa; estudiantes que no vive con sus padres y que no trabajan. Sin embargo, la
oportunidad de discusión enriquecida de este último factor también quedó limitada por estadísticas
similares en pares de opuestos, por ejemplo, trabajar no trabajar. Es probable que el reporte de
consistencia interna reportado por Paniagua et al., (2018) como “aceptable” sea la explicación a esta
situación. Además, nótese que solamente hay una distancia .043 para que el α=.642 pueda concluirse
como “inaceptable”.
Conclusiones
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El registro de respuestas de baja complejidad, aunque podrían incrementar la consistencia
interna de una prueba, también disminuyen la posibilidad de extraer respuestas inconscientes, como
tal, libres de la manipulación de una respuesta deliberada. De esta manera podrían estarse midiendo
“opiniones subjetivas” acerca de los reactivos en vez de sus características objetivas.
El hedonismo como motivo de felicidad a partir de factores externos, podría tener una carga
de subjetividad innata moldeada por el aprendizaje psicosocial. En tal sentido, justificar su relación con
el bienestar subjetivo.
Aunque la PG sí demostró convergencia para identificar nuevos modelos de evaluación de la
Escala de Bienestar Psicológico de Ryff, los valores de consistencia interna reportados en la
investigación de referencia, orientaron a una discusión útil solamente si es centrada en la técnica y no
en la generalización o construcción de perfiles.
La jerarquía de resultados totales del perfil de bienestar psicológico en estudiantes de 15 a 20
años de institutos públicos en la ciudad de Guatemala es, de mayor a menor punteo incluyendo en su
cálculo los operadores de relevancias detectadas a través de la programación genética los factores:
crecimiento personal, autonomía, propósito en la vida, auto aceptación, dominio del entorno y
relaciones positivas. Todos los resultados se posicionaron como nivel “medio”, impidiendo su análisis
por contraste de tendencias hacia alto o bajo.
Los factores auto aceptación y propósito en la vida, solamente, podrían ser tomados en cuenta
para discusiones e investigaciones futuras. Pero el último aún requiere su revisión como categoría
psicológica en adolescentes. El factor relaciones positivas, podría tomarse en cuenta, pero advirtiendo
su muy dudosa consistencia.
A pesar de que de los seis factores de la escala de Ryff, solamente “Crecimiento personal” tiene
una opción de respuesta media “4”, por estar compuesta por 7 reactivos, casos similares podrían ocultar
indecisiones en vez de no respuestas.
La eficacia que la PG demostró para remodelar la Escala de Bienestar Psicológico de Ryff, la
convierte en una técnica prometedora para el cuestionamiento de modelos de evaluación de otras
pruebas psicométricas. Sin embargo, aún pendiente de discusiones y experimentos.
No se identificó evidencia estadística suficiente para afirmar que ser mujer y no vivir con los
padres afecte los puntajes de bienestar psicológico. Tampoco se encontró evidencia suficiente para
afirmar que el hacinamiento afecta en dicho constructo.
La remodelación genética de la Escala de Bienestar Psicológico de Ryff, proporcionó
resultados ligeramente distintos a los reportados por Paniagua et al., (2018), con relaciones positivas,
autonomía y propósito en la vida como los más bajos. (Considérense que ambos estudios usaron
ecuaciones distintas, así como muestras ligeramente diferentes).
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Derechos de Autor (c) 2020 Andy Amílcar Rodríguez Castillo
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