El estudio del bienestar ha cobrado creciente relevancia dada su relación con estados psicológicos como la ansiedad, depresión, estrés y también la salud. Sin embargo, se cuenta con pocas propuestas explicativas del bienestar, así como validación empírica transcultural de estos. El presente estudio evaluó el efecto de la inclusión de una variable contextual cultural sobre un modelo explicativo de bienestar, específicamente si las creencias religiosas moderan el efecto mediador de los afectos positivos sobre la relación optimismo y salud. La muestra de este estudio consistió en 529 participantes de dos países latinoamericanos (285 de Chile y 244 de Colombia). Los resultados indican que en ambos países hay un efecto significativo del optimismo sobre la percepción de salud mediado por los afectos positivos. Sin embargo, las creencias religiosas no ejercen un efecto significativo sobre la intensidad de las relaciones entre las variables del modelo de base. La importancia de los factores culturales y de los estudios transculturales sobre el bienestar son presentados y discutidos.
The study of well-being has gained increasing relevance given its relationship with psychological states such as anxiety, depression, stress, as well as health. Nonetheless, there are few explanatory proposals on well-being, or any empirical cross-cultural validation of these. The present study evaluated the effect of the inclusion of a cultural contextual variable on an explanatory model of well-being, specifically on whether religious beliefs moderate the mediating effect of the positive affects on the relationship between optimism and health. The sample of this study consisted of 529 participants from two Latin American countries (285 from Chile and 244 from Colombia). The results indicate that, in both countries, there is a significant effect of optimism on the perception of health mediated by positive affects. However, religious beliefs do not exert a significant effect on the intensity of the relationships between the variables of the base model. The importance of cultural factors and cross-cultural studies on well-being are presented and discussed.
El estudio de los recursos psicológicos que favorecen la salud y el bienestar ha tenido un importante auge en las últimas décadas y se ha centrado en aquellas variables que pueden aparecer como protectoras o preventivas de los aspectos negativos que pueden aquejar a las personas. Esta vertiente ha sido denominada Psicología Positiva y su aporte ha sido especialmente importante para establecer la relación entre características positivas –o su ausencia– y estados alterados de salud física y psicológica. En este contexto, se han desarrollado diversas líneas de investigación en torno a los recursos y fortalezas del ser humano (Fernandes de Araújo & Bermúdez, 2015; Lobos, Mora, del Carmen Lapo, Caligari & Schnettler, 2015; Martinez, 2006; Moyano-Díaz, Páez & Torres, 2016; Remor, Amorós-Gómez & Carrobles, 2010; Remor & Gómez, 2012; Rodríguez-Fernández, Ramos-Díaz, Ros, Fernández-Zabala & Revuelta, 2016), así como de los factores grupales o contextuales que pueden favorecer su bienestar (Novoa & Barra, 2015; Park, Peterson & Sun, 2013; Peterson, Park & Seligman, 2005, Seligman, 2016). Una de estas líneas ha estado centrada en el estudio del optimismo y su efecto en la salud y el bienestar de las personas.
El concepto de optimismo se refiere a la presencia de expectativas favorables o beneficiosas en torno a la ocurrencia de eventos próximos (Carver, Sheier & Segerstrom, 2010). Se presentaría como una configuración cognitiva relativamente estable de los individuos en torno a su futuro, más que como la evaluación de una contingencia (Londoño, Velasco, Alejo, Botero & Vanegas, 2014; Vera-Villarroel, Córdova-Rubio & Celis-Atenas, 2009). Autores como Avia y Vázquez (2011) y Forgeard y Seligman (2012) lo consideran como un estilo de pensamiento aprendido, y como antecedente o predisposición a estados de bienestar (Augusto-Landa, Pulido-Martos & López-Zafra, 2011).
Diversos son los factores que se han vinculado a la presencia del optimismo, y se ha reportado que este podría favorecer el desarrollo de habilidades de resolución de problemas sociales (Carver & Scheier, 2014), aumentar el bienestar y rendimiento laboral (Andersson, 2012), potenciar la satisfacción marital y el bienestar sexual (Contreras, Lillo & Vera-Villarroel, 2016; Neff & Geers, 2013), aumentar la percepción de felicidad (Sariçam, 2015), percibir una mejor calidad de vida (Urzúa et al., 2016), entre otros efectos positivos. Una de las áreas estudiadas es el efecto del optimismo sobre la salud de las personas, donde se ha encontrado evidencia de la relación que tiene con la salud física y psicológica (Carver et al., 2010; Pérez & Salamanca, 2015; Quiceno & Vinaccia, 2014; Rasmussen, Scheier & Greenhouse, 2009), con las emociones, la reducción de la presión arterial y las enfermedades cardiacas (Boehm, Peterson, Kivimaki & Kubzansky, 2011) o negativamente con cuadros de depresión y ansiedad, emergiendo como un factor relevante a la hora de evaluar riesgos o amenazas para la salud en general (Seligman & Csikszentmihalyi, 2014).
A pesar de que la evidencia confirma los efectos del optimismo en el bienestar y la salud de las personas aún no está claro qué otras variables pueden estar involucradas en esta relación o si esta relación es directa o mediada por otras variables. Uno de los factores que se ha propuesto como mediador de esta relación son los afectos (Schimmack, 2007). Se ha reportado ya evidencia del efecto de los afectos positivos y negativos en la relación del optimismo con la salud y el bienestar (Lench, 2011; Vera-Villarroel & Celis-Atenas, 2014; Vera-Villarroel et al., 2016a; Vera-Villarroel, Valtierra & Contreras, 2016).
En estudios realizados en población latinoamericana sobre el rol mediador de los afectos sobre la relación entre el optimismo y la salud (Vera Villarroel & Celis-Atenas, 2014) se ha discutido la necesidad de incorporar otros factores que permitiesen comprender de mejor manera esta interacción. Considerando que el optimismo es una característica individual pero vinculada estrechamente a la experiencia previa y a la influencia medioambiental, es que parece importante revisar aspectos contextuales que puedan afectar entonces la relación del optimismo con la salud y el bienestar, siendo las creencias religiosas uno de ellos, pues se trata de un fenómeno que puede afectar el nivel de confianza que tienen las personas acerca de sus propias anticipaciones subjetivas (Doane & Elliot, 2016).
Diversos reportes han vinculado a las creencias religiosas o espirituales con la felicidad (Cuadra & Florenzano, 2003; Ivtzan, Chan, Gardner, & Prashar, 2013; Lun & Bond, 2013; Upadhyaya, 2014) o han encontrado evidencia de su efecto positivo sobre la salud mental y física (Doane & Elliot, 2016; Elliott & Doane, 2014l; Kashdan & Nezlek, 2012; Koenig, 2015; Park, Lee & Sun, 2013; Quiceno & Vinaccia, 2009), aun cuando igualmente se ha reportado que no tendría influencia en la salud física (Hayward, Krause, Ironson & Emmons, 2016). En algunos estudios se encuentra que la religión no siempre se asocia con variables de corte positivo, e incluso en ocasiones esta es negativa (Librán, 2002). Lo anterior puede deberse a la forma en que se vive la religión y a lo que esta enseña, lo que está fuertemente ligado a los valores y las costumbres de cada comunidad; por tanto, no se deben esperar los mismos efectos o las mismas vivencias relativas a la religión o espiritualidad para todos los grupos de personas, ya sean estos definidos por territorio u otra característica (Donahue & Benson, 1995; Lim, 2015; Tay, Li, Myers & Diener, 2014). Investigaciones anteriores han mostrado diferencias entre los grupos religiosos, agnósticos y ateos en términos de características positivas psicológicas, soporte social y conductas sanas, así como en dimensiones de bienestar psicológico, con ventajas para quienes profesan una religión.
Dado que las creencias religiosas y la espiritualidad parecieran tener un efecto sobre los afectos positivos, sustentado en la idea de que las personas que las profesan suelen enfrentar las situaciones de estrés de forma diferente y con mayor éxito, consiguiendo experimentar con mayor frecuencia emociones positivas que negativas, es que hemos considerado como objetivo el analizar el posible rol moderador que pudiese tener la existencia de estas creencias en las personas sobre el efecto mediador que tienen los afectos en la relación entre optimismo y salud. A través de esto, se pretende continuar con el desarrollo de un modelo comprensivo del rol predisponente del optimismo sobre el bienestar y sus diferentes componentes (Vera-Villarroel, Pávez & Silva, 2012), teniendo como base la evidencia revisada concerniente a los beneficios del optimismo, el bienestar y las creencias religiosas en la salud.
Las creencias religiosas se tratarán como un factor contextual que podría estar moldeando los esquemas cognitivos con los que las personas evalúan sus experiencias, rol que ha sido observado para otras variables contextuales o estructurales previamente (Urzúa et al., 2015). La salud se evaluará desde el autorreporte de la salud mental. Además, para enriquecer el análisis, se trabajará con dos muestras provenientes de distintos países latinoamericanos (Chile y Colombia), con el fin de explorar el efecto de la inclusión de la variable contextual en el modelo propuesto al ser aplicado a dos contextos culturales y físicos diferentes. El modelo a evaluar puede ser observado en la figura 1.
La muestra de este estudio consistió en 529 participantes voluntarios, 285 de Chile y 244 de Colombia. El proceso de muestreo fue de carácter intencionado o dirigido, con alta participación de estudiantes universitarios dada su disponibilidad y acceso. El método de respuesta fue presencial con una tasa de respuesta cercana al 90%. Todos los participantes accedieron a entregar sus datos para fines de investigación, los que fueron anonimizados para proteger su información personal, cumpliendo con las disposiciones éticas que rigen a esta investigación.
InstrumentosOptimismoPara evaluar esta variable se utilizó el test de orientación vital revisado (LOT-R), compuesto por 10 ítems con valores de respuesta tipo Likert que oscilan desde uno hasta cinco puntos dependiendo del grado de acuerdo con la aseveración propuesta sobre expectativas de resultados favorables en el futuro. La escala fue desarrollada y evaluada con muestra española y chilena, con indicadores de consistencia interna en torno a α 0.65 (Gustems-Carnicer, Calderón & Santacana, 2017; Ortiz, Gómez-Pérez, Canoino & Barrera-Herrera, 2016; Pedrosa, Celis-Atenas, Suárez-Álvarez, García-Cueto & Muñiz, 2015; Scheir, Carver & Bridges, 1994; Vera-Villarroel, et al., 2009).
Afecto positivoPara evaluar esta variable se utilizó la dimensión del mismo nombre de la Escala de Afecto Positivo y Negativo (PANAS), la cual evalúa a través de 20 reactivos emociones positivas (10 ítems) y negativas (10 ítems) presentes en las personas, tanto en el momento actual como desde una valoración general del estado afectivo (Watson, Clark & Tellegen, 1988). En Chile cuenta con adecuadas propiedades psicométricas (Dufey & Fernández, 2012), tanto en la evaluación de sus propiedades como en estudios experimentales, con valores α en torno a 0.60 - 0.82, y mostrando niveles apropiados de fiabilidad y estructura factorial satisfactoria.
SaludPara evaluar este factor se utilizó el cuestionario de autorreporte del estado de salud SF- 12, compuesto por 12 ítems, el cual valora el estado positivo y negativo de la salud física y mental por medio de ocho dimensiones (función física, rol físico, dolor corporal, salud mental, salud general, vitalidad, función social y rol emocional) que pueden ser agrupadas en dos grandes factores salud física y salud mental. Sus propiedades han sido probadas satisfactoriamente, con indicadores α que fluctúan entre 0.74 y 0.80, incluyendo muestra chilena (Vera-Villarroel, Silva, Celis-Atenas & Pavez, 2014; Ware, Kosinski & Keller, 1996).
Creencias religiosasPara evaluar esta variable se preguntó directamente a los participantes en el apartado de datos sociodemográficos si tenían alguna creencia religiosa, a lo que ellos podían responder «sí» o «no». Con base en su respuesta los participantes fueron clasificados en dos grupos para efecto de los análisis (con y sin creencias religiosas).
ProcedimientoEl proyecto fue aprobado por los comités de Ética de la Universidad de Santiago de Chile y de la Comisión Nacional de Ciencia y Tecnología del gobierno de Chile –CONICYT–. Los instrumentos anteriormente descritos fueron compilados en una plataforma digital para facilitar la recolección y administración de los datos. Se optó por una estrategia de administración presencial, y de reclutamiento voluntario. Los participantes, una vez aceptaban participar en el estudio, eran citados de manera individual o colectiva a una habitación especialmente dedicada y equipada para la administración del cuestionario. Una vez allí, se les solicitaba leer cuidadosamente el formulario de consentimiento informado y, una vez aceptado, se pasaba a entregar las instrucciones de administración. Se le recordaba al participante que podía abandonar el estudio en cualquier momento y sin necesidad de dar explicaciones por ello.
ResultadosEstrategia analíticaLos datos se analizaron utilizando SPSS v.22 y Mplus v.7.0. Primeramente se presentaron los estadísticos descriptivos de muestra, incluyendo la comparación entre países de los resultados obtenidos en los instrumentos y los índices con estabilidad interna de las escalas.
Posteriormente, la presentación de resultados se centró en el examen del modelo teórico, testeado a través de un modelo estructural multinivel. Este tipo de análisis presenta como gran ventaja el poder testear simultáneamente la estructura factorial de los instrumentos y las relaciones entre las variables de nivel individual, controlando el efecto sobre ellas de las variables de nivel grupal y reduciendo el error de estimación (Kline, 2005). Siguiendo las recomendaciones de Muthén y Muthén (1998-2015) se parametrizó un análisis de dos niveles, utilizando el estimador MLR (estimación de máxima verosimilitud con errores estándar robustos) con algoritmo de integración –225 puntos de integración para cada uno de los dos niveles– debido a la inclusión de variables categóricas no ordenadas, como lo son la nacionalidad y la religión. El nivel intrasujetos (within) quedó conformado por las variables latentes afecto positivo, optimismo y salud mental, y los paths correspondientes a afecto positivo sobre optimismo, salud mental sobre afecto positivo, y optimismo sobre salud mental. El nivel intersujetos (between) quedó conformado por las variables nacionalidad (Chile/Colombia) y religión (profesa/no profesa), el efecto de nacionalidad sobre religión y el efecto de religión sobre las pendientes de optimismo sobre salud mental y afecto positivo sobre salud mental. Los estimados, su error estándar, y valores p serán reportados para dar cuenta de la calidad de las relaciones.
Descriptivos de muestraLa muestra estuvo compuesta por 529 participantes, 285 de nacionalidad chilena y 224 de nacionalidad colombiana. Entre los chilenos, la edad media se ubicó en los 24 a 64 años –con una media de 23 y una desviación estándar de 9.131– y una representación de mujeres del 53.3%, y declarando un 62.5% del total de chilenos profesar alguna creencia religiosa. La muestra colombiana estuvo compuesta por 244 personas, con una edad media de 21.29 años –con mediana de 21 y desviación estándar de 3.737– y una representación de un 80% de mujeres, declarando un 87.7% del total de la muestra que profesan alguna creencia religiosa.
En cuanto a los puntajes obtenidos en las escalas que miden las variables de estudio, las muestras se comportan de manera muy similar, lo que se puede apreciar en la tabla 1, la cual contiene los resultados de una comparación de medias (t-test para muestras independientes), en donde no se observan diferencias significativas.
Comparación de medias entre las muestras chilena y colombiana para las variables de estudio
| Estadísticos de grupo | |||||
|---|---|---|---|---|---|
| Nacionalidad | N | Media | Desviación std. | Error medio std. | |
| Afecto positivo | Chile | 259 | 34.80 | 7.390 | 0.459 |
| Colombia | 214 | 35.13 | 7.266 | 0.497 | |
| Optimismo | Chile | 231 | 16.12 | 4.474 | 0.294 |
| Colombia | 209 | 15.99 | 3.562 | 0.246 | |
| Salud mental | Chile | 224 | 418.64 | 123.642 | 8.261 |
| Colombia | 206 | 420.63 | 115.686 | 8.060 | |
| t-test para igualdad de medias | |||||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 95% Intervalo de confianza | |||||||
| t | Gl | Sig. (2-colas) | Diferencia de medias | Diferencia de error std. | Límite inf | Límite sup. | |
| Afecto positivo | −0.489 | 471 | 0.625 | −0.332 | 0.678 | −1.663 | 1.000 |
| Optimismo | 0.338 | 438 | 0.735 | 0.131 | 0.388 | −0.632 | 0.894 |
| Salud mental | −0.172 | 428 | 0.863 | −1.993 | 11.574 | −24.742 | 20.756 |
Se asumieron varianzas iguales de acuerdo a test de Levene para igualdad de varianzas.
El comportamiento de las escalas en ambas muestras, tal como se puede apreciar en la tabla 2, es bastante similar para las escalas de afecto positivo y salud mental. No obstante, el índice de consistencia interna para la escala de optimismo en la muestra chilena es de 0.733, mientras que en la muestra colombiana es de 0.497. Esta diferencia se puede producir por factores tales como el lenguaje utilizado o por sesgos culturales, por lo que se evaluará nuevamente la calidad de la escala en el modelo estructural multinivel, para ver la coherencia de los ítems en relación con la variable latente que daría cuenta de ellos, abstrayendo el eventual efecto cultural sobre los mismos (variables nivel between).
Coeficientes de confiabilidad alpha de Cronbach para las escalas de optimismo, afecto positivo y salud mental, para muestras total, chilena y colombiana
| Coeficiente de confiabilidad de Chronbach | ||||
|---|---|---|---|---|
| Ítems | Total | Chile | Colombia | |
| Optimismo | 6 | 0.642 | 0.733 | 0.497 |
| Afecto positivo | 10 | 0.887 | 0.892 | 0.883 |
| Salud mental | 6 | 0.853 | 0.867 | 0.838 |
El modelo teórico de la figura 1 fue transformado en un modelo empírico que incluye los ítems que componen las escalas y las variables categoriales de nacionalidad y religión como variables observadas (rectángulos), y optimismo, afectos positivos y calidad de vida ligada a salud mental como variables latentes (óvalos). Las variables se ordenaron de acuerdo a lo presentado en la figura 2.
La estimación del modelo se completó normalmente. Los resultados muestran dos aspectos que llaman la atención. Primero, que las escalas relacionadas a afectos positivos y salud mental cargan de manera satisfactoria y consistente. Sin embargo, los estimados para la escala de optimismo cargan irregularmente, con un ítem no significativo (LOTR7), y otro con una carga inferior a 0.015 (LOTR3). Estos resultados son coincidentes con los índices alpha de Cronbach, incluso después de controlar los resultados por país y creencia religiosa. En la sección de discusión se tratarán con más detalles posibles implicancias de este hallazgo.
Segundo, que el modelo que establece la relación entre optimismo, afectos positivos y salud mental funciona de manera consistente entre muestras de dos países distintos, y que las creencias religiosas no tienen un efecto moderador significativo sobre dichas relaciones.
La tabla 3 contiene los resultados del análisis estructural multinivel.
Estimados normalizados, errores estándar, coeficiente Est./E.E., y valor p a dos colas para la solución del modelo estructural multinivel
| Resultados del modelo multinivel | ||||
|---|---|---|---|---|
| Nivel within | Estimado | E.E. | Est./E.E. | Valor P a dos colas |
| Afecto positivo por | ||||
| PANAS1 | 0.451 | 0.037 | 12.129 | .000 |
| PANAS3 | 0.586 | 0.032 | 18.086 | .000 |
| PANAS5 | 0.589 | 0.032 | 18.385 | .000 |
| PANAS9 | 0.623 | 0.032 | 19.520 | .000 |
| PANAS10 | 0.515 | 0.033 | 15.677 | .000 |
| PANAS12 | 0.553 | 0.034 | 16.179 | .000 |
| PANAS14 | 0.513 | 0.036 | 14.344 | .000 |
| PANAS16 | 0.512 | 0.035 | 14.804 | .000 |
| PANAS17 | 0.550 | 0.035 | 15.575 | .000 |
| PANAS19 | 0.646 | 0.032 | 2.078 | .000 |
| Optimismo por | ||||
| LOTR1 | 0.629 | 0.061 | 1.345 | .000 |
| LOTR3 | 0.162 | 0.071 | 2.292 | .022 |
| LOTR4 | 0.762 | 0.058 | 13.120 | .000 |
| LOTR7 | 0.123 | 0.074 | 1.657 | .097 |
| LOTR9 | 0.350 | 0.073 | 4.792 | .000 |
| LOTR10 | 0.735 | 0.057 | 12.893 | .000 |
| Salud mental por | ||||
| SF4A | 0.711 | 0.056 | 12.790 | .000 |
| SF4B | 0.719 | 0.056 | 12.950 | .000 |
| SF5 | 0.474 | 0.052 | 9.112 | .000 |
| SF7A | 0.366 | 0.053 | 6.867 | .000 |
| SF7B | 0.354 | 0.053 | 6.732 | .000 |
| SF7C | 0.534 | 0.047 | 11.301 | .000 |
| Afecto positivo sobre | ||||
| Optimismo | 0.645 | 0.082 | 7.912 | .000 |
| Salud mental sobre | ||||
| Afecto positivo | 0.556 | 0.094 | 5.914 | .000 |
| Optimismo | -0.162 | 0.025 | -6.480 | .000 |
| Nivel between | ||||
| Mediación de religión sobre | ||||
| Afecto positivo* | ||||
| Salud mental | -.053 | 0.170 | -0.313 | .754 |
| Mediación de religión sobre | ||||
| Optimismo* | ||||
| Salud mental | 0.133 | 0.215 | 0.620 | .535 |
| Religión sobre | ||||
| País | 0.274 | 0.035 | 7.790 | .000 |
Se propuso un modelo explicativo para comprender el efecto que tendría la inclusión de una variable contextual (creencias religiosas) en la valoración de la salud en dos muestras pertenecientes a países distintos. Se quería evaluar su efecto sobre un modelo que muestra al optimismo y a los afectos positivos como factores promotores de la salud. Los resultados mostraron un buen ajuste del modelo explicativo general para ambas muestras. Sin embargo, la inclusión de la creencia religiosa no genera un efecto moderador significativo sobre la intensidad de las relaciones entre las variables del modelo de base. Resultó interesante observar que en ambas muestras hay un efecto significativo del optimismo sobre la percepción de salud, pero la no interferencia de las creencias religiosas llama la atención. Varias hipótesis alternativas pueden levantarse para explicar estos resultados, nuestra discusión se centrará en el rol predominante de los factores contextuales.
Dado que, como se ha mencionado anteriormente, la calidad de vida subjetiva es una elaboración individual, variados son los aspectos que podrían ejercer influencia sobre esta. Ciertamente, las creencias religiosas –tan relevantes para la cultura latinoamericana– son una de ellas, aunque es también cierto que otras variables deben incluirse en un modelo explicativo multidimensional del bienestar. Aspectos como valores y creencias individuales y colectivos, eventos de vida, o condicionantes estructurales relacionadas con la salud pueden jugar un rol significativo en la mejor comprensión y perfeccionamiento del modelo propuesto.
También es necesario tomar en consideración limitaciones propias del diseño y oportunidad del estudio. El trabajo con muestras universitarias es una alternativa válida y efectiva para levantar información de manera eficiente, sin embargo, las características sociodemográficas de esta son relativamente homogéneas y pueden restar variabilidad a los indicadores o distorsionar su real efecto. En futuros estudios será necesario acceder a una muestra que reúna condiciones más variadas.
No obstante, se pueden extraer conclusiones interesantes para el campo del bienestar relacionado con la salud de las personas desde los resultados de este estudio. Primero, estos resultados vienen a reforzar la estructura de un modelo para comprender y explicar el bienestar general (Vera-Villarroel, et al., 2012) y que ya ha mostrado evidencia previa en ansiedad (Pavez, Mena & Vera-Villarroel, 2012), salud (Vera-Villarroel & Celis-Atenas, 2014), bienestar sexual (Contreras, et al., 2016) y bienestar subjetivo (Vera-Villarroel et al., 2016). Este modelo se plantea originalmente a partir de aspectos subjetivos relacionados principalmente con afectos y aspectos cognitivos y se quiere enriquecer con la incorporación de variables relativas a la cultura y contexto de los individuos. Resulta evidente que se debe explorar más en torno a qué variables serían estas y cómo se representan subjetivamente para ser incorporadas de manera adecuada al modelo. Tal como ya se ha verificado la importancia de variables socioeconómicas en el bienestar (Vera-Villarroel, et al., 2015).
Segundo, el realizar un estudio que incorpora dos muestras latinoamericanas, encontrando aspectos comunes –como la baja variabilidad de los puntajes en las escalas de optimismo, afectos positivos y salud– e identificando diferencias –como las tasas de adhesión a creencias religiosas entre muestras pertenecientes a países diferentes– posee valor no solo empírico sino también teórico, al abrir preguntas relativas al rol específico de ciertas variables al determinar el bienestar de los individuos, o como variarían estas de acuerdo a configuraciones culturales específicas. A menudo el gran cúmulo de evidencia en la ciencia psicológica se centra mayoritariamente en culturas angloparlantes o europeas. En el último tiempo ha cobrado relevancia la necesidad de contar precisamente con evidencia transcultural para verificar si efectivamente los principios y evidencia se mantienen a través de diferentes culturas (Rodríguez, 2015). El presente estudio no solo presenta evidencia de un estudio en muestra latinoamericana sino también revela cómo al interior de los países latinoamericanos variables relacionadas con aspectos contextuales y culturales pueden no mostrar la misma influencia que en otros contextos. Esto resalta aún más la importancia de evaluar con cautela los estudios de acuerdo al tipo de muestra utilizada y la importancia de vincular los efectos o influencia de los aspectos culturales incluso en aquellos países que globalmente se consideran de culturas similares.
Para concluir, si bien en este estudio se confirman las relaciones establecidas en el modelo de referencia para comprender el bienestar individual, el rol del colectivo y su influencia desde lo macro a lo individual deberá ser analizada en una próxima serie de estudios.
Conflicto de interesesLos autores declaran no tener ningún conflicto de intereses.
Esta investigación contó con el apoyo del proyecto FONDECYT 1140211 y PMI USA 1204, Ministerio de Educación.
