El presente estudio tiene por objeto identificar variables que influyen en la satisfacción con la vida de personas pertenecientes a distintos niveles socioeconómicos (NSE) en el sur de Chile. Para lograr este objetivo, 316 residentes en las principales ciudades de esta parte del país, distribuidos proporcionalmente por comuna, respondieron un cuestionario que incluía las escalas SWLS (Satisfacción con la vida) y SWFL (Satisfacción con la alimentación), el Índice de Calidad de Vida Relativo a la Salud (ICVRS) y la Escala de Discrepancia del Yo. Además se consultaron las características demográficas de los encuestados. Como resultado se obtuvo que la mayor proporción de personas extremadamente satisfechas con su vida y su alimentación se encuentran en el NSE más alto. Asimismo, se plantearon cuatro modelos logit ordinales, en los cuales la variable dependiente fue la satisfacción con la vida, considerando la muestra total y tres submuestras: estratos alto y medio-alto, medio-medio y en conjunto los niveles medio-bajo, bajo y muy bajo. Estos cuatro modelos resultaron significativos, pero difirieron en las variables explicativas que fueron significativas. También se evidenció que, independientemente del NSE, las personas con alta satisfacción con su alimentación tienen mayor probabilidad de tener alta satisfacción con la vida. Por último, se obtuvo que otras variables que se relacionan con la satisfacción con la vida son la salud, la familia, la discrepancia con el yo ideal, la edad y la tenencia de bienes en el hogar.
This study aimed to identify the variables influencing satisfaction with life in people from different socioeconomic groups in southern Chile. To do this, a questionnaire was applied to a sample of 316 residents in the main cities of the southern side of the country, distributed proportionally by municipality. The questionnaire included the Satisfaction with Life Scale (SWLS), Satisfaction with Food-related Life (SWFL), the Health-Related Quality of Life Index (HRQOL), the Self-Discrepancy Scale, and questions on demographic characteristics of those surveyed. The highest proportion of people extremely satisfied with their life and food-related life was found in the highest socioeconomic group. Four multinomial logit models were considered, in which the dependent variable was satisfaction with life. This analysis comprised the total sample and three sub-samples: high and upper-middle class, middle-middle class, and lower-middle, low and very-low classes considered jointly. The four models were significant, but differed in the explanatory variables that were significant. Regardless of socioeconomic status, individuals who experienced high satisfaction with their food-related life were more likely to report high life satisfaction. Other variables related to satisfaction with life were health, family, discrepancy with the ideal self, age and ownership of certain goods in the home.
La satisfacción vital se ha definido como la valoración positiva que la persona hace de su vida en general o de aspectos particulares como la familia, los estudios, el trabajo, la salud, los amigos y el tiempo libre (Diener, Suh, Lucas & Smith, 1999). El instrumento más conocido para medir el componente cognitivo del bienestar subjetivo (BS) es la escala de satisfacción con la vida (Satisfaction with Life Scale [SWLS]) desarrollada por Diener, Emmons, Larsen y Griffin (1985).
La satisfacción con la vida se ha estudiado en general y en ciertos dominios (Vera-Villarroel, Urzúa, Pavez, Celis-Atenas & Silva, 2012a). Estudios recientes indican que la satisfacción con la vida se relaciona con la salud (Boehm & Kubzansky, 2012; Chyi & Mao, 2012; Schnettler et al., 2014; Veenhoven, 2008), la familia y las relaciones personales (Chyi & Mao, 2012; Masuda & Sortheix, 2012; Schnettler et al., 2014) y el ingreso o la situación económica (Agrawal et al., 2011; Cracolici, Giambona & Cuffaro, 2012; Cummins, 2000; Oshio & Kobayashi, 2011; Schnettler et al., 2014; Vera-Villarroel et al., 2012b), entre otros. El ingreso o los recursos económicos pueden ser vistos como un instrumento que permite comprar los bienes y servicios que contribuyen al bienestar individual (Salinas-Jiménez, Artés & Salinas-Jiménez, 2010).
Sin embargo, aún existen pocas investigaciones respecto al efecto de la alimentación en el BS de las personas (Blanchflower, Oswald & Stewart-Brown, 2013; Veenhoven, 2008; White, Horwath & Conner, 2013). Cabe esperar que la alimentación como dominio se relacione con la satisfacción vital por varias razones; por ejemplo, los alimentos son un componente esencial de la calidad de vida y se asocian con la salud (American Dietetic Association, 2005), además es indiscutible que la falta de alimentos genera descontento en las personas. Sin embargo, aun cuando haya abundancia de alimentos, las consideraciones y actividades diarias en torno a su obtención, preparación y consumo constituyen una importante preocupación de las personas (Grunert, Dean, Raats, Nielsen & Lumbers, 2007).
Si bien los alimentos cumplen una función utilitaria para el cuerpo, también actúan como un producto hedónico y de construcción social que apoya la construcción de la identidad (Hausman, 2005). Algunos autores resaltan la dimensión emocional de la alimentación asociada a celebraciones e interacción social, ya sea con la familia o con amigos (Macht & Simons, 2011). Asimismo, se ha demostrado que actividades de primera necesidad, como la alimentación, constituyen una categoría que aumenta la felicidad (Macht & Simons, 2011) y el BS (Vera-Villarroel et al., 2012b). Estudios más recientes concluyen que un mayor consumo de frutas y hortalizas aumenta la satisfacción con la vida (Blanchflower et al., 2013) y el afecto positivo (White et al., 2013).
Considerando la importancia de la alimentación en la satisfacción o insatisfacción con la vida, Grunert et al. (2007) desarrollaron y probaron la escala de satisfacción con la alimentación (Satisfaction with Food-related Life scale [SWFL]) en tres estudios realizados en ocho países europeos. Al igual que la SWLS, la SWFL consta de cinco ítems y presenta buenas fiabilidad, validez temporal y de constructo y buena validez convergente con otros indicadores del BS, incluida la satisfacción con la vida. Dean, Grunert, Raats, Nielsen y Lumbers (2008) utilizaron la SWFL para explorar el efecto de los recursos disponibles en el nivel de satisfacción con la alimentación en personas de la tercera edad en Europa.
Estudios previos realizados en Chile con personas de etnia mapuche, el principal pueblo originario chileno, concluyeron que la probabilidad de tener una alta satisfacción con la vida aumenta si la persona mapuche está satisfecha con su alimentación, tanto en la Región de La Araucanía (Schnettler et al., 2012) como en la Región Metropolitana de Santiago (Schnettler et al., 2013a). Paralelamente, Schnettler et al. (2011) determinaron que la satisfacción con la alimentación aumenta en los mapuches de la Región Metropolitana si se incrementa el gasto en alimentación. Utilizando análisis factorial confirmatorio, Schnettler et al. (2013b) evaluaron las propiedades psicométricas de la SWFL y su relación con la SWLS y demostraron la validez discriminante entre ambos constructos. La evaluación de un modelo causal de estructuras de covarianza (SWFL como antecedente y SWLS como consecuente) indicó una relación de nivel medio entre ambos constructos.
Sobre la base de estos antecedentes, el objetivo principal de la presente investigación de tipo descriptivo, correlacional y transeccional (Hernández, Fernández & Baptista, 2010) es identificar variables que influyen en la satisfacción general con la vida de las personas pertenecientes a distintos niveles socioeconómicos (NSE) de las principales ciudades del sur de Chile aplicando un modelo logit ordinal.
Con el presente trabajo se pretendió evaluar si los recursos económicos, representados en este caso por el NSE de la persona (variable proxi de ingreso), aumentan la satisfacción con la vida, y la relación positiva entre la satisfacción con la alimentación y la satisfacción con la vida. Sin embargo, al ser la alimentación una necesidad básica, cabe esperar que la satisfacción con la alimentación no aumente la satisfacción vital en todos los NSE.
Método
Participantes
La muestra quedó constituida por 316 personas de las principales ciudades de las regiones del Biobío, La Araucanía y Los Lagos, en el sur de Chile. Las encuestas se realizaron en las comunas con más de 100.000 habitantes de estas regiones, las cuales fueron distribuidas en forma estratificada con afijación proporcional en Chillán, Concepción, Temuco y Puerto Montt. En la muestra había más mujeres (53.5%); el 33.2% tenía entre 18 y 30 años de edad; el 37.7%, 31-45 años; el 52.2% eran solteros o sin pareja; el 53.5% pertenecía a grupos familiares formados por tres a cuatro integrantes; el 37.7% no tenía hijos en el hogar; el 25.0% tenía hijos entre 5 y 12 años; el 98.8% residía en zonas urbanas; el 51.9% contaba con estudios universitarios completos o más, y el 64.6% trabaja en relación de dependencia. Predominaron las personas de los NSE más altos (76.3%), no mapuches (94.9%).
Instrumento
El cuestionario aplicado incluyó las siguientes escalas:
Escala de satisfacción con la vida (Diener et al., 1985)
Es una escala que consta de cinco ítems que evalúan juicios cognitivos generales acerca de la propia vida. La SWLS ha mostrado adecuados niveles de consistencia interna (.82-.88) y la existencia de un factor que agrupa los cinco ítems de la escala en estudios previos en Chile (Schnettler et al., 2012. 2013a, 2014; Vera-Villarroel et al., 2012b).
Escala de satisfacción con la alimentación
Propuesta y probada por Grunert et al. (2007) en Europa, ha mostrado adecuados niveles de consistencia interna (.81-.85) y la existencia de una sola dimensión que agrupa los cinco ítems de la escala ("Los alimentos y comidas son elementos muy positivos en mi vida"; "Yo estoy muy complacido con mi alimentación"; "Mi vida en relación con los alimentos y comidas se acerca al ideal"; "Respecto a los alimentos, mi condición de vida es excelente"; "Los alimentos y comidas me proporcionan gran satisfacción en mi vida diaria"). La SWFL ha mostrado adecuados niveles de consistencia interna (.82-.88) y la existencia de un factor que agrupa los cinco ítems de la escala en estudios previos en Chile (Schnettler et al., 2012, 2013a, 2014).
En la SWLS y la SWFL, los encuestados debieron responder su grado de acuerdo con las afirmaciones mediante una escala tipo Likert de 6 niveles (1: completamente en desacuerdo, 6: completamente de acuerdo). En esta investigación las escalas SWLS y SWFL presentaron adecuados niveles de consistencia interna (alfa de Cronbach = .889 y .993 respectivamente) y la existencia de un solo factor para el total de los ítems (el 69.3 y el 76.6% de la varianza explicada). Las categorías de satisfacción con la vida y con la alimentación se obtuvieron con base en la suma de las puntuaciones de los ítems de cada escala. En ambas escalas se optó por considerar en conjunto las categorías "extremadamente insatisfecho" e "insatisfecho" debido al bajo número de participantes en cada una.
Índice de Calidad de Vida Relativo a la Salud (Hennessy, Moriarty, Zack, Scherr & Brackbill, 1994)
Consta de cuatro ítems que exploran la autopercepción de la salud, la salud física reciente, la salud mental reciente y las limitaciones recientes en la actividad. El primer ítem mide la salud percibida en general y es una pregunta tipo Likert con cinco niveles de puntuación que van desde excelente hasta muy mala. En los siguientes ítems, la persona debe indicar la cantidad de días en el último mes que su salud física no estuvo bien (0 a 30 días), su salud mental no estuvo bien (0 a 30 días) y su actividad diaria estuvo limitada por motivos de salud física o mental (0 a 30 días). Estudios previos en Países Bajos (Toet, Raat & Van Ameijden, 2006) y Chile (Schnettler et al., 2014) reportan adecuados niveles de consistencia interna del instrumento (los tres últimos ítems, α = .75-.77). De manera similar, en esta investigación se obtuvo α = .76.
Escala de Discrepancia del Yo (Dittmar & Beattie, 1998)
Corresponde a una de las 15 escalas que forman la batería de escalas de actitud hacia el consumo y la compra. La escala mide la diferencia que existe entre el yo real y el yo ideal en siete dimensiones: intelectual, física (peso, deporte), física (belleza, atractivo), social (amigos, familia), personal (como persona en general), emocional (sentimientos y emociones) y económica (dinero, estatus, prestigio). Los siete ítems se responden en formato de Likert de cuatro puntos que van desde 1: como soy, hasta 4: mucho mejor que como soy. Se incluyeron cinco categorías (1: muy en desacuerdo, 5: muy de acuerdo) para evaluar las creencias acerca de la importancia de cinco fuentes de felicidad: la familia, el trabajo, el ocio, los amigos y la alimentación. Finalmente se incluyeron preguntas de clasificación sociodemográfica de los encuestados; entre ellas, se consultó el nivel de estudios del jefe de hogar y la tenencia de diez bienes domésticos. La combinación de las dos últimas variables en una matriz permite determinar el NSE, clasificado en ABC1 (alto y medio-alto), C2 (medio-medio), C3 (medio-bajo), D (bajo) y E (muy bajo). Estas variables se relacionan conceptualmente con los ingresos, el nivel cultural y la riqueza acumulada por el grupo familiar, con lo que es posible estimar de manera simple y adecuada el NSE de los hogares en Chile (Adimark, 2004).
Procedimiento
Un encuestador previamente entrenado (psicólogo) aplicó la encuesta al azar en centros comerciales con supermercado y patio de comidas ubicados en distintas zonas socioeconómicas de las ciudades en estudio. El encuestador interceptaba a personas que iban saliendo de los centros comerciales, les explicaba los objetivos de la encuesta y el manejo de la información obtenida con estricta confidencialidad y, a continuación, les preguntaba si estaban dispuestos a responder el cuestionario. Previo a esto, se realizó la validación del cuestionario mediante un pretest con el 5% de la muestra. La realización del estudio fue aprobada por el Comité de Ética de la Universidad de La Frontera. Los participantes firmaron un consentimiento informado antes de la aplicación del cuestionario.
Análisis estadístico
El análisis de los resultados se realizó con el programa SPSS 16.0 en español para Windows. La extracción de factores de las escalas SWLS y SWFL se realizó con análisis de componentes principales, considerando autovalores > 1. La consistencia interna de las escalas se calculó usando el coeficiente alfa de Cronbach (Hair, Anderson, Tatham & Black, 1999). Para describir los NSE, se aplicó la prueba de la x2 de Pearson a las variables discretas y análisis de varianza de un factor a las variables continuas (p < .05). Debido a que el estadístico de Levene mostró varianzas no homogéneas en las variables continuas, aquellas cuyo análisis de varianza indicó diferencias significativas fueron sometidas a la prueba de comparaciones múltiples de T3 de Dunnett.
Para contrastar la influencia de distintas variables explicativas en la satisfacción con la vida, se plantearon modelos logit ordinales (Greene, 1999), en los que se introdujo como variable dependiente el nivel de satisfacción con la vida y como variables explicativas, las respuestas obtenidas en el cuestionario. Se estimaron cuatro especificaciones del modelo logit ordinal: la correspondiente a la muestra total y, por separado, regresiones correspondientes a los NSE ABC1 (n = 133) y C2 (n = 108) y, en conjunto, los grupos C3, D y E (n = 75). Estos tres últimos grupos se tomaron en conjunto debido al bajo número obtenido en cada categoría por separado. Como medidas de la bondad de ajuste, se usaron las siguientes: de Nagelkerke (seudo-R2), prueba de la χ2 de Pearson y -2 log de la verosimilitud (-2LL).
Antes del análisis de los resultados de los modelos logit ordinal y con el objeto de evaluar eventuales efectos de multi-colinealidad, se realizó un análisis de componentes principales. Un primer paso fue el análisis de la matriz de correlación, que permitió identificar grados de correlación en general bajos o no significativos entre las variables predictoras. El segundo paso fue el análisis de componentes principales, el cual indicó que los ítems que componen la escala se agrupan en un solo factor y, por lo tanto, indica ausencia de multicolinealidad entre las variables predictoras.
Resultados
Diferencias entre niveles socioeconómicos
En la muestra total predominaron las personas satisfechas con su vida y con su alimentación (tabla 1). Las submuestras según NSE presentaron diferencias significativas según edad, estado civil (p ≤ .05), educación y ocupación (p ≤ .001). Destacó la significativamente mayor proporción de personas extremadamente satisfechas con su vida en ABC1 (36.1%) y el superior porcentaje de personas insatisfechas en C3, D y E (24.0%) (p ≤ .001). El resultado fue similar en la SWFL, con el 37.0% de las personas extremadamente satisfechas con su alimentación en ABC1 y el 22.7% de insatisfechos en C3, D y E (p ≤ .05). En la primera pregunta del ICVRS, la proporción de personas de ABC1 (53.4%) que tuvo una autopercepción muy buena de su salud fue superior, mientras en C3, D y E se observó mayor presencia de personas (22.7%) con una autopercepción regular (p ≤ .001). En cuanto al número de días con problemas de salud o limitaciones en los últimos 30 días, la cifra correspondiente a la submuestra C3, D y E fue significativamente superior al valor medio de ABC1 (p ≤ .05). No se observaron diferencias significativas en los resultados de la escala de discrepancia del yo (p > .1). Se obtuvo mayor proporción de personas de ABC1 que estuvieron "muy de acuerdo" con que el trabajo, el ocio (p ≤ .05), los amigos y la alimentación (p ≤ .001) son importantes fuentes de felicidad. En la muestra total y las tres submuestras, la mayor proporción de participantes estuvo muy de acuerdo con que la familia es una importante fuente de felicidad, sin diferencias estadísticas entre las submuestras (p > .1).
Resultados de los modelos logit ordinales
Los resultados de los modelos logit ordinales generados para la "satisfacción con la vida" (LifeSatis) de la muestra total y por NSE se presentan en la tabla 2. En la muestra total y en las submuestras, el ajuste de los modelos resultó significativo con valores de p < .01 para las pruebas -2LL y χ2 de Pearson, con valores de seudo-R2 de Nagelkerke > 0.4 (tabla 3).
De acuerdo con los signos de los coeficientes y las categorías de comparación en cada caso, en la muestra total (tabla 2) se obtuvo que la probabilidad de una alta satisfacción con la vida aumenta en la medida en que el número de integrantes del hogar es mayor (β = 0.194) e igualmente si la persona pertenece a los NSE ABC1 (β = 1.363) y C3 (β = 1.133). Por el contrario, la probabilidad de una alta satisfacción con la vida disminuye, en primer lugar, a medida que aumenta la discrepancia con el yo ideal (β = -0.404), en segundo lugar, cuando se incrementa el número de días en que la salud mental o física no ha sido buena en el último mes (β = -0.030) y, en tercer lugar, cuanto mayor sea el número de niños en el hogar (β = -0.252). Lo mismo ocurre si la persona se encuentra insatisfecha (β = -2.319), medianamente satisfecha (β = -1.573) o satisfecha (β = -0.854) con su alimentación, respecto de los extremadamente satisfechos.
De igual forma, en las personas del NSE ABC1 es posible esperar una disminución en la probabilidad de una alta satisfacción con la vida a medida que aumenta la edad (β = -0.039) y si la persona se encuentra insatisfecha (β = -4.437), medianamente satisfecha (β = -1.556) o satisfecha (β = -1.166) con su alimentación respecto a los extremadamente satisfechos. Ocurre lo mismo si las personas se encuentran solteras, separadas, divorciadas o viudas (β = -1.021) respecto de los participantes casados o que viven en pareja, y si estas personas tienen hijos menores de 5 años (β = -2.317) y entre 5 y 12 años (β = -1.438), respecto de los que tienen hijos entre 13 y 17 años (tabla 2).
En las personas del NSE C2, la probabilidad de una alta satisfacción con la vida aumenta en la medida que poseen mayor número de bienes (β = 0.902) y tienen hijos con edades entre 5 y 12 años (β = 1.200). Por el contrario, la probabilidad de una alta satisfacción con la vida disminuye a medida que aumenta el número de días en que su salud mental o física no fue buena en el último mes (β = -0.069). Lo mismo se produce si la persona está insatisfecha (β = -1.506) y medianamente insatisfecha (β = -1.479) con su alimentación respecto de los extremadamente satisfechos. Similar resultado se obtiene si la persona de este grupo solo cursó estudios básicos (β = -3.566) respecto de aquellos que poseen estudios universitarios (tabla 2).
En las personas de los estratos medio-bajo (C3), bajo (D) y muy bajo (E), la probabilidad de una alta satisfacción con la vida se incrementa en la medida que poseen mayor número de bienes (β = 0.300). En estas personas es esperable una disminución de la probabilidad de una alta satisfacción con la vida si la persona tiene 18-30 años (β = -3.048), 31-45 (β = -3.012) y 46-65 (β = -2.915) comparados con personas de 66 o más años. Ocurre una situación similar a medida que aumenta el número de días en que su salud mental o física no ha sido buena en el último mes (β = -0.062). Lo mismo sucede si la persona está insatisfecha (β = -2.794), medianamente satisfecha (β = -1.723) y satisfecha (β = -1.776) con su alimentación respecto de los extremadamente satisfechos (tabla 2).
Discusión
La presente investigación se centra en identificar variables que influyen en la satisfacción con la vida de personas de distintos NSE en las principales ciudades del sur de Chile, y hace énfasis en determinar si el nivel de satisfacción con la alimentación influye en la satisfacción con la vida.
A pesar de que en la muestra total predominaron las personas satisfechas y extremadamente satisfechas con su vida, la mayor proporción de extremadamente satisfechos en ABC1 y de insatisfechos en C3, D y E permite confirmar el efecto positivo de los recursos económicos en la satisfacción vital (Agrawal et al., 2011; Cracolici et al., 2012; Cummins, 2000; Oshio & Kobayashi, 2011; Salinas-Jiménez et al., 2010; Schnettler et al., 2014; Vera-Villarroel et al., 2012b). Por otra parte, la superior proporción de extremadamente satisfechos con su alimentación en ABC1 y de insatisfechos en C3, D y E confirma que una mayor disponibilidad de recursos económicos mejora la satisfacción con la alimentación (Schnettler et al., 2011). Esto se relaciona con la posibilidad de gastar un monto superior en alimentos para el hogar, lo que permite acceder a una alimentación de mayor calidad (Giskes, Van Lenthe, Avendano-Pabon & Brug, 2011; Schnettler et al., 2012) y variedad y de acuerdo con los gustos y preferencias del individuo sin la limitación de precio.
Relación entre la satisfacción con la vida y la satisfacción con la alimentación
Entre los resultados de los modelos logit ordinales, destaca el nivel de satisfacción con la alimentación al ser la única variable significativa en la muestra total y en los tres NSE estudiados. La disminución de la probabilidad de una alta satisfacción con la vida si la persona no está extremadamente satisfecha según la SWFL, confirma los resultados de Grunert et al. (2007) y Schnettler et al. (2012, 2013a, 2013b) con respecto a la relación positiva entre la satisfacción con la alimentación y la satisfacción con la vida. Sin embargo, contrariamente a lo esperado, se encontró que la satisfacción con la alimentación influye positivamente en la satisfacción vital independientemente del NSE.
Lo anterior indica que una necesidad tan básica y cotidiana como la alimentación puede ser una importante fuente de satisfacción vital. Comer no es solo un acto biológico, sino un acto de significado subjetivo y social que vincula a los individuos con necesidades afectivas y de reconocimiento que forman parte de su construcción de identidad (Hausman, 2005; Macht & Simons, 2011). En este sentido, la alimentación involucra actividades y consideraciones diarias (Grunert et al., 2007) que resultan transversales para los distintos NSE. Además, la alimentación se relaciona con otros dominios de la vida: la salud (American Dietetic Association, 2005; Chen, 2011) y la interacción social (Macht & Simons, 2011), que ya fue reportada previamente como fuente de felicidad (Macht & Simons, 2011) y de BS (Vera-Villarroel et al., 2012b).
Otras variables relacionadas con la satisfacción vital
La cantidad de días con problemas de salud fue una variable explicativa de la satisfacción vital en la muestra total, en C2 y en el conjunto formado por C3, D y E. La disminución de la probabilidad de una alta satisfacción con la vida si aumenta el número de días con problemas de salud concuerda con estudios que indican que la satisfacción vital y la salud se relacionan positivamente (Boehm & Kubzansky, 2012; Chyi & Mao, 2012; Veenhoven, 2008). La ausencia de significación estadística en ABC1 concuerda con el menor número de días con problemas de salud en este NSE, probablemente porque tienen mejor y más oportuno acceso a los servicios médicos que las personas de NSE más bajos (Cummins, 2000).
La discrepancia del yo fue una variable explicativa de la satisfacción vital solo en la muestra total. Hay evidencia de que la discrepancia con el yo ideal es una variable significativa asociada principalmente al sexo, y se refleja especialmente en las diferencias en la percepción de discrepancias sobre el atractivo físico (Dittmar, 2008).
La edad fue una variable explicativa de la satisfacción vital solo en las submuestras ABC1 y C3, D y E, pero de manera contrapuesta. Por ejemplo, en ABC1 se evidenció que a mayor edad disminuye la probabilidad de una alta satisfacción con la vida, en concordancia con los resultados de Fujita y Diener (2005), mientras que en los NSE bajos se observó mayor probabilidad de satisfacción con la vida en las personas de 66 o más años, en concordancia con los resultados de Agrawal et al. (2011). Vale la pena mencionar que el aumento de la satisfacción con la vida a mayor edad se ha atribuido a cambios en la autopercepción personal y en las metas establecidas (Diener et al., 1999).
La disponibilidad de recursos económicos es un aspecto central del bienestar en circunstancias de escasez de recursos para satisfacer necesidades básicas (Cummins, 2000). Esta afirmación concuerda con el aumento de la probabilidad de una alta satisfacción vital en el NSE C2 y en los grupos C3, D y E en la medida que se incrementa el número de bienes que poseen.
El efecto positivo del matrimonio en el BS (Agrawal et al., 2011; Oshio & Kobayashi, 2011, Salinas-Jiménez et al., 2010), solo se confirmó en C2. Los motivos que expliquen que no se haya dado esta relación en los niveles ABC1 y C3, D y E deberán ser abordados en nuevas investigaciones. Sin embargo, cabe anotar que el motivo en ABC1 puede relacionarse con la composición de la submuestra (el 60.2% de solteros, separados, divorciados o viudos). Las causas pueden ser distintas en C3, D y E, en los que predominaron las personas casadas o que viven en pareja (58.7%), debido a que en contextos de pobreza es común que los miembros de la familia se encuentren en condiciones similares de vulnerabilidad.
El aumento de la probabilidad de una alta satisfacción con la vida si aumenta el tamaño de la familia se relacionaría con el bienestar asociado al ámbito familiar. El apoyo emocional de la familia amortiguaría los cambios en la satisfacción vital durante periodos traumáticos o con problemas (Brannan, Biswas-Diener, Mohr, Mortazavi & Stein, 2013). No obstante, ocurre lo contrario si aumenta el número de niños que viven en el hogar. Blake et al. (2009) indican que padres con mayor cantidad de hijos presentan menores niveles de satisfacción debido a las múltiples exigencias familiares. Aunque otros estudios indican una relación positiva entre tener hijos y la satisfacción vital (Angeles, 2010; Schnettler et al., 2013a), el efecto depende de las características de la persona. La existencia de hijos mejora la satisfacción vital en los casados, mientras que para los solteros la situación empeora con la presencia de hijos (Angeles, 2010). Esto podría explicar la disminución de la satisfacción vital en la muestra, al estar compuesta por más de un 50% de personas solteras o sin pareja.
Respecto a la edad de los hijos, en ABC1 la satisfacción vital fue menor para los participantes con hijos menores de 12 años. Blake et al. (2009) encontraron bajos niveles de satisfacción en padres con mayor cantidad de hijos pequeños, debido a que exigen mayor atención y trabajo. Por el contrario, en C2 fue mayor la probabilidad de una alta satisfacción vital en personas con hijos entre 5 y 12 años. Aunque esto podría asociarse a que los niños de estas edades en familias de clase media-media comienzan a colaborar en labores domésticas y descargan a los padres de algunas actividades, esto deberá ser abordado en futuras investigaciones.
Además se observó que las personas con más educación están más satisfechas con su vida que sus homólogos con menos educación (Agrawald et al., 2011; Oshio & Kobayashi, 2011). Esto concuerda con la disminución de la probabilidad de una alta satisfacción con la vida en las personas del NSE C2 que solo cursaron estudios básicos.
Ninguno de los reactivos incluidos para evaluar creencias acerca de las principales fuentes de felicidad fue variable significativa explicativa de la satisfacción vital. Sin embargo, los resultados obtenidos indican que en la muestra estudiada la satisfacción vital tiene la influencia de distintos dominios: alimentación, salud y familia.
Una de las principales limitaciones de este estudio radica en que la muestra estaba constituida en alta proporción por participantes de los NSE más altos, por lo que no es representativa de la distribución socioeconómica de Chile. Por lo tanto, se necesitan nuevas investigaciones con muestras representativas del NSE de la población, más numerosas y en otras zonas del país.
Financiación
El presente trabajo fue financiado por el Proyecto Fondecyt 1100611.
Historia del artículo:
Recibido el 7 de marzo de 2014
Aceptado el 5 de mayo de 2014
* Autor para correspondencia.
Correo electrónico:berta.schnettler@ufrontera.cl (B. Schnettler).
R E F E R E N C I A S
Adimark (Cartógrafo) (2004). Mapa socioeconómico de Chile: nivel socioeconómico de los hogares del país basado en datos del Censo [Mapa socioeconómico] Recuperado de http://www. adimark.cl/medios/estudios/mapa_socioeconomico_de_chile. pdf
Agrawal, J., Murthy, P., Philip, M., Mehrotra, S., Thennarasu, K., John, J.P., & Isaac, M. (2011). Socio-demographic correlates of subjective well-being in urban India. Social Indicators Research, 101(3), 419-434. doi: 10.1007/s11205-010-9669-5
American Dietetic Association (2005). Liberalization of the diet prescription improves quality of life for older adults in long-term care. Journal of the American Dietetic Association, 105(12), 1955-1965. doi: 10.1016/j.jada.2005.10.004
Angeles, L. (2010). Children and life satisfaction. Journal of Happiness Studies, 11, 523-538. doi: 10.1007/s10902-009-9168-z
Blanchflower, D., Oswald, A., & Stewart-Brown, S. (2013). Is psychological well-being linked to the consumption of fruit and vegetables? Social Indicators Research, 114, 785-801. doi: 10.1007/ s11205-012-0173-y
Blake, C., Devine, C., Wethington, E., Jastran, M., Farrell, T., & Bisogni, C. (2009). Employed parents' satisfaction with food-choice coping strategies. Influence of gender and structure. Appetite, 52(3), 711-719. doi: 10.1016/j.appet.2009.03.011
Boehm, J.K., & Kubzansky, L.D. (2012). The heart's content: The association between positive psychological well-being and cardiovascular health. Psychological Bulletin, 138, 655-691. doi: 10.1037/a0027448
Brannan, D., Biswas-Diener, R., Mohr, C., Mortazavi, S., & Stein, N. (2013). Friends and family: A cross-cultural investigation of social support and subjective well-being among college students. The Journal of Positive Psychology, 8(1), 65-75. doi: 10.1080/17439760.2012.743573
Chen, M.F. (2011). The joint moderating effect of health consciousness and healthy lifestyle on consumers' willingness to use functional foods in Taiwan. Appetite, 57(1), 253-262. doi: 10.1016/j.appet.2011.05.305
Chyi, H., & Mao, S. (2012). The determinants of happiness of China's elderly population. Journal of Happiness Studies, 13, 167-185. doi: 10.1007/s10902-011-9256-8
Cracolici, M.F., Giambona, F., & Cuffaro, M. (2012). The determinants of subjective economic well-being: An analysis on Italian-Silc data. Applied Research in Quality of Life, 7, 17-47. doi: 10.1007/ s11482-011-9140-z
Cummins, R. (2000). Personal income and subjective well-being: A review. Journal of Happiness Studies, 1(2), 133-158.
Dean, M., Grunert, K., Raats, M., Nielsen, N., & Lumbers, M. (2008). The impact of personal resources and their goal relevance on satisfaction with food-related life among the elderly. Appetite, 50(2-3), 308-315. doi: 10.1016/j.appet.2007.08.007
Diener, E., Emmons, R., Larsen, R., & Griffin, S. (1985). The Satisfaction with Life Scale. Journal of Personality Assessment, 49, 71-75. doi: 10.1207/s15327752jpa4901_13
Diener, E., Suh, E., Lucas, R., & Smith, H. (1999). Subjective well-being: three decades of progress. Psychological Bulletin, 125(2), 276-302. doi: 10.1037/0003-066X.55.1.34
Dittmar, H. & Beattie, J. (1998). Impulsive and excessive buying behaviour. En Taylor-Gooby, P. (Ed.), Choice and public policy: the limits to welfare markets (pp. 123-144). London: McMillan.
Dittmar, H. (2008). Consumer culture, identity and well-being: The search for the 'good life' and the 'body perfect'. New York: Psychology Press.
Fujita, F., & Diener, E. (2005). Life satisfaction set point: Stability and change. Journal of Personality and Social Psychology, 88(1), 158-164. doi: 10.1037/0022-3514.88.1.158
Giskes, K., Van Lenthe, F., Avendano-Pabon, M., & Brug, J. (2011). A systematic review of environmental factors and obesogenic dietary intakes among adults. Are we getting close to understanding obesogenic environments? Obesity Reviews, 12, 95-106. doi: 10.1111/j.1467-789X.2010.00769.x
Greene, W.H. (1999). Análisis econométrico (3.a ed.). Madrid: Prentice Hall.
Grunert, K., Dean, D., Raats, M., Nielsen, N., & Lumbers, M. (2007). A measure of satisfaction with food-related life. Appetite, 49(2), 486-493. doi: 10.1016/j.appet.2007.03.010
Hair, J., Anderson, R., Tatham, R., & Black, W. (1999). Análisis multivariante. Madrid: Prentice Hall Internacional.
Hausman, A. (2005). Hedonistic rationality: the duality of food consumption. Advances in Consumer Research, 32, 404-405.
Hennessy, C., Moriarty, D., Zack, M., Scherr, P., & Brackbill, R. (1994). Measuring health-related quality of life for public health surveillance. Public Health Reports, 109, 665-672.
Hernández, R., Fernández, C., & Baptista, P. (2010). Metodología de la investigación. México: McGraw-Hill Interamericana.
Macht, M., & Simons, G. (2011). Emotional eating. En I. Nyklicek, A. Vingerhoets & M. Zeelenberg (Eds.), Emotion regulation and well-being. New York: Springer.
Masuda, A.D., & Sortheix, F.M. (2012). Work-family values, priority goals and life satisfaction: A seven year follow-up of MBA students. Journal of Happiness Studies, 13, 1131-1144. doi: 10.1007/ s10902-011-9310-6
Oshio, T., & Kobayashi, M. (2011). Area-level income inequality and individual happiness: Evidence from Japan. Journal of Happiness Studies. 12, 633-649. doi: 10.1007/s10902-010-9220-z
alinas-Jiménez, M.M., Artés, J., & Salinas-Jiménez, J. (2010). Income, motivation, and satisfaction with life: An empirical analysis. Journal of Happiness Studies, 11(6), 779-793. doi: 10.1007/s10902-010-9185-y
Schnettler, B., Miranda, H. Sepúlveda, J., Denegri, M., Mora, M., & Lobos, G. (2011). Satisfacción con la alimentación en personas Mapuche en la Región Metropolitana de Santiago, Chile. Archivos Latinoamericanos de Nutrición, 61(2), 172-182.
Schnettler, B., Miranda, H., Sepúlveda, J., Denegri, M., Mora, M., & Lobos, G. (2012). Satisfaction with life and food-related life in persons of the mapuche ethnic group in southern Chile. A comparative analysis using logit and probit models. Journal of Happiness Studies, 13(2), 225-246. doi: 10.1007/ s10902-011-9259-5
Schnettler, B., Miranda, H., Sepúlveda, J., Mora, M., Lobos, G., & Denegri, M. (2013a). Satisfacción con la vida en personas de etnia Mapuche residentes en la Región Metropolitana, Chile. Un análisis comparativo con modelos Logit y Probit. Suma Psicológica, 20(1), 69-82.
Schnettler, B., Miranda, H., Sepúlveda, J., Denegri, M., Mora, M., Lobos, G., & Grunert, K.G. (2013b). Psychometric properties of the Satisfaction with Food-Related Life Scale: application in southern Chile. Journal of Nutrition Education and Behavior, 45(5), 443-449. doi: 10.1016/j.jneb.2012.08.003
Schnettler, B., Denegri, M., Miranda, H., Sepúlveda, J., Mora, M., & Lobos, G. (2014). Satisfaction with life and with food-related life in central Chile. Psicothema, 26(2), 200-206. doi: 10.7334/ psicothema2013.13
Toet, J., Raat, H., & Van Ameijden, E. (2006). Validation of the Dutch version of the CDC core healthy days measures in a community sample. Quality of Life Research, 15(1), 179-184. doi: 10.1007/ slll36-005-8484-y
Veenhoven, R. (2008). Effects of happiness on physical health and the consequences for preventive health care. Journal of Happiness Studies, 9(3), 449-469. doi: 10.1007/s10902-006-9042-1
Vera-Villarroel, P., Urzúa, A., Pavez, P., Celis-Atenas, K., & Silva, J. (2012a). Evaluation of subjective well-being: Analysis of the satisfaction with life scale in Chilean population. Universitas Psychologica, 11(3), 719-727.
Vera-Villarroel, P., Celis-Atenas, K., Pavez, P., Lillo, S., Bello, F., Díaz, N., & López, W. (2012b). Money, age and happiness: Association of subjective wellbeing with socio-demographic variables. Revista Latinoamericana de Psicología, 44(2), 155-163. doi: 10.14349/ rlp.v44i2.1039
White, B., Horwath, C., & Conner, T. (2013). Many apples a day keep the blues away — Daily experiences of negative affect and food consumption in young adults. British Journal of Health Psychology, 18, 782-798. doi: 10.1111/bjhp.12021
