La muestra estaba formada por 1250 adolescentes (49% chicos y 51% chicas) de edades comprendidas entre 12 y 15años (M=13.72, DT=1.09). La chi cuadrado de Pearson indicó que no había diferencias en la segmentación del número de participantes de cada sexo en las diferentes edades (|2=4.66, p>.05); así, resultó una distribución equilibrada (tabla 1).

Para seleccionar la muestra se eligieron nueve centros (cuatro de titularidad concertada y cinco de titularidad pública) aleatoriamente a partir de la lista de centros de educación secundaria de la comunidad autónoma del País Vasco. En cada institución educativa se seleccionaron directamente e intencionadamente los niveles educativos de interés para este estudio.

Se contactó con la dirección de los centros educativos explicando el proyecto de investigación. Dos centros rechazaron su participación, por lo que se procedió a la selección de los nuevos centros con el mismo método. Una vez confirmada su participación, se contactó con las familias a través de una carta informativa con el objetivo de pedir su colaboración, su autorización y garantizar el anonimato de los datos. Posteriormente, dos investigadoras entrenadas en la aplicación de los cuestionarios acudieron a los centros y administraron a los participantes los instrumentos de evaluación de forma grupal y en las propias aulas, siendo el período de respuesta medio de 30min aproximadamente. El idioma de los cuestionarios utilizados para la recogida de datos fue el castellano.

Se siguió el criterio de ciego único y se evitó que los participantes conociesen la finalidad de la investigación con el propósito de evitar respuestas en la dirección de las hipótesis de la investigación. Por otro lado, se respetó el anonimato de las respuestas, tanto para la recogida de datos como en el tratamiento posterior de los mismos. La participación fue totalmente voluntaria para reducir los efectos de la deseabilidad social. No hubo ningún caso de negación a participar en el estudio, por lo que tomaron parte todos los alumnos de cada aula seleccionada.

Este estudio cumplió los valores éticos requeridos en la investigación y la evaluación psicológica, respetando los principios fundamentales incluidos en el código ético de la Asociación Americana de Psicología (APA), y en las normativas vigentes (consentimiento informado y derecho a la información, protección de datos personales y garantías de confidencialidad, no discriminación, gratuidad y posibilidad de abandonar el estudio).

• Escala de satisfacción con la vida (SWLS) de Diener, Emons, Larsen y Griffin (1985) en la versión traducida por Atienza, Pons, Balaguer y García-Merita (2000). Consta de 5 ítems (ejemplos: «Estoy satisfecho/a con mi vida»; «Si volviese a nacer, no cambiaría nada de mi vida») en forma de afirmaciones acerca del juicio global que cada cual hace de su propia vida, con un formato de respuesta tipo Likert de 7 puntos que va de 1=completamente en desacuerdo a 7=completamente de acuerdo. El índice de consistencia interna hallado en la muestra de este trabajo alcanzó un valor alfa de .83.

• Escala de balance afectivo (EBA) de Bradburn (1969) traducida al castellano por Godoy-Izquierdo, Martínez y Godoy (2008). Contiene 18 ítems (ejemplos: «¿Te has sentido realmente alegre?»; «¿Te has sentido infeliz o deprimido/a?»): 9 ítems para evaluar el afecto positivo y otros 9 para el negativo, en los que los participantes deben indicar en una escala tipo Likert con 3 alternativas de respuesta (1=poco o nunca a 3=generalmente) si han experimentado en la última semana los estados que se enumeran. Los coeficientes de fiabilidad alfa de Cronbach obtenidos en este estudio fueron α=80 en afecto negativo y α=78 en afecto positivo.

• Escala de resiliencia Connor-Davidson (CD-RISC), de Connor y Davidson (2003). Es un cuestionario autoaplicado de 25 ítems (ejemplos: «Soy capaz de adaptarme a los cambios»; «Puedo alcanzar mis metas») y se responde en una escala de frecuencia tipo Likert que oscila desde 0=nada de acuerdo a 4=totalmente de acuerdo. El análisis factorial original sugiere una estructura pentadimensional, aunque siguiendo las recomendaciones de otros autores (Campbell-Sills, Cohan, & Stein, 2006) se tomó la puntuación total de los ítems, entendiendo el cuestionario como unidimensional. Ha demostrado tener una adecuada consistencia interna, fiabilidad test-retest, validez convergente y divergente (Connor & Davidson, 2003) y buena validez de constructo en población adolescente (Yu, Lau, Mak, Zhang, & Lui, 2011). Para precisar la versión final de la escala se tuvo en cuenta la versión traducida al castellano proporcionada por los autores originales (Bobes et al., 2001). La consistencia interna alcanzada en este estudio fue elevada (α=.86).

• Cuestionario de autoconcepto multidimensional (AUDIM) de Fernández-Zabala, Goñi, Rodríguez-Fernández, & Goñi (2015) Posee un formato de respuesta en escala Likert de 5 grados que oscila desde 1=falso a 5=verdadero y consta de 33 ítems. Está formado por 11 escalas que evalúan dimensiones del autoconcepto, además de una escala general para la medida del autoconcepto, que se define como la autopercepción global de la persona. En los análisis se utilizó únicamente la dimensión general, compuesta por 5 ítems (ejemplos: «Me siento a disgusto conmigo mismo/a»; «Me siento una persona afortunada»). Respecto a las propiedades psicométricas, la consistencia alfa del cuestionario con la muestra del presente estudio fue α=.82 para el total de los ítems y de α=.66 para la dimensión de autoconcepto general.

• Escala de apoyo social familiar y de amigos (AFA-R) de González y Landero (2014). Compuesta por 14 ítems (ejemplos: «Cuentas con alguien de tu familia que te ayude a resolver algún problema»; «Confías en algún amigo/a para hablar de las cosas que te preocupan») destinados a medir dos dimensiones: el apoyo familiar (7 ítems) y el apoyo de amigos (7 ítems). Además, ofrece también una puntuación global de apoyo social percibido mediante la suma simple de todos los ítems. El formato de respuesta corresponde a una escala tipo Likert de 5 alternativas de respuesta (donde 1=nunca y 5=siempre). El índice de consistencia interna obtenido con la muestra del presente estudio fue α=.84 para la dimensión de apoyo familiar y α=.82 para la dimensión de apoyo de amigos.

Para el tratamiento de los valores perdidos (2.1%) se extrajo, a partir del algoritmo de maximización de expectativa y de la Cadena Markov Monte Carlo (MCMC), una puntuación aproximada al ítem perdido basada en el patrón de respuestas. Por otro lado, se realizó la eliminación de los valores extremos (1.3%) y el análisis de la normalidad multivariada a través del coeficiente de Mardia, que resultó adecuado (M=37.12<70) de acuerdo con los criterios de Rodríguez y Ruiz (2008). Con la finalidad de analizar las relaciones que existen entre el bienestar subjetivo (satisfacción con la vida afecto positivo y afecto negativo) y la resiliencia, el autoconcepto y el apoyo social percibido, se calcularon los coeficientes de correlación de Pearson con las puntuaciones obtenidas en el SWLS, EBA, CD-RISC y AFA-R. A continuación, con el objetivo de identificar variables predictoras del bienestar subjetivo, se realizó un análisis de regresión lineal múltiple, método de pasos sucesivos, de forma que cuando alguna variable resulta no predictora es sacada e introducidas el resto sucesivamente en el modelo de regresión hasta obtener el mejor ajuste de predicción posible.

Con respecto a las puntuaciones medias y desviaciones estándar de las variables medidas (tabla 2), se pueden observar valores más altos en resiliencia, autoconcepto, apoyo de las amistades, satisfacción con la vida y afecto positivo a favor de los chicos adolescentes. Por otro lado, las chicas presentan puntuaciones más elevadas en las variables apoyo familiar y afecto negativo.

Los coeficientes de correlación de Pearson entre las dimensiones de bienestar subjetivo (satisfacción con la vida, afecto positivo y afecto negativo) con las variables resiliencia, autoconcepto general y apoyo social que han sido calculados tanto para la muestra total como para ambos sexos de manera diferenciada, así como las correlaciones parciales, se exponen en la tabla 3.

En primer lugar, los coeficientes de Pearson constatan tanto para la muestra total como las muestras en función del sexo, correlaciones directas entre las variables psicológicas (resiliencia y autoconcepto) y los indicadores positivos de bienestar subjetivo (satisfacción con la vida y afecto positivo), así como correlaciones inversas con afecto negativo. En segundo lugar, los resultados evidencian correlaciones positivas de las variables apoyo familiar y apoyo de las amistades con las dimensiones de satisfacción con la vida y afecto positivo, así como correlaciones inversas con la dimensión de afecto negativo. Por otra parte, las correlaciones parciales controlando el efecto del sexo muestran resultados similares a las correlaciones de orden cero sin control de variables, lo que significa que el sexo no posee un efecto moderador.

Con el objetivo de identificar las variables que predicen una alta puntuación en bienestar subjetivo, se realizó un análisis de regresión múltiple, método de pasos sucesivos, cuyos resultados se presentan en la tabla 4. En este análisis se introdujeron como variables dependientes la satisfacción con la vida, el afecto positivo y el afecto negativo, y como variables predictoras la resiliencia, el autoconcepto general, el apoyo familiar y el apoyo de las amistades.

Del total de las variables predictoras de satisfacción con la vida propuestas para la muestra en su conjunto, 3 resultaron significativas: autoconcepto (t=16.98*, p<.05), resiliencia (t=11.30*, p<.05) y apoyo familiar (t=6.28*, p<.05) y llegaron a explicar el 43.8% de la varianza de la satisfacción con la vida. Los coeficientes beta estandarizados indican que el autoconcepto (β=.594) y resiliencia (β=.462) tienen un peso importante sobre la variable criterio. También en función del sexo las mismas 3 variables resultaron significativas para la variable dependiente satisfacción con la vida, explicando el 32.6% de la varianza en el grupo de sexo masculino y el 51.5% en el caso del sexo femenino. Ahora bien, los coeficientes de regresión estandarizados beta señalan que, de las 3, el autoconcepto es la variable con mayor capacidad predictora en el modelo (chicos: β=.332; chicas: β=.472), teniendo más peso en el caso de las chicas.

Por otro lado, del conjunto de las variables predictoras de afecto positivo para la muestra en su conjunto, tres resultaron significativas: resiliencia (t=15.94*, p<.05), autoconcepto (t=8.47*, p<.05) y apoyo de las amistades (t=3.73*, p<.05). Los coeficientes de regresión estandarizados beta indican que la resiliencia (β=.415) es la variable con mayor peso sobre afecto positivo. Los niveles de resiliencia, de autoconcepto y de apoyo de las amistades resultaron predictores de afecto positivo, explicando el 33.6% de la varianza. En ambas muestras en función del sexo, las mismas variables resultaron significativas (resiliencia, autoconcepto y apoyo de las amistades) y señalaron los coeficientes de regresión estandarizados beta a la resiliencia como la variable más importante (chicos: β=.401; chicas: β=.396). Estas tres variables explican el 27.7% de la varianza para los chicos y el 37.4% para las chicas.

Por último, del total de variables predictoras de afecto negativo, solo 2 resultaron significativas para el conjunto de la muestra: autoconcepto (t=−14.40*, p<.05) y apoyo familiar (t=−2.10*, p<.05), con una capacidad explicativa del 17.5% de la varianza, si bien los coeficientes beta revelan que el autoconcepto (β=−.396) es la variable de mayor peso sobre el afecto negativo. Diferenciando por sexos, tanto para la muestra de chicos como para la de chicas, solo el autoconcepto fue significativo en la predicción del afecto negativo (chicos: β=−.317; chicas: β=−.478), explicando el 9.9% de la varianza en chicos y el 22.8% en chicas.