FIABILIDAD Y VALIDEZ DE LA ESCALA DE SATISFACCIÓN CON LA VIDA DE DIENER EN UNA MUESTRA DE MUJERES EMBARAZADAS Y PUÉRPERAS

Mª José Cabañero Martínez, Miguel Richart Martínez, Julio Cabrero García, Mª Isabel Orts Cortés, Abilio Reig Ferrer y Beatriz Tosal Herrero^*

Universidad de Alicante y ^* Hospital Universitario de San Juan (Alicante)

El presente estudio analiza las propiedades psicométricas de la versión en castellano de la Escala de Satisfacción con la Vida (Diener, Emmons, Larsen y Griffin, 1985) utilizando como muestra 588 mujeres en período de gestación y puerperio. Se examinó la fiabilidad de la escala a través del alfa de Cronbach, cuyo valor fue de 0,82. El análisis de componentes principales mostró un único factor que explicaba el 58,6% de la varianza. Las evidencias convergentes y discriminantes de validez de la escala, con las dimensiones de las Láminas COOP-WONCA y el Perfil de Salud de Nottingham, mostraron que el constructo satisfacción vital obtiene mayores correlaciones con los indicadores de la dimensión psicológica que con aquellos que hacen referencia a la dimensión física, con los que no obtuvo relación significativa. Los ítems referidos al dominio social y, seguidamente, aquellos relacionados con la energía, el dolor y el sueño mostraron correlaciones estadísticamente significativas pero menores que los de la dimensión psicológica.

Reliability and validity of the satisfaction with life scale of Diener in pregnant and puerperium women. This study analyzes the psychometric properties of the Spanish version of the Satisfaction with Life Scale (Diener, Emmons, Larsen & Griffin, 1985) in 588 pregnant women or in puerperium.The reliability was examined with the alpha of Cronbach, whose value was 0,82 and the analysis of the main components showed a single- factor solution accounting for 58,6% of the variance. The convergent and discriminant evidence was analyzed with the domains of COOP-WONCA Charts and The Nottinghan Health Profil: the life satisfaction obtained significant relationship with the indicators of the mental domain and it didn’t show significant relation with the physical domain. The items about social domain and then those related to energy, pain and sleep showed statistically significant relations, but lower than those related to the psychological domain.

Los estudios sobre la satisfacción con la vida se han situado, mayoritariamente, en el contexto general de la investigación del bienestar subjetivo. Este concepto de bienestar subjetivo incluye dos componentes claramente diferenciados y que han seguido líneas de investigación paralelas: por un lado, los juicios cognitivos sobre satisfacción con la vida y, por otro, las evaluaciones afectivas sobre el humor y las emociones (Diener y Lucas, 1999). En el presente estudio vamos a ocuparnos del componente cognitivo del bienestar subjetivo.

La satisfacción vital se define como una valoración global que la persona hace sobre su vida, comparando lo que ha conseguido, sus logros, con lo que esperaba obtener, sus expectativas (Diener et al., 1985; Pavot, Diener, Colvin y Sandvik, 1991). Basándose en esta definición teórica y puesto que los instrumentos que se habían desarrollado hasta el momento, o constaban de un único ítem, o sólo eran apropiados para poblaciones de la tercera edad, o incluían otros factores además de la satisfacción con la vida, Diener et al. (1985) crearon una escala multi-ítem para medir la satisfacción vital. El instrumento resultante mostró buenas propiedades psicométricas: alfa de Cronbach de 0,87, correlación test-retest de 0,82 a los dos meses y correlaciones ítem-test entre 0,57 y 0,75. El análisis factorial extrajo un único factor que explicaba el 66% de la varianza. Estudios posteriores, con diferentes poblaciones, han mostrado propiedades similares: estudiantes universitarios (Harrington y Loffredo, 2001; Kafka y Kozma, 2002; Lewis, Shevlin, Bunting y Joseph, 1995; Lucas, Diener y Suh, 1996; Pavot et al., 1991; Pavot y Diener, 1993; Reig, Cabrero, Ferrer y Richart, 2001; Shevin, Brunsden y Miles, 1998; Shevlin y Bunting, 1994), personas de la tercera edad (Pavot et al., 1991; Pons, Atienza, Balaguer y García-Merita, 2000), adolescentes (Atienza, Pons, Balaguer y García-Merita, 2000; Pons et al., 2000), reclusos (Joy, 1990, citado en Atienza, 2000), religiosas (McGarrahan, 1991, citado en Atienza, 2000), adultos jóvenes (Arridell, Heesink y Feij, 1999) y varones y mujeres adultos (Baerger y McAdams, 1999).

Aunque las investigaciones sobre este concepto se han desarrollado básicamente en el ámbito de la psicología, su medición también ha sido frecuente en el campo de la medicina.

Los estudios llevados a cabo en el ámbito de la psicología, con el ánimo de dilucidar cuestiones conceptuales, han puesto en relación la satisfacción vital con variables psicológicas como la extraversión, la introversión, el neuroticismo, la autoestima, la euforia, la disforia, la sociabilidad y los sentimientos de soledad y felicidad, entre otros (Arridel et al., 1999; Atienza et al., 2000; Diener et al., 1985; Harrington y Loffredo, 2001; Lucas et al., 1996; Pavot y Diener, 1993).

Por el contrario, frente a esta finalidad básicamente teórica de la mayor parte de las investigaciones realizadas desde la psicología (véase, por ejemplo, Castro y Díaz, 2002; Díaz y López, 2002), en el campo de la investigación médica su medición ha tenido una finalidad mucho más práctica. La satisfacción vital se ha utilizado como un indicador global de calidad de vida relacionada con la salud, lo que algunos autores han llamado «Overall Quality of Life» (Wilson y Cleary, 1995). Resumiría el impacto de los problemas de salud sobre la vida de las personas (Bergner, 1989; Testa, 1996). Así, por ejemplo, la escala de Diener ha sido utilizada para valorar la calidad de vida relacionada con la salud en personas con fallo renal sometidas a hemodiálisis (Kimmel et al., 1995a; Kimmel et al., 1995b).

La satisfacción vital es un constructo controvertido en sí mismo que resulta más complejo al ubicarlo en el ámbito de la calidad de vida relacionada con la salud (CVRS). Existen tantas polémicas sobre el constructo de CVRS y sobre sus definiciones operacionales que, al analizar el contenido de los instrumentos, algunos autores se han encontrado con una auténtica «torre de Babel» (Mor y Guadagnoli, 1988). Como Pandierna, Fernández y González (2002) han indicado, la calidad de vida es un término polivalente que ha sido utilizado en la literatura científica aludiendo a condiciones relativas al bienestar, confort, subjetividad y multidisciplinaridad. Pero, a pesar de todas las discusiones, existe un amplio consenso entre los investigadores en que su evaluación debe contemplar, básicamente, tres dimensiones: funcionamiento psicológico, funcionamiento social y funcionamiento físico (Arnold, 1991; Kaplan y Anderson, 1990; Reig, 2003; Richart, Reig y Cabrero, 1999). Aunque, en principio, resultaría lógico pensar que la satisfacción vital podría ser uno de los indicadores del funcionamiento psicológico, lo cierto es que, en el contexto conceptual de la CVRS, la satisfacción con la vida es considerada a otro nivel, no como un elemento o indicador de una de las dimensiones de la CVRS, sino, como ya se ha dicho, como un indicador macro, en el que participan, en mayor o menor medida, las tres dimensiones señaladas.

Muchos autores han elaborado modelos teóricos sobre las relaciones que deberían mantener entre sí las dimensiones física, psicológica y social de la CVRS, las relaciones de diferentes indicadores de cada una de ellas (por ejemplo, energía, dolor, ansiedad) o las relaciones entre unas (dimensiones), otros (indicadores)y medidas de mayor nivel o más globales como puntuaciones totales sobre la calidad de vida, la satisfacción vital, el bienestar o la salud percibida (por ejemplo, Smith, Avis y Assmann, 1999; Stuifbergen, Seraphine y Roberts, 2000; Wilson y Cleary, 1995). Pero pocos, en cambio, han intentado confirmar empíricamente los modelos expuestos. Entre éstos, el único estudio metaanalítico publicado hasta la fecha (Smith et al., 1999) presenta un modelo estructural en el que intentan establecer el peso de las relaciones de cada uno de los dominios de CVRS, físico, mental y social, con las percepciones globales que ofrecen una única puntuación, como son la satisfacción vital, el estado de salud y la calidad de vida. En dicha investigación los autores establecen teóricamente que los tres dominios mencionados van a estar presentes en las percepciones globales, satisfacción vital, calidad de vida, bienestar y salud percibida, y lo harán con pesos diferentes en cada una de ellas. Sin embargo, a nivel empírico se centran únicamente en establecer el peso que cada dimensión, física, mental y social, tiene en las percepciones de calidad de vida y salud percibida. Así, muestran que la dimensión psicológica tiene mayor peso en la calidad de vida y mucho menor en la salud percibida y, por el contrario, ésta se ve influenciada principalmente por el dominio físico y en menor grado por el psicológico (Figura 1).

Ante lo expuesto hasta el momento y la ausencia de confirmación empírica de las relaciones entre la satisfacción vital y las tres dimensiones básicas de la CVRS, en nuestro análisis intentaremos mostrar dichas relaciones partiendo de las hipótesis básicas que se desprenden del estudio de Smith et al. (1999) y de los estudios teóricos desarrollados desde la psicología. Así, puesto que, tal y como muestran los estudios sobre el bienestar, la satisfacción vital mantiene importantes relaciones con variables afectivas –ansiedad y depresión– (Diener y Lucas, 1999) y, por otro, la calidad de vida es predicha, sobre todo por la dimensión psicológica (Smith et al., 1999) esperamos confirmar que las relaciones de la satisfacción vital con ítems globales sobre calidad de vida se encontrarán entre las más altas. También serán altas las asociaciones entre la satisfacción vital y los indicadores de la dimensión psicológica de la CVRS, obteniéndose, por el contrario, asociaciones bajas o ausencia de éstas con los indicadores de los otros dominios de la calidad de vida, especialmente los referidos a la dimensión física. También, como ha ocurrido en estudios previos con otras poblaciones, esperamos encontrar una estructura unidimensional del constructo satisfacción vital. Nuestro estudio pretende, por tanto, examinar la validez de la Escala de Satisfacción Vital (ESV) en el contexto de la evaluación de la CVRS y en una población poco estudiada: embarazadas y puérperas. Para el análisis de la validez de constructo de dicho instrumento utilizaremos dos cuestionarios genéricos de calidad de vida.

Método

Personas

Participaron en el estudio 588 mujeres, embarazadas y puérperas. 133 se encontraban entre la 8ª y 12ª semana de embarazo, 155 entre la 18ª y 22ª semana, 203 entre la 37ª y 42ª y 97 de ellas en el período de puerperio. Fueron seleccionadas, de modo accidental, en sus centros de referencia de las provincias de Alicante, Murcia y Valencia, y se les solicitó verbalmente el consentimiento informado.

La edad media de las participantes fue de 29,42 años (dt: 4,88). El 88,6% estaban casadas, únicamente un 3,7% estaban solteras y el resto convivían en pareja o estaban divorciadas. El 53,3% tenía estudios primarios, el 28,8% secundarios y un 17,2% superiores. En el 48,3% de los casos el nivel de ingresos familiares anuales oscilaba entre 6.000 y 12.000 ¤, un 15,9% recibían menos de 6.000 ¤ y el 30,3% más de 12.000 ¤. El 53,7% no presentaban ningún factor de riesgo obstétrico según la Sociedad Española de Ginecología y Obstetricia –SEGO– (García y Méndez-Bauer, 1994). El 45,6% de las participantes eran primigestas, para el 36,3% era su segunda gestación y el resto habían tenido dos o más embarazos previos.

Diseño y materiales

El estudio tiene un diseño transversal, en el que se utilizó como instrumento de medida de la satisfacción vital la «Escala de Satisfacción con la Vida» –ESV– (Diener et al., 1985). Con el ánimo de no poner en circulación una nueva versión, utilizamos la traducción que figura en el texto de Arce (1994). Para valorar la equivalencia lingüística respecto a la versión original, dos personas bilingües, un profesor de Psicología de la Universidad de Tejas y una licenciada en Filología española por la misma Universidad, retrotradujeron la versión castellana y la compararon con el original siguiendo el esquema propuesto, en el año 1993, por Esteve et al. (ítems A, B, C). Todos los ítems fueron valorados con nivel A por ambos retrotraductores. El cuestionario consta de cinco ítems con alternativa de respuesta múltiple, que oscilan entre 5 «muy de acuerdo» y 1 «muy en desacuerdo». La calidad de vida fue evaluada a través de la versión española de las Láminas COOP-WONCA –Darmouth COOP Functional Health Assessment Charts/Wonca– (Lizán y Reig, 1999) y a través de la versión española del «Perfil de Salud de Nottingham» (Alonso, Antó y Moreno, 1990). Las Láminas COOP-WONCA están constituidas por nueve escalas, de un único ítem, con alternativas de respuesta tipo Likert de cinco puntos: forma física, sentimientos, grado de realización de las actividades cotidianas, realización de actividades sociales, cambios del estado de salud, estado de salud, dolor, apoyo social y calidad de vida. Las puntuaciones más altas expresan peores niveles de funcionamiento. No se utilizó en el análisis la lámina sobre cambios en el estado de salud, ya que su escala de medida es diferente a las del resto (Lizán y Reig, 1999).

El Perfil de Salud de Nottingham (PSN) consta de dos partes. La primera está formada por 38 ítems pertenecientes a 6 dimensiones de salud: energía, dolor, movilidad física, reacciones emocionales, sueño y aislamiento social. Los ítems representan diferentes estados de salud. Las personas que contestan deben indicar, para cada uno de ellos, si son aplicables a sus circunstancias mediante respuesta Sí/No. Las puntuaciones para cada dimensión ofrecen un valor entre 0 y 100, es decir, se obtienen seis puntuaciones diferentes, lo que proporcionará un perfil del estado de salud percibida (Alonso, Prieto y Antó, 1994; Badia, Salmero y Alonso, 2002). En el presente estudio, las puntuaciones han sido calculadas para cada dimensión dividiendo la suma del total de respuestas positivas entre el número total de los ítems de cada dimensión. La segunda parte no fue utilizada en el análisis.

Procedimiento

Las entrevistas se realizaron en los hospitales de Elche, Alicante, San Juan, Caravaca y Murcia, así como en los centros de atención primaria de Elche (Tóscar, Carrús y Altabix), Almoradí, Beniel, Santomera, Alquerías, Bullas, Cehegín, Alicante (Santa Faz y Babel), Muchamiel, Santa Pola, Sagunto, Biar, L’Eliana, Puig y Crevillente. Los responsables de realizar las entrevistas fueron cinco matronas, tres enfermeras y once residentes de matrona. Todas ellas participaron en sesiones de entrenamiento para aplicar correctamente los instrumentos y minimizar los sesgos que podrían introducirse como consecuencia de variaciones en la situación de medida.

Los cuestionarios fueron autocumplimentados en los centros sanitarios de referencia de las participantes. Se les proporcionaba un cuadernillo que contenía la ESV, las láminas COOP-WONCA, el PSN y un último cuestionario que incluía preguntas sobre el deseo y la satisfacción con el embarazo y cuestiones sociodemográficas. El orden en que se administraban los tres primeros iba variándose, existiendo cinco posibilidades, evitando así que los datos obtenidos se vieran influidos por el orden preestablecido. En cuanto al análisis estadístico, en primer lugar se realizó un análisis descriptivo de los ítems. La fiabilidad de la escala se calculó mediante el coeficiente alfa de Cronbach. La estructura interna del instrumento fue estudiada a través del análisis de componentes principales. Para examinar las evidencias de validez convergente y divergente se calcularon las matrices de correlaciones entre la satisfacción y las diferentes dimensiones de los instrumentos de CVRS citados. Siguiendo la lógica de las matrices multirrasgo-multimétodo, los indicadores convergentes y divergentes se agruparon calculando las correlaciones promedio de unos y otros.

Para el análisis estadístico se utilizó el paquete estadístico SPSS 11.0, en un PC con procesador Pentium II.

Resultados

Análisis descriptivo

La tabla 1 muestra las medias y las desviaciones típicas de las puntuaciones de cada uno de los ítems de la ESV y de la puntuación total.

No hubo diferencias estadísticamente significativas (F= 1,89; p>0.1) entre las mujeres que se encontraban en los diferentes trimestres del embarazo y el puerperio. Así, la media fue de x –= 19,68 (dt: 3,48) en las mujeres del primer trimestre del embarazo, x –= 19,06 (dt: 3,26) en las del segundo, x –= 19,71 (dt: 3,32) en las del tercer trimestre y de x –= 19,89 (dt: 3,28) en el puerperio.

Fiabilidad

El coeficiente alfa de Cronbach fue 0,82. La tabla 2 muestra las correlaciones ítem-test y el coeficiente alfa corregido. En todos los casos, los índice ítem-test fueron altos y los valores alfa corregidos obtenidos fueron aceptables y similares entre ellos, lo que significa que la eliminación de cualquier ítem no produce un aumento en la consistencia interna de la escala.

Análisis de componentes principales

La medida de adecuación muestral de Kaiser-Meyer-Olkin es de 0,82, por lo que las correlaciones entre parejas de ítems seleccionados pueden ser explicadas por el resto. La prueba de esfericidad de Bartlett (Chi-cuadrado= 976,13; p<0,0001) muestra la existencia de una alta dependencia entre los cinco ítems. El análisis de componentes principales extrajo un único factor, que explicaba el 58,6% de la varianza y cuyo autovalor fue 2,93 (Tabla 3).

Los ítems de la escala mostraron moderadas correlaciones entre ellos (tabla 4), cuyos valores oscilan entre 0,57 (p<0,0001) para los ítems 1 y 2, y 0,40 (p<0,0001) para los ítems 2 y 4.

Estudios de validación basados en las relaciones con otras variables: evidencias convergentes y discriminantes

La validez fue evaluada relacionando la ESV con las láminas COOP-WONCA y el Perfil de Salud de Nottingham.

Las correlaciones obtenidas con el primero de ellos (Tabla 5) son estadísticamente significativas para ocho de las nueve láminas. La mayor correlación se obtiene con la lámina de calidad de vida, seguida, de forma decreciente, por la lámina de sentimientos, el estado de salud, las actividades sociales, el apoyo social, el dolor, el cambio de salud y la lámina de actividades cotidianas. La única variable que no presenta correlación estadísticamente significativa con la satisfacción vital es la lámina que hace referencia a la forma física.

En cuanto al Perfil de Salud de Nottingham, de las seis dimensiones, cinco correlacionaron significativamente con la ESV. La de mayor correlación fue obtenida con las reacciones emocionales, seguida, en orden decreciente, por las dimensiones aislamiento social, energía, sueño y dolor. La dimensión movilidad física no muestra asociación significativa con la satisfacción con la vida (Tabla 6).

Las correlaciones obtenidas entre la satisfacción vital y las medidas de la dimensión emocional en ambos cuestionarios (sentimientos en el COOP-WONCA y reacciones emocionales en el PSN) se sitúan entre las más altas. Por el contrario, las correlaciones obtenidas con los indicadores de la dimensión física –forma física y movilidad física– no muestran correlaciones estadísticamente significativas. Sólo las actividades cotidianas del COOP-WONCA obtienen una correlación baja, pero estadísticamente significativa. Las correlaciones de la ESV y los indicadores de la dimensión social presentan valores altos, pero menores a los obtenidos con los indicadores de la dimensión emocional. En cuanto a los síntomas –energía, dolor y sueño–, en el caso del PSN alcanzan correlaciones estadísticamente significativas, con valores intermedios entre los calculados para las dimensiones emocional y física. En las láminas COOP-WONCA, el dolor presenta correlaciones estadísticamente significativas con un valor más elevado. Las láminas referidas a percepciones globales –calidad de vida y estado de salud del COOP-WONCA– exhiben correlaciones estadísticamente significativas con valores que se sitúan entre los más elevados.

Una vez obtenidos estos resultados, y con la finalidad de conseguir un panorama más nítido, se hallaron promedios de las correlaciones, agrupando las variables en cuatro dimensiones, que aparecen ordenadas de modo decreciente en la tabla 7.

Como podemos observar, las correlaciones con valor más alto se obtiene con la dimensión psicológica, seguido por la dimensión social, la sintomatología y la dimensión física, que exhibe el promedio de correlaciones más bajo.

Discusión

Los resultados indican que la versión española de la Escala de Satisfacción con la Vida, utilizada en nuestro estudio, presenta unas propiedades psicométricas satisfactorias.

Las medias y desviaciones típicas de cada uno de los ítems prácticamente no varían, como tampoco lo hacen las medias de satisfacción vital obtenidas en los diferentes momentos de medición, lo que significa que las mujeres que se encuentran en distintos períodos de gestación y puerperio no muestran diferencias en su satisfacción vital. Y ello a pesar de que la capacidad funcional y la movilidad empeoran con el transcurso del embarazo (Hueston y Kasil-Miller, 1998; Richart, Cabrero, Reig, Tosal y Orts, 2001).

La puntuación media (19,5) es ligeramente superior a la obtenida por Diener et al. (1985) con ancianos (18,4) y a la obtenida por Arridel et al. (1999) con adultos jóvenes (18,7); y superior a las obtenidas por Diener et al. (1985) y Reig et al. (2001) con estudiantes universitarios estadounidenses (16,8) y españoles (16,6), respectivamente. Dado que la satisfacción vital supone un juicio sobre lo que esperábamos obtener y lo que hemos conseguido (Diener et al., 1985) la mayor puntuación en el grupo de embarazadas frente a la obtenida por los estudiantes universitarios es un resultado lógico si tenemos en cuenta que la mayoría de las mujeres de nuestro estudio, con su embarazo, satisfacen uno de sus deseos, mientras los estudiantes, por el hecho de serlo, permanecen a la espera de cubrir sus objetivos vitales.

La consistencia interna (α de Cronbach= 0,82) es similar a la obtenida en otros estudios: 0,82 (Arridell et al., 1999), 0,84 (Atienza et al., 2000), 0,87 (Diener et al., 1985), 0,85 (Pavot y Diener, 1993) y 0,83 (Pavot et al., 1991). En cuanto al coeficiente a corregido, los datos muestran que la extracción de cualquiera de los cinco ítemes no aumenta la consistencia interna de la escala. Estos resultados coinciden con los de Atienza et al. (2000), aunque la versión que ellos utilizan no es la misma que la empleada en este estudio. En la tabla 8 comparamos ambas versiones. Hay diferencias tanto en la traducción como en el orden de los ítems, coincidiendo únicamente en traducción y orden el ítem 3 y en orden el 1. También, las correlaciones ítem-test se encuentran entre los valores obtenidos por Arridell et al. (1999); Atienza et al. (2000); Diener et al. (1985) y Pavot et al. (1991).

En cuanto a la validez de constructo, el análisis de componentes principales muestra la presencia de un único factor, lo que coincide con todos los estudios publicados sobre este instrumento (Arridell et al., 1999; Atienza et al., 2000; Diener et al., 1985; Lewis et al., 1995; Pavot et al., 1991; Pons et al., 2000; Shevin et al., 1998; Shevin y Bunting, 1994). El factor extraído explica el 58.6% de la varianza. Este valor es inferior al hallado por Diener et al. (1985) en una muestra de estudiantes universitarios (66%) y al de Pavot et al. (1991) en una muestra de ancianos (65%) y en otra de estudiantes universitarios (74%), pero superior al extraído por Atienza et al. (2000) con adolescentes españoles (53,7%). Los ítems de la escala mostraron pesos factoriales similares, que oscilaban entre 0,79 y 0,73 y se encuentran entre los obtenidos en otros estudios (Arridel et al., 1999; Atienza et al., 2000; Diener et al., 1985). No obstante, nuestro estudio muestra unos pesos factoriales más homogéneos que los obtenidos en otros.

Seguidamente analizaremos las relaciones que la ESV mantiene con la dimensión emocional y física de la CVRS, con la dimensión social, con lo que Smith et al. (1999) consideran síntomas y con los indicadores globales (percepciones) de calidad de vida y estado de salud.

Como esperábamos, las mayores correlaciones se establecen con los indicadores referidos a la dimensión emocional (sentimientos, en las láminas COOP-WONCA y reacciones emocionales, en el PSN). Por el contrario, las asociaciones con indicadores de la dimensión física o no existen o son muy bajas. Las relaciones entre estas dimensiones son más nítidas cuando agrupamos los indicadores por dimensiones y calculamos el promedio de la correlación que cada dimensión mantiene con la satisfacción vital: este promedio es alto en el caso de la dimensión psicológica y bajo en el caso de la física. Esta ausencia de relación entre la dimensión física (movilidad física y forma física) es congruente con lo que señalábamos más arriba al observar que la satisfacción vital no cambia con el transcurso del embarazo a pesar de que sí se ve afectada la movilidad física con el aumento de volumen. La independencia de estas dos variables también se ha observado en otras poblaciones. Así, la satisfacción vital no guarda relación con la capacidad funcional o nivel de funcionamiento en ancianos con una pierna amputada (D’Elboux, 2003) ni en pacientes renales sometidos a hemodiálisis (Kimmel et al., 1995a; Kimmel et al., 1995b).

Las relaciones obtenidas entre la satisfacción vital y variables asociadas al bienestar emocional también apoyan nuestros resultados (Arridell et al., 1999; Atienza et al., 2000; Diener et al., 1985; Harrington y Loffredo, 2001; Lucas et al., 1996; Pavot et al., 1991; Pavot y Diener, 1993).

En segundo lugar, si evaluamos las relaciones de los indicadores de funcionamiento social con la satisfacción vital se observa que las correlaciones obtenidas se encuentran entre las más elevadas, aunque son menores que las obtenidas con los indicadores del estado emocional. El promedio de sus correlaciones es el segundo más elevado. Los datos disponibles sobre el efecto del apoyo social real o percibido sobre la salud física y psicológica permiten comprender esta asociación. Así, por ejemplo, Gottlieb (1981, citado en Díaz, 1987) puso de relieve la importancia que para el bienestar psicológico tienen las relaciones sociales. También, se ha encontrado una asociación inversa entre los recursos sociales y la mortalidad (Berkman y Syme, 1979; citados en Fernández-Ballesteros, Izal, Montorio, González y Díaz, 1992). Autores como Cassell (1974, citado en Fernández-Ballesteros et al., 1992) atribuyen a las relaciones sociales próximas funciones protectoras contra la enfermedad.

También son congruentes con el modelo propuesto por Smith et al. (1999). Según estos autores, el apoyo social influiría en las evaluaciones globales de calidad de vida como extensión que afecta al funcionamiento mental y físico. Su extracción del modelo produciría un aumento de la contribución relativa de la salud mental sobre la calidad de vida, lo que significa que de una forma u otra la salud mental o funcionamiento psicológico absorbe la contribución de la dimensión social sobre los juicios de calidad de vida.

En tercer lugar, al analizar conjuntamente los indicadores referidos a sintomatología (dolor, energía y sueño), el promedio de sus correlaciones con la satisfacción vital muestra un valor medio más bajo que las correlaciones obtenidas con las dimensiones emocional y social, pero superior al obtenido para la dimensión física. Por separado, este comportamiento se repite con los indicadores energía, dolor y sueño, en el PSN. Sin embargo, el ítem referido al dolor en el COOP-WONCA exhibe una correlación mayor. En vista de los resultados obtenidos, pensamos que es más apropiado considerar estas variables como síntomas, tal y como propone el modelo de Smith et al. (1999), en lugar de considerarlos como dominios o dimensiones de la CVRS, tal y como ocurre en muchos cuestionarios de medida de la salud.

Finalmente, los ítems que hacen referencia a la calidad de vida y al estado de salud exhiben correlaciones altas. La relación entre la satisfacción vital y el ítem de calidad de vida es la más alta de las encontradas, similar a la encontrada con los indicadores de la dimensión emocional. Se fundamenta en la relación de dependencia, mencionada párrafos atrás, entre los posibles estimadores globales de calidad de vida y la influencia de la dimensión psicológica sobre la calidad de vida y la satisfacción vital. La asociación con la salud percibida es una décima menor, pero se encuentra entre las más altas, después de las magnitudes que consiguen los indicadores psicológicos. Los resultados del metaanálisis de Smith et al. (1999) indican que la salud percibida comparte las dimensiones psicológica, social y física con la calidad de vida aunque con diferentes pesos o comportamientos. La psicológica pesaría más en la evaluación de la calidad de vida y la física pesaría más en la evaluación de la salud percibida. Pero ambos conceptos estarían relacionados por el hecho de compartir las tres dimensiones. En cuanto a la satisfacción vital es un concepto más cercano al de calidad de vida que al de salud percibida y, al menos en el contexto de la mujer gestante y puérpera, sobre este juicio ejercería el mayor peso el funcionamiento psicológico, seguido por el funcionamiento social y en menor grado por el funcionamiento físico, cuya influencia sería mucho más baja que en los otros dos conceptos. Este resultado es congruente con diferentes estudios que muestran cómo la satisfacción vital es independiente de la pérdida de capacidad funcional en mujeres embarazadas (Richart et al., 2001).

Entre las limitaciones del estudio debemos señalar el posible artefacto de método introducido al realizar comparaciones de medidas mono-ítem y multi-ítem y el posible efecto suelo que en ocasiones se produce en el PSN en población general y que podría haber afectado, principalmente, a las mujeres que se encontraban en el primer trimestre del embarazo. Este artefacto puede dar cuenta de que las asociaciones entre la Escala de Satisfacción Vital y las dimensiones del PSN sean, en general, más bajas que las obtenidas con el COOP-WONCA, cuando debiera esperarse lo contrario, ya que la varianza aportada por cada lámina del COOP-WONCA es menor que la que debiera aportar cada dimensión del PSN. En cualquier caso, la red nomológica de relaciones entre variables se ajusta a lo esperado teóricamente, por lo que consideramos que estas limitaciones no han supuesto un serio problema para nuestro estudio.

Ante los resultados obtenidos, consideramos de interés proseguir el análisis sobre las propiedades psicométricas de la Escala de Satisfacción con la Vida (Diener et al., 1985) para evaluar su comportamiento en otras poblaciones, como se han venido realizando con la versión en inglés. Además, como ya comentamos en la introducción, la investigación en este ámbito demanda estudios que clarifiquen las relaciones entre las diferentes dimensiones de calidad de vida con medidas globales como la satisfacción con la vida.

Agradecimientos

Estudio financiado por el Instituto Valenciano de Estudios en Salud Pública (I.V.E.S.P.). Consejería de Sanidad. Convocatoria de ayudas a la investigación 1998 y por la Dirección General de Enseñanzas Universitarias e Investigación. Generalitat Valenciana. Convocatoria de ayudas a la investigación 2000.

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