INTRODUCCIÓN

La experiencia emocional es inherente al hombre (^{Choliz, 2005}) y definirla resulta muy complejo (^{Ayala & Cardona, 2016}). La emoción se entiende como un proceso básico afectivo que produce cambios fisiológicos y psicológicos, como respuesta a un estímulo determinado, con elevada energía placentera, teniendo un significado muy personal a su experiencia, lo cual genera cambios internos en el cuerpo para responder a los eventos cotidianos (^{Cabanac, 2002}; ^{Grimaldo, 2003}; ^{Reeve, 2010}).

Asimismo, se describen como reacciones psicofisiológicas que permiten responder de forma adaptativa ante situaciones percibidas como peligrosas y amenazantes, produciendo valoraciones cognitivas de los sucesos vividos, que movilizan, a su vez, acciones reflejas del cuerpo, así como gestos faciales que son interpretados por los demás (^{Piqueras et al., 2009}).

Las emociones responden a eventos puntuales caracterizándose por ser rápidos y de corta duración, son respuestas innatas basadas en reacciones fisiológicas que generan conductas adaptativas, mediante las cuales evaluamos la experiencia y nos preparamos para actuar en diversas situaciones. (^{Cole et al., 2004}; ^Ekman,1992; ^{Keltner & Gross, 1999}). Las emociones son como un tipo de dispositivo de localización para responder prontamente, que elabora y transmite significado mediante la experiencia. (Cole et al., 2004).

En el campo de la investigación psicológica es de gran utilidad el estudio de las emociones, y aunque todavía no existe un consenso entre investigadores sobre la definición formal del afecto (^{Morán-Pallero & Felipe-Castaño, 2021}), algunos autores la denominan ciencia emocional o ciencia afectiva, cuyo componente fundamental es el afecto, es el caso cuando una persona aprende a reconocer y organizar sus emociones, sus respuestas afectivas comenzarán a modelarse en experiencias (^{Niedenthal & Ric, 2017}).

Según lo anterior, puede indicarse que afecto es cualquier experiencia o emoción, que va del dolor al júbilo, desde las impresiones más sencillas a más complejas, y desde respuestas afectivas normales hasta las anormales (^{VandenBos, 2015}); también se puede mencionar que el afecto engloba los estados de ánimo fijándose en una dimensión de valencia bipolar y diferenciándolos según su nivel de activación (^{Rogaten & Moneta, 2015}); por otro lado, los comportamientos que fomentan el afecto positivo en la vida cotidiana abarcan los pensamientos, conductas y acciones, permitiendo mantener un alto nivel de afecto (^{Ovejero & Velázquez, 2017}). Sin embargo, puede distinguirse dos áreas: el afecto positivo, que revela el grado de pasión, activación, vigilancia, fuerza; y el afecto negativo cuyo malestar deriva en estrés abarcando diferentes respuestas afectivas de rechazo como desagrado, cólera, temor y excitabilidad (^{Watson et al., 2011}; ^{Watson & Clark, 1992}; ^{Watson et al., 1988}a).

Estas dimensiones opuestas tienen un nivel inferior pertenecientes a dimensiones de contenido emocional diverso y que al analizarlas corresponden a una de las dimensiones del nivel superior; por tanto, faculta a realizar una autogestión emocional de forma adaptativa con la vida (^{Di Fabio & Kenny, 2016}), así como el uso de la cognición creativa en el estudio (^{Rogaten & Moneta, 2015}).

Por otra parte, las dimensiones del afecto positivo y negativo son estables y predictivas en el tiempo (^{Lemos, 2020}), siendo la afectividad un proceso complejo psicogenético principal en la vida del ser humano, donde los vínculos afectivos serán factores cruciales del bienestar subjetivo, la salud y de la vida cotidiana (^{Torres-Salazar et al., 2020}; ^{Zubiría, 2013}). De allí, la importancia de evaluar la afectividad a nivel individual como grupal (^{Moreta-Herrera et al., 2021}). Otra definición más simple señala que hay solo una dimensión de afectividad con dos extremos; uno izquierdo en el que se hallan los afectos negativos y otro derecho para los afectos positivos; al centro, se ubican los afectos ambiguos, indefinidos o ambivalentes en su vivencia fenomenológica, y todos estos afectos podrían tener diferente grado (^{Gray & Watson, 2007}).

La emoción, si bien ayuda al ser humano en su desarrollo, también puede originar problemas clínicos y enfermedades crónicas que requieren una atención especial (^{Lemos, 2020}); por lo tanto, su estudio es valioso ya que permite una mejor comprensión de las personas (^{Abarca-Castro et al., 2021}).

^{Watson et al. (1988}a) elaboraron un instrumento para medir la afectividad, llamado Escala de Afecto Positivo y Afecto Negativo (PANAS) compuesto de 20 enunciados, en una muestra de universitarios y personal administrativo. La estructura presentó dos factores: afecto positivo (AP) y afecto negativo (AN). La validez externa obtuvo correlación directa entre el afecto negativo (AN) del PANAS y la Lista de Chequeo de Síntomas de Hopkins (LCSH) de .74 y .65, con el Inventario de Depresión de Beck de .56 y .58 y con la Escala de Ansiedad de estado de .51.

Diversos estudios han evaluado las propiedades psicométricas del instrumento PANAS en su versión completa, como las traducciones al español por ^{Joiner et al. (1997}), en alemán por ^{Leue y Beauducel (2011}); al portugués por ^{Pires et al. (2013}) y al turco por ^{Peker et al. (2021}). En América Latina, la adaptación mexicana por ^{Robles y Páez (2003}); en Argentina, ^{Moriondo et al. (2012}); en Chile, por ^{Dufey y Fernández (2012}); en Ecuador, ^{García y Arias (2019}) y en el Perú, ^{Grimaldo (2007}), ^{Gargurevich y Matos (2012}), y ^{Gómez y Leyton (2020}).

De igual manera, se reportan investigaciones en diversos países evaluando versiones cortas de la Escala. ^{Ruiz-Pérez et al. (2021}) analizaron las características psicométricas de la versión corta I PANAS-R desarrollada por ^{Thompson (2007}). La muestra fue de 729 personas de los países de Brasil, Colombia, Norteamérica y Europa occidental. La estructura quedó conformada según el análisis factorial por dos dimensiones AP y AN. La confiabilidad estableció coeficientes alfa de Cronbach para el AP de 0.63 a 0.82 y para el AN de 0.75 a 0.87.

^{Gouveia et al. (2019}) analizaron evidencias psicométricas de la Escala de Afecto Positivo y Afecto Negativo (EAPN-10) en Brasil. Se desarrollaron 3 estudios: el primero con 296 universitarios cuyo análisis factorial exploratorio mostró una estructura bifactorial -afectividad positiva y afectividad negativa; el segundo, 313 estudiantes que corroboró la estructura bifactorial con alfas mayores a .70; el tercer estudio, 302 universitarios que respondieron a instrumentos previos y medidas de optimismo, depresión, positividad, estrés y ansiedad. Las evidencias de validez de criterio señalan que los AP (α = .83) se relacionaron de forma directa con los indicadores de bienestar, mientras que los AN (α = .80) lo hicieron con indicadores de malestar psicológico.

^{Galinha et al. (2014}) investigaron la versión portuguesa abreviada de la Escala de Afectividad Positiva y Afectividad Negativa (PANAS-VRP), en 245 adultos de nivel superior, y 535 universitarios. La consistencia interna fue de α= .86 en la escala de AP y de α=.89 en la escala de AN. La validez convergente obtuvo correlaciones altas (> .80) para el afecto negativo y positivo.

^{Karim et al. (2011}) examinaron la invariancia factorial de la forma abreviada de la Escala I-PANAS-SF en 421 universitarios de Francia y Pakistán. Propusieron modelos de ecuaciones estructurales multigrupo con la finalidad de comparar la estructura factorial del instrumento en ambas culturas. Se halló un coeficiente de consistencia interna para afecto positivo y negativo mayor a 0.70.

^{Ágoston et al. (2011}) estudiaron las propiedades psicométricas de la versión húngara del original y la forma abreviada del PANAS. La muestra fue 1163 universitarios y 466 pacientes con diversas molestias somáticas. El análisis factorial confirmó la estructura bifactorial del instrumento. La consistencia interna para la escala corta obtuvo un alfa de Cronbach para la escala positiva de.73 y .79 y para la escala negativa de .65 y .67.

^{Gargurevich (2010}) estudió las propiedades psicométricas del PANAS versión corta de 10 ítems (I-Spanas-SF) en una muestra de 320 universitarios de Lima. La validez interna se realizó con el análisis factorial confirmatorio, quedando la estructura bifactorial de AP y AN, y la correlación inversa entre ambas escalas (r = -0.52, p < 0.001). La validez convergente y divergente reportó relación directa del AP del I PANAS -SF con la escala de AP del PANAS (r = .34) y relación inversa con el AN del PANAS (r = -.18). De igual manera, se encontró relación directa entre el AN del I-PANAS-SF con el AN del PANAS (r = .54) y relación inversa con el AP del PANAS (r = -.14). La confiabilidad de consistencia interna obtuvo un alfa de .72 en ambos factores.

^{Thompson (2007}) validó la forma corta del I-PANAS-SF en inglés, a través de un estudio cualitativo (N=18) y cuantitativo (N=407), con participantes de diferentes nacionalidades. Realizó análisis factorial exploratorio y confirmatorio quedando la estructura con 10 ítems y 2 factores; AP y AN. La validez convergente del I-PANAS-SF, reportó correlación directa entre la subescala de AP con la medida de bienestar subjetivo (SWB) (r = 0,33, p < 0,01) y con la Escala de Felicidad (r = 0,39, p < 0,01). Con respecto a la subescala de AN, se relacionó de forma inversa tanto con el SWB (r = -0,33, p < 0,01) como con la felicidad (r = -0,51, p < 0,01). El coeficiente de confiabilidad obtuvo un alfa de Cronbach de .82 para la escala total.

^{Kercher (1992}) estudió la versión corta de la Escala PANAS, conformada por 10 ítems, en 804 ancianos estadounidenses. La confiabilidad obtuvo coeficientes alfa de Cronbach de .75 para AP y .81 para AN. El análisis factorial concuerda con la estructura bifactorial de la prueba inicial. Se seleccionaron diez elementos del PANAS original de 20 elementos. La AP PANAS (F1) incluyó: excitado (V1); entusiasta (V2); alerta (V3); inspirado (V4); y determinado (V5). La AN del PANAS (F2) incluyó angustiado (V6); molesto (V7); asustado (V8); nervioso (V9); y miedo (V10). Los ítems seleccionados obtuvieron las cargas factoriales altas en el análisis factorial exploratorio.

Por lo señalado, el objetivo general del estudio fue desarrollar una versión corta de la escala de afecto positivo y afecto negativo en una muestra de universitarios de una entidad pública de Lima siendo los objetivos específicos: determinar la confiabilidad por consistencia interna y evaluar la validez de estructura interna del instrumento.

La investigación busca validar el modelo teórico de dos dimensiones del afecto (positivo y negativo) y proporcionar un instrumento corto para evaluaciones rápidas, tanto para la investigación como la práctica profesional, pero un instrumento con evidencias de validez y puntuaciones consistentes.

MÉTODO

RESULTADOS

Para establecer la estructura interna se realizó un análisis gráfico exploratorio (AGE) de la versión completa de 20 ítems que conformaban el instrumento. En la Figura 1, se observa que seis enunciados; afligido, intranquilo, asustado, nervioso temeroso y alerta son inestables, quedando seleccionados los 14 ítems restantes.

Para evaluar el aporte de los 14 ítems, se obtiene el peso factorial, resultando que cuatro de los enunciados presentan coeficientes bajos: fuerte, entusiasmado, orgulloso e interesado, quedando separados del instrumento. (Tabla 1)

En la Figura 2, se observan los 10 ítems conformando la estructura interna del instrumento por dos dimensiones. Las emociones positivas incluyen cinco ítems: decidido, optimista, inspirado, activo, y atento; y las emociones negativas los otros cinco enunciados: irritable, hostil, enojado, culpable, y avergonzado.

En la Tabla 2, se registran los pesos factoriales de los 10 ítems mencionados, encontrando valores entre .54 a .85, lo cual señala el aporte de los enunciados en cada una de las dimensiones para la versión corta (Tabla 2).

Para corroborar la estructura factorial de la escala, se realizó un análisis factorial confirmatorio (AFC), por el método de mínimos cuadrados ponderados (WLS), quedando la estructura interna conformado por 10 ítems y dos factores; 5 PANAS+ y 5 PANAS- (ver Figura 3).

Se evaluaron los índices de ajuste absoluto. Raíz del residuo cuadrático promedio de aproximación (RMSEA = 0.052), siendo esperado un indicador cercano a cero. Así mismo, el Índice de ajuste incrementado de Tuker-Lewis (TLI= 0.906), el índice de ajuste normado de Bentler-Bonett (NFI = 0.975) y el Índice de ajuste comparativo (CFI = 0.976), obtuvieron valores mayores a 0.90 indicando buen ajuste al modelo. De igual manera, se utilizó el Residual Estandarizado de la Raíz Cuadrada Media (SRMR = 0.042), siendo el valor igual o menor a 0.05, para considerar un modelo aceptable. Por lo señalado se encontró que los índices de ajuste del modelo están de acuerdo con los valores recomendados (^{Escobedo et al., 2016}).

Para validar la estructura de la versión corta, se analizó la validez convergente y discriminante del instrumento. En la validez convergente, los ítems obtienen coeficientes estandarizados lambda entre 0.48 a 0.84 y la correlación entre los factores fue negativa y significativa. (r = - 0.240). Asimismo, la varianza extraída (AVE) en ambos factores fueron: PANAS+ = 0.590 y PANAS- = 0.500, señalando que más del 50% de la varianza extraída fue explicada por los constructos.

Para evaluar la validez de las dimensiones de la escala corta, se estableció una relación con la versión completa, observándose correlaciones directas entre las dimensiones tanto del afecto positivo como del afecto negativo (Tabla 3), siendo el tamaño del efecto para el primero de 97% y para el segundo del 94%, lo cual señala una magnitud del efecto grande para ambos casos.

Para analizar la validez discriminante, se obtuvieron correlaciones altas entre los ítems con su respectiva dimensión y bajas con el otro factor y la raíz cuadrada de la varianza extraída del factor, obtuvo coeficientes para PANAS + de 0.773 y PANAS - de 0.710, valores mayores a la correlación entre los factores (r = -0.24).

Con respecto a la conexión entre los ítems, se grafica un análisis de redes, observándose en la Figura 4 una red estimada por dos agrupaciones compactas, conformadas por las emociones positivas y negativas, donde el puntaje total de la versión completa de ambas emociones, ejercen un papel central en el modelo. En el grupo de emociones positivas, se aprecian conexiones fuertes con los ítems optimista, inspirado, decidido, activo y atento y conexiones menos fuertes con los ítems de las emociones negativas. De igual manera, se señala que el puntaje del PANAS negativo de la versión completa presenta conexiones fuertes con los ítems enojado, hostil, irritable, culpable y avergonzado y menos fuerte con los ítems de las emociones positivas.

Uno de los indicadores de centralidad es el grado de intermediación (Betweenness) que permite conocer la capacidad de las variables para conectarse con el resto de los actores. En la Figura 5, se aprecia que el mayor índice lo tiene el puntaje PANAS negativo con 2.045, el puntaje PANAS positivo con 1.713 y el ítem optimista 1.047.

La confiabilidad compuesta y los coeficientes de fiabilidad de Cronbach y Omega, para ambos constructos estuvieron por encima de .70 considerando este valor como adecuado para fines de investigación (^{Furr & Bacharach, 2013}) (ver Tabla 4).

DISCUSIÓN

El objetivo del estudio fue obtener una versión corta del PANAS, a partir de la versión completa planteada por ^{Watson et al. (1988}a), que pueda emplearse en la investigación y la práctica profesional, con la finalidad de evaluar los estados afectivos, los cuales son activadores de respuestas emocionales tanto positivas como negativas.

El PANAS es una de las pruebas más usadas para medir el estado afectivo (^{Medrano et al, 2015}), el cual ha sido adaptado en su versión completa de 20 ítems en diversos países, reportando propiedades psicométricas válidas y confiables, pero a pesar de su rápida aplicación, se necesitan instrumentos breves, por lo que se han desarrollado formas cortas de 10 ítems (^{Galinha et al., 2014}; ^{Gouveia et al., 2019}; ^{Kercher, 1992}; ^{Thompson, 2007}).

Los estudios del PANAS en el Perú son escasos. El primer trabajo fue sobre la versión completa, el mismo que se realizó en policías, identificándose una estructura factorial de cuatro dimensiones, observándose problemas en la fiabilidad de la última dimensión (^{Grimaldo, 2007}). Respecto de la versión corta, ^{Gargurevich (2010}) investigó una versión de 10 ítems en estudiantes universitarios, reportando una escala de dos dimensiones, además de indicadores de validez convergente y divergente, así como una fiabilidad alfa de Cronbach de .72 para ambas escalas. Este último aspecto logra coincidencias con los resultados del presente estudio.

La escala completa se aplicó a una muestra de estudiantes universitarios identificando la estructura interna del instrumento, efectuándose un análisis exploratorio de grafos con los 20 ítems; al respecto, ^{Flores-Kanter et al. (2021}) señalaron al análisis de grafos como una metodología nueva y robusta para el conocimiento de la estructura latente que subyace a las puntuaciones de una escala. Este procedimiento permitió identificar dos dimensiones claramente establecidas; una de afectos positivos y otra de afectos negativos, observándose que el ítem alerta no era parte de ninguna de las dimensiones. Se encontró que los ítems afligido, intranquilo, asustado, nervioso y temeroso, reportaron comunalidades menores a 0.85, confirmando el factor afecto negativo. Por otro lado, el factor de afecto positivo quedó constituido por: decidido, optimista, inspirado, activo y atento.

Con respecto al ítem alerta, ^{Ruiz-Pérez et al. (2021}) señalan problemas en la escala, obteniendo una correlación muy baja y negativa, siendo reconocido por los sujetos más como un estado negativo que positivo, correspondiendo al actual contexto de la crisis sanitaria; sin embargo, en los estudios anteriores a la pandemia por COVID- 19, no reportaron inconvenientes en el ítem. (^{Gargurevich, 2010}; ^{Thompson, 2007}).

Para definir el número de ítems, se eliminaron aquellos que tenían las menores cargas factoriales como fuerte, orgulloso, interesado y entusiasmado que corresponden al afecto positivo, concordando con el estudio de ^{Thompson (2007}), que los reportó como ítems problemáticos, cuyos significados eran poco claros, identificados en un estudio cualitativo con grupos focales.

Estos procesos fueron verificados por el análisis factorial confirmatorio validándose los dos factores con 10 ítems; PANAS + con los ítems: decidido, optimista, inspirado, activo, atento, con coeficientes estandarizados lambda entre .69 y .85 y PANAS - con: irritable, hostil, enojado, culpable, avergonzado, con coeficientes entre .48 y .82. La estructura de la versión corta refleja los mismos componentes del PANAS completo, tal como lo plantean ^{Watson et al. (1988}a). En cuanto a las dimensiones subyacentes a la escala, el análisis confirmatorio se ajusta al modelo bifactorial de la afectividad, mostrando índices de ajuste apropiados.

La confiabilidad de consistencia interna obtuvo coeficientes Alfa ordinal y Omega para PANAS+ y PANAS - mayores a 0.70, al igual que los reportados por ^{Ruiz-Pérez et al. (2021}) y ^{Gargurevich (2010}). La correlación entre las dos subescalas fue de -.24 (p < .01), similares a las obtenidas por ^{Thompson (2007}) y a la confiabilidad de dos meses de test-retest de ^{Watson et al. (1988}a) original del PANAS, lo que sugiere que el PANAS de 10 ítems se compara bien con el original de 20 ítems en términos de confiabilidad.

La versión reducida puede establecerse como equivalente en términos de propiedades psicométricas a la versión completa de 20 ítems. Tal como lo señalan ^{Flores-Kanter y Medrano (2018}), la ventaja que presenta esta versión abreviada es que posibilita las respuestas en cuestionarios extensos que involucran muchas variables, o en ámbitos aplicados donde hay limitaciones de tiempo, como puede ser su aplicación al ámbito organizacional o educacional