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El Test de Sentido de la Vida (The Purpose in Life Test: PIL) fue desarrollado por Crumbaugh y Maholick (1964) con la intención de operacionalizar de manera cuantitativa el concepto existencial versus la condición de frustración existencial expuesta por Frankl en su planteamiento de neurosis noógena. Sus autores formularon que el término sentido de vida hacía referencia a la definición ontológica de la experiencia subjetiva desde el punto de vista de la persona que lo experimenta, por lo tanto, las puntuaciones de la escala indican el grado de conciencia de presencia o ausencia de sentido de vida autopercibido. A nivel de evidencias psicométricas brindaron tres aportes: la validez concurrente con escalas de psicopatología y sentido, la capacidad de la escala para discriminar entre pacientes y no pacientes, y revelar que se medía un constructo distinto a las neurosis habituales.
El trabajo descrito de Crumbaugh y Maholick (1964) fue un hito en la operacionalización del constructo formulado por Frankl (1984, 2014), concebido como un constructo psicológico unidimensional. Según Frankl, la búsqueda de sentido es central en la construcción de la vida y el propósito en la vida es la ruta para lograrlo. El sentido va cambiando a lo largo de la vida, pero la necesidad de percibir propósito en la vida persiste a lo largo del ciclo vital, y afirma que llega a ser un constructo importante para la salud mental y el bienestar. Desde la logoterapia de Frankl, el sentido de vida es considerado central porque constituye una motivación primaria. Su ausencia puede llevar a neurosis noógena, una condición caracterizada por un vacío existencial. En este enfoque se proponen varias vías para encontrar el sentido de vida, las cuales están asociadas con la voluntad, los valores y la responsabilidad.
Diversas revisiones (Arunjit et al., 2024; AshaRani et al., 2022) han identificado que el Test PIL, de Crumbaugh y Maholick, (1964), es uno de los instrumentos más empleados para evaluar el constructo de sentido de vida. El instrumento ha sido traducido a distintos idiomas y validado en contextos culturales de Norteamérica, Latinoamérica, Europa, Asia, África, entre otros (Weber et al., 2022), con utilidad en muestras clínicas (Armas Arráez et al., 2018). Se han reportado adecuados indicadores de confiabilidad de sus puntuaciones (Arunjit et al., 2024; Zhang et al., 2023). Sin embargo, a nivel de estructura factorial el instrumento PIL ha recibido críticas y hallazgos controvertidos. Por un lado, se reportaron evidencias que confirman la estructura unidimensional original (Brunelli et al., 2012; Marsh et al., 1996; Pacak‐Vedel et al., 2021; Schulenberg et al., 2011; Simkin et al., 2018; Steger, 2006). Otros estudios reportaron dos factores para explicar el constructo; entre ellos, el estudio argentino de Mikulic et al. (2023), los estudios españoles de García-Alandete et al. (2013), García-Alandete et al. (2016) y Martínez et al. (2012), el estudio chino de Zhang et al. (2023), que se unen a la evidencia empírica anterior (Dufton & Perlman, 1986; McGregor & Little, 1998; Molcar & Stuempfig, 1988; Morgan & Farsides, 2009; Shek, 1988; Walters & Klein, 1980; Waisberg & Starr, 1999). También se han propuesto tres factores en los estudios de Gottfried (2016) en Argentina, Martínez Ortiz et al. (2012) en Colombia, Magaña Valladares et al. (2004) en México, Jonsén et al. (2010) en Suecia, y Caycho-Rodríguez et al. (2022) en siete países latinoamericanos: Argentina, Colombia, Ecuador, El Salvador, México, Paraguay y Uruguay. Incluso un estudio español ha arrojado una estructura factorial de cuatro factores, en los cuales algunos de los ítems cargan en doble factor (Noblejas de la Flor, 1994).
Diversas investigaciones han sugerido la modificación de la cantidad de ítems del PIL, lo que ha llevado a la eliminación de algunos de ellos y ha impactado en la longitud de la escala. Hay que destacar la versión de cuatro ítems (3, 4, 8 y 20 de la versión original), propuesta por Schulenberg y Melton (2010) y Schulenberg et al. (2011). Esta versión ha sido examinada en contexto Iberoamericano, por ejemplo, en Argentina se comprobó su estructura unifactorial y buena confiabilidad (Weber et al., 2022). También se tiene el caso de la validación española con evidencias adecuadas de confiabilidad y validez con estructura unifactorial (Rubio‐Belmonte et al., 2022), así como en contexto ecuatoriano (Moreta-Herrera et al., 2023).
Estas distintas estructuras factoriales y versiones de la escala se explican debido a la utilización de distintos métodos y técnicas para aproximarse a sus características psicométricas, la heterogeneidad de muestras con las que se ha trabajado (García-Alandete et al., 2013), así como la importancia de la cultura en la configuración del sentido de vida en las personas (Caycho-Rodríguez et al., 2023; Noblejas de la Flor, 2011). Las diversas versiones de la escala, con sus distintas estructuras, proporcionan una comprensión más profunda de las propiedades psicométricas de la escala PIL y su aplicación en diversos contextos (para más detalle véase la revisión de antecedentes reportados a lo largo de la literatura realizada por Caycho-Rodríguez et al., 2022).
La evidencia empírica ha revelado asociaciones significativas entre el sentido de vida y aspectos relacionados con la salud y el bienestar en muestras diversas en términos de edad, ocupación y características sociodemográficas. Investigaciones empíricas han encontrado asociaciones positivas entre las medidas del PIL y variables salutogénicas de población general en diferentes etapas del ciclo vital, como la adultez joven y avanzada, entre ellas: religiosidad, afecto positivo, participación social, expectativas de rol, motivación al logro, satisfacción con la vida, autorregulación, locus de control en salud, optimismo, y rasgos de personalidad, en donde se ha encontrado asociaciones negativas con neuroticismo, así como con depresión y baja satisfacción en la vida (Bhatt et al., 2023; Gallego-Pérez et al., 2007; Ribeiro et al., 2020). Recientemente, Mei et al. (2021) identificaron por medio de un análisis de machine learning los correlatos más importantes del PIL. Las puntuaciones bajas fueron asociadas con soledad, edad muy avanzada, síntomas depresivos, y con la faceta de la personalidad evitación de daños, muy asociada a la ansiedad, que fue medida en términos de preocupación, miedo a la incertidumbre, timidez y fatiga; mientras que las puntuaciones más altas fueron relacionadas con el apoyo social, actividades sociales, más años de educación, mayores ingresos, ausencia de deterioro cognitivo y actividades activas tanto sociales como cognitivamente en la adultez media.
No hay evidencia clara de las relaciones entre género y edad con el sentido de vida. Algunos estudios indican diferencias a favor de los hombres (Pinquart, 2002), otros a favor de las mujeres (García-Alandete et al., 2011) y algunos no reportan diferencias (Meier & Edwards, 1974; Romero-Ramos et al., 2023). Con respecto a la edad, estudios advierten diferencias a lo largo del ciclo vital (Gottfried, 2016; Noblejas de la Flor, 1994; Romero-Ramos et al., 2021) mientras otros no (García-Alandete et al., 2013).
Respecto específicamente a la investigación del sentido de vida en mujeres se ha documentado su relación positiva con conductas de salud mamaria tanto en mujeres anglosajonas como hispanas (Wells & Bush, 2002) y también se ha estudiado el significado de la vida en mujeres con cáncer de mama (Palacios-Espinosa et al., 2015). En muestras de mujeres adultas de edades avanzadas se ha encontrado que alto sentido en la vida y más años de educación son factores protectores asociados a un mejor estado cognitivo (Oliveira et al., 2024). Un estudio longitudinal con una muestra en Australia de 26704 mujeres de 80 años en adelante arrojó que el sentido de vida se configura como un factor protector en el envejecimiento saludable, así como el afrontamiento positivo y la resiliencia (Woods et al., 2016).
También se ha explorado el sentido de vida de las mujeres y experiencia de la maternidad (Aguilar et al., 2017), en el embarazo adolescente (Hernández & Giraldo, 2021) y en la maternidad de hijos con alguna discapacidad (Yvana-Yupanqui, 2018). Es importante destacar que en la mayoría de las investigaciones de sentido de vida es mayor la representación de mujeres que de hombres (Caycho-Rodríguez et al., 2022; Moreta-Herrera et al., 2023).
Recientemente, un estudio en mujeres canadienses de edad media encontró que el impacto de la COVID-19 en la vida se relacionó negativamente con el sentido de la vida, es decir, algunas mujeres no afrontaron relativamente bien la emergencia ocasionada por la pandemia. Sin embargo, las mujeres que reportaron socialización restringida y adaptación a nuevas rutinas mostraron mayores niveles de sentido en la vida, lo cual sugiere que el sentido en la vida de las mujeres durante la pandemia tuvo que ver con su capacidad de adaptarse o afrontar el estrés generado por el desastre de la emergencia sanitaria o incluso con el manejo de incertidumbre que pudo afectar la capacidad de agencia de las mujeres (Newton et al., 2023). Otro estudio con mujeres polacas identificó el fuerte efecto de la gratitud en el sentido en la vida durante la emergencia por COVID-19, y que el miedo a la infección por COVID-19 era más alto en mujeres con bajos niveles de sentido de vida, lo que permite inferir que las mujeres que atraviesan por una crisis ven afectado negativamente su sentido en la vida (Lasota, 2023). En contexto Iberoamericano, un estudio con mujeres españolas ancianas que vivían en residencias determinó que una intervención psicológica basada en la reminiscencia promovió fortalezas psicológicas como el sentido de vida, sentido de coherencia y afrontamiento durante en COVID-19 (Sales et al., 2022).
En esta investigación se profundizará el estudio del sentido de vida en mujeres de Montevideo, Uruguay, dada la evidencia empírica que lo configura como un factor protector en el desarrollo, así como una forma de aportar a la construcción de una conceptualización de la salud mental de la mujer que responda a las distintas transiciones evolutivas, aportes que deben devenir en políticas públicas de salud (Bru, 2022; Farré, 2008). Algunos autores refieren que debilidades estructurales del sistema económico-político y características sociodemográficas asociadas a la inequidad pueden impactar negativamente en el sentido de vida de las mujeres (Pinquart, 2002). La elección de centrarse en mujeres se basa en la riqueza del conocimiento sobre su experiencia del sentido de vida, que ha mostrado una asociación positiva con un mejor estado cognitivo y salud física. Este enfoque busca contribuir a una conceptualización más inclusiva de las políticas públicas en salud mental, abordando las transiciones evolutivas específicas que enfrentan las mujeres y destacando la importancia de su bienestar. Además, busca contribuir a los Objetivos de Desarrollo Sostenible (ODS), específicamente el número 3, relacionado con Salud y Bienestar, y el número 5, enfocado en la Igualdad de Género (Naciones Unidas, 2015). El sentido de vida es un factor protector crucial contra la depresión y la neurosis noógena, y su estudio puede contribuir a políticas públicas más efectivas y adaptadas a sus necesidades particulares.
Por lo tanto, los objetivos de esta investigación son: a) examinar la estructura factorial y confiabilidad de la escala PIL, de Crumbaugh y Maholick (1964); y b) caracterizar el sentido de vida en mujeres de Montevideo, de acuerdo con las diferencias de las crisis normativas psicosociales formuladas por Erikson (1985) se agrupan a las participantes según las etapas de desarrollo que corresponden a dichas crisis. Se plantea la hipótesis de que se espera encontrar una estructura factorial de dos o más factores en el sentido de vida evaluado mediante la escala PIL. Adicionalmente, se anticipa que existirán diferencias significativas en el sentido de vida en función de los grupos de edad, los cuales hacen referencia a las crisis normativas psicosociales formuladas por Erikson.
Método
Diseño
El diseño corresponde a una investigación instrumental debido a que se busca examinar la estructura factorial y confiabilidad de la escala, así como a una investigación empírica descriptiva con estrategia asociativa transversal (Ato et al., 2013).
Participantes
La muestra total se conformó por 950 mujeres residentes de Montevideo de 18 a 82 años (M= 45.99; DE= 13.34), a través de un muestreo no probabilístico. Con la intención de realizar los análisis factoriales exploratorios y confirmatorios se realizaron dos submuestras estratificadas y aleatorias a partir de la muestra original. La estratificación se realizó a partir de la edad y el nivel académico alcanzado. Con la primera submuestra se realizó el análisis factorial exploratorio, esta se conformó por 475 participantes de 18 a 80 años (M= 45.99; DE= 13.3), la segunda submuestra fue utilizada para el análisis factorial confirmatorio y se conformó por 475 participantes de 18 a 82 años (M= 45.99; DE= 13.39; Tabla 1).
Instrumento
Se utilizó la versión en español realizada por Noblejas de la Flor (1994) del The Purpose in Life Test (PIL), de Crumbaugh y Maholick (1964), específicamente la parte A, que mide el constructo de manera cuantitativa. Es una escala compuesta por 20 ítems Likert con opciones de respuesta que van de 1 al 7, en la cual el número 4 corresponde a una posición neutral. En la versión de Noblejas de la Flor (1994) se reportó una estructura factorial de cuatro factores: percepción de sentido, experiencia de sentido, metas y tareas, y dialéctica destino-libertad, es importante mencionar que había ítems que cargaban en más de un factor, y no se mencionaron datos de la confiabilidad de sus puntuaciones.
Procedimiento
La recolección de datos se realizó por medio de un formulario online que contenía la escala PIL, acompañada de una ficha sociodemográfica y el consentimiento informado con el objetivo del estudio y sus características. La distribución del cuestionario se realizó en redes sociales y asociaciones de mujeres, lo que facilitó la difusión del estudio y el acceso a un público diverso. Los criterios de inclusión establecidos para las participantes fueron: ser mujer, tener 18 años o más y residir en Montevideo. El estudio se llevó a cabo siguiendo los lineamientos APA y la declaración de Helsinki para investigaciones con seres humanos, tuvo la aprobación del Comité de Ética de la Universidad de Montevideo (CE2024/14).
Análisis de datos
Los datos fueron procesados con los programas estadísticos abiertos JASP (0.18.3) y Jamovi. Se llevaron a cabo análisis exploratorios en la base de datos para caracterizar la muestra e ítems. Dada las múltiples evidencias contradictorias de la estructura factorial de la escala, se decidió que para determinar la estructura interna de la escala se debía realizar un análisis factorial exploratorio (AFE con la submuestra 1), y para corroborar los factores explorados, se realizó un análisis factorial confirmatorio (AFC con la submuestra 2). Con esta última muestra se realizaron dos AFC adicionales con el modelo original de Crumbaugh & Maholick (1964) y el modelo de tres factores reportado en Argentina (Gottfried (2016), como una estrategia confirmatoria adicional para evitar el sesgo sobre ajustado del AFE.
Para determinar la estructura interna de la escala PIL, se realizó un AFE utilizando el método de mínimos cuadrados ponderados (Weighted Least Squares, WLS) con rotación oblicua PROMAX. Este enfoque se seleccionó debido a que permite manejar datos ordinales y asume la correlación entre los factores, en línea con la naturaleza teórica del constructo (Ferrando & Lorenzo-Seva, 2018). La base del análisis fue la matriz de correlación policórica, debido a que las respuestas de los ítems se recogen en una escala Likert de 7 puntos, lo que caracteriza a los datos como ordinales y recomienda el uso de este tipo de matriz para estimaciones más precisas (Jöreskog & Sörbom, 1996). Este procedimiento es adecuado para garantizar que las correlaciones reflejen la naturaleza subyacente de las variables latentes (Lloret-Segura et al., 2014). La cantidad de factores a extraer se determinó mediante el criterio de eigenvalores mayores a 1, el análisis paralelo y la interpretación teórica de las soluciones obtenidas.
La solución factorial identificada se utilizó posteriormente en el AFC, para el cual también se empleó el método de estimación WLSMV, ya que este método es robusto frente a datos ordinales y distribuciones no normales (Muthén & Muthén, 2017), se emplearon como indicadores de ajuste además de los teóricos los siguientes estadísticos: la prueba chi-cuadrado y su estadístico (χ 2), pero también χ 2 /gl, raíz cuadrada del error cuadrático medio por aproximación (RMSEA), residuo estandarizado cuadrático medio (SRMR), índices de ajuste comparativo (CFI) y de Tucker-Lewis (TLI). Los valores referenciales que permitieron clasificar a estos indicadores como aceptables y óptimos se presentan en la Tabla 6 (Byrne, 1998; Hu & Bentler, 1999; Kline, 2016; Steiger, 2007; Tabachnick & Fidell, 2019). Para calcular la confiabilidad se analizó la consistencia interna de la prueba mediante coeficiente omega de McDonald, interpretando como adecuados valores mayores a .70 y óptimos mayores a .80 (Hair et al., 2011). La Varianza Media Extraída (VME) se calculó como evidencia de la validez interna convergente (Moral de la Rubia, 2019). Luego se emplearon estadísticas descriptivas para caracterizar la muestra de acuerdo con los factores confirmados de la escala. Para el análisis de los resultados se trabajó con estadísticos descriptivos y para buscar relación entre las variables se realizó un análisis ANOVA en su versión no paramétrica (Kruskal-Wallis), debido a que ninguna de las variables cuantitativas se distribuyó de forma normal las diferencias estadísticamente significativas se detectaron a partir de .05.
Resultados
Los ítems del PIL presentaron medias que oscilan entre 4.93 y 6.25, con desviaciones estándar entre 0.95 y 1.55, lo que sugiere una dispersión moderada de las respuestas y una tendencia general hacia puntajes medios-altos en la escala utilizada (Tabla 2). En términos de asimetría, la mayoría de los ítems mostraron valores negativos, lo que indica una concentración ligera hacia los valores superiores de la escala. Este patrón es particularmente notable en ítems relacionados con temas emocionales o existenciales, como el ítem 16 ("Con respecto al suicidio"), que exhibió una asimetría de -2.06 y una curtosis de 3.92, lo que refleja una mayor concentración de respuestas en los extremos superiores de la escala.
Del AFE realizado se extrajeron dos factores (Tabla 3) que explicaron el 25 % y el 24 % de la varianza total, y en su conjunto explican el 50 % de la varianza total de la prueba (índice de Kaisser-Meyer-Olkin (KMO = .88) y la prueba de esfericidad de Bartlett (χ 2(190) = 4497.68; p < .001). Los factores mostraron consistencia interna adecuada: Factor 1 ω = .88 y Factor 2 ω = .88.
Se complementó el análisis de los resultados evaluando la consistencia interna al retirar cada ítem de su respectivo factor, como se muestra en las Tablas 4 y 5. Además, se encontró que la correlación entre los factores es de .69.
En la Tabla 6 se presentan los resultados del AFC que evalúa los factores identificados en el análisis exploratorio, y su comparación con los modelos de un factor propuestos por Crumbaugh y Maholick (1964) y de tres factores de Gottfried (2016), ambos aplicados a una muestra de población argentina. Los resultados revelan indicadores óptimos que respaldan la estructura factorial de dos factores correlacionados, evidenciada a través de índices de ajuste tanto incrementales como absolutos, así como la razón χ²/gl. Además, se evaluó la Varianza Media Extraída (VME) como indicador de validez convergente para este modelo de dos factores; aunque el valor correspondiente al segundo factor no alcanzó el umbral de .50, se encontró notablemente cercano al ideal. Finalmente, se constató la alta confiabilidad de las puntuaciones, evaluada mediante el coeficiente omega de McDonald, lo que refuerza la solidez del modelo analizado. Además de esta evidencia, se puede considerar reportar un puntaje general dado que el modelo de dos factores explica un total del 70 % de la varianza, con un 50 % atribuido al primer factor y un 20 % al segundo, lo que indica que ambos factores son significativos y relevantes.
En la Tabla 7 se pueden observar valores medios del puntaje total y cada uno de sus factores. También se calculó el puntaje total de sentido de vida para cada uno de los grupos de las crisis normativas (Tabla 8), se aprecia que el puntaje va incrementándose de acuerdo con la crisis normativa, es decir, según aumenta la edad. Se realizaron análisis con la prueba H de Kruskas Wallis con el fin de observar si existían diferencias en el puntaje total y ambos factores según el nivel educativo y la etapa de vida de Erikson. Con respecto a la primera condición no se encontraron diferencias estadísticamente significativas. Ahora bien, la prueba identificó efecto de las crisis normativas en el sentido de vida, específicamente en el puntaje total de sentido de vida (H = 62.2 (3), p < .001), en el factor 1 percepción de sentido y significado general en la vida (H = 45.17 (3), p < .001) y en el factor 2 satisfacción y control de la propia vida (H = 65.43 (3), p < .001). Las pruebas post-hoc realizada por la corrección de Bonferroni arrojaron diferencias entre todos los grupos en el factor general, la mayor diferencia observada es entre identidad vs. confusión de roles e integridad vs. desesperanza (Tabla 9).
Tabla 7: Descriptivos para los factores y el puntaje total
Nota: Al presentar distribuciones no normales se presenta la mediana y el IQR como medidas complementarias.
Discusión
Uno de los objetivos del presente estudio fue examinar la estructura factorial y confiabilidad de la escala PIL. Los resultados difieren del estudio original de Crumbaugh & Maholick (1964) y otros estudios posteriores que sostenían un modelo unidimensional (Brunelli et al., 2012; Marsh et al., 1996; Pacak‐Vedel et al., 2021; Schulenberg et al., 2010; Simkin et al., 2018; Steger, 2006;). En cambio, los resultados sugieren una estructura de dos factores correlacionados entre sí, lo que confirma la hipótesis de que se espera encontrar una estructura factorial de dos o más factores en el sentido de vida. Este hallazgo es congruente con estudios previos que también reportaron un modelo de dos factores para explicar el sentido de vida (Dufton & Perlman, 1986; García-Alandete et al., 2013; García-Alandete et al., 2016; Martínez et al., 2012; McGregor & Little, 1998; Mikulic et al., 2023; Molcar & Stuempfig, 1988; Morgan & Farsides, 2009; Shek, 1988; Waisberg & Starr, 1999; Walters & Klein, 1980; Zhang et al., 2023). Aunque la evidencia del presente estudio refuta una estructural unifactorial tampoco generó evidencias que apunten a un modelo de más de dos factores, como los estudios que indicaban tres factores (Caycho-Rodríguez et al., 2022; Gottfried, 2016; Jonsén et al., 2010; Magaña Valladares et al., 2004; Martinez-Ortiz et al., 2012) o incluso cuatro (Noblejas de la Flor, 1994).
Los factores encontrados en este estudio son similares en su forma de agrupación con los factores reportados por Molcar y Stuempfig (1988), específicamente el factor 1 con el denominado “general meaning in life” en los ítems 3, 4, 7, 17 y 20, en el factor 2 denominado “exciting daily-life” en los ítems 10, 12, 14, 18 y 19, configurando el sentido en la vida con la satisfacción con las metas y el significado de la vida en forma general en conjunto con la emoción con la que se encara las actividades día a día. También hay alta similitud teórica con la propuesta de García-Alandete et al. (2013), aunque en su estudio la escala quedó constituida por 10 ítems, se tienen dos factores correlacionados entre sí, el factor 1 tiene alta correspondencia con “satisfacción y sentido de la vida” y el factor 2 denominado “metas y propósitos en la vida”. Sin embargo, la agrupación de los ítems que dan origen a los factores encontrados en este estudio coincide altamente con la propuesta de Magaña Valladares et al. (2004), a saber su factor “percepción de sentido y significado de la vida” incluye los ítems del factor 1 de nuestro estudio: 1-5, 7, 17, y 20, mientras que su segundo factor “satisfacción por la vida propia” incluye los ítems del factor 2 de este estudio: 6, 11, 12, 16 y 18, su tercer factor “libertad y control de vida” relacionado con la muerte y el suicidio incluye exclusivamente los ítems 15 y 16, en efecto el primero está ubicado en el primer factor de este estudio y el segundo en el otro factor respectivamente. Con base en estos aportes de Molcar y Stuempfig (1988), García-Alandete et al. (2013) y Magaña Valladares et al. (2004), se denominó el factor 1 “percepción de sentido y significado general en la vida” y el factor 2 “satisfacción y control de la propia vida”, en estrecha relación con otros estudios que han reportado dos factores referidos a vivencia de sentido y entusiasmo, metas/propósitos (Martínez et al., 2012; Mikulic et al., 2023; Zhang et al., 2023).
Los resultados sugieren que la estructura de dos factores, a saber: 1) "Percepción de sentido y significado general en la vida" y 2) "Satisfacción y control de la propia vida", es válida y relevante. Teóricamente, esta estructura puede reflejar distintas dimensiones del sentido de vida, como las relacionadas con la percepción de significado y las reflexiones sobre el control de la vida, que podrían no haber sido adecuadamente capturadas en modelos anteriores. La alta correlación entre los factores indica que, aunque son distintos, están interrelacionados, lo que es coherente con la teoría de que el sentido de vida es un constructo multidimensional, como lo evidencian los antecedentes mencionados. Además, las características específicas de la muestra, enfocada en mujeres, así como el contexto cultural y demográfico, pueden influir en cómo se perciben y se miden estos aspectos del sentido de vida, lo que justifica la nueva solución factorial. Esta perspectiva no solo enriquece la comprensión del sentido de vida, sino que también proporciona un marco más sólido para futuras investigaciones y aplicaciones prácticas en diversas poblaciones.
La confiabilidad de la escala ha sido adecuada, evidencia que ha sido corroborada en los distintos estudios instrumentales que la han evaluado en versiones de idioma español (Caycho-Rodríguez et al., 2022; García-Alandete et al., 2013; Martínez Ortiz et al., 2012), así como a nivel global (Arunjit et al., 2024; Zhang et al., 2023), específicamente se puede comparar con los resultados de validaciones realizadas en contexto argentino que contenían los 20 ítems originales, que reportaron valores de Alfa de Cronbach a partir de .80 (Gottfried, 2016; Simkin et al., 2018).
El coeficiente omega de McDonald fue utilizado en este estudio debido a sus ventajas metodológicas sobre el alfa de Cronbach para evaluar la consistencia interna. Aunque el alfa es ampliamente utilizada, su cálculo se basa en supuestos estrictos, como la igualdad de pesos factoriales y de errores de medición entre los ítems, condiciones que a menudo no se cumplen en la práctica. Esto puede llevar a estimaciones sesgadas de la fiabilidad cuando los ítems tienen diferentes cargas factoriales. En contraste, el omega de McDonald proporciona una medida más precisa de la consistencia interna al considerar los pesos reales de los ítems derivados de un modelo factorial. Además, el omega es particularmente apropiado para escalas multidimensionales, ya que puede adaptarse para calcular la fiabilidad de cada factor por separado, lo cual resulta relevante en el contexto de este estudio, donde se identificaron dos factores en la escala evaluada. Por estas razones, el coeficiente omega se presenta como una opción metodológicamente más sólida y alineada con las características de la escala analizada.
Ahora bien, este estudio es el primero realizado en Uruguay con esta escala en mujeres en edades desde los 18 a 82 años, en el cual se examina la estructura factorial de la escala que permite sostener resultados con correspondencia empírica y teórica sobre el constructo. A nivel del puntaje general, el sentido de vida en las mujeres de esta muestra se ubica en un nivel medio, que se ve configurado por valores medios del factor 1 percepción de sentido y significado general en la vida y el factor 2 satisfacción y control de la propia vida, evidencia que se encuentra dentro del rango reportado por otros estudios en población en general, como en Argentina (Gottfried, 2016), Panamá (Romero-Ramos et al., 2021) y España (Noblejas de la Flor, 1994, 2011). De igual manera, se confirman los hallazgos que asocian el efecto de las etapas evolutivas sobre el sentido de vida (Gottfried, 2016; Noblejas de la Flor, 1994; Romero-Ramos et al., 2021). Se puede interpretar que el sentido de la vida se va configurando de acuerdo con los sucesos vitales, crisis, influencias socioculturales y expectativas de cada etapa normativa del ciclo vital (Erikson, 1985), lo cual refuerza la hipótesis relacionada a encontrar diferencias significativas en el sentido de vida en función de los grupos de edad.
Entre las implicaciones teóricas se tiene la coherencia con la cual se agrupan los ítems en dos factores que apuntan al sentido y al propósito, es decir, a la percepción de sentido y propósito con la percepción de control sobre la propia vida, los cuales son consistente con la propuesta de Frankl (1984, 2014), quien destacó que aquellas personas que sentían un alto nivel de expectativa respecto a la trascendencia en acciones de su vida sobrevivían a condiciones extremas, lo cual también es congruente con la literatura científica que ha identificado el sentido de vida como un factor protector en poblaciones generales (Bhatt et al., 2023; Gallego-Pérez et al., 2007; Lasota, 2023; Mei et al., 2021; Ribeiro et al., 2020), así como en salud mental y física en mujeres (Aguilar et al., 2017; Hernández & Giraldo, 2021; Newton et al., 2023; Oliveira et al., 2024; Palacios-Espinosa et al., 2015; Sales et al., 2022; Wells & Bush, 2002; Woods et al., 2016). Los modelos de bienestar psicológico multidimensional enfatizan la importancia del sentido en la vida como factor protector (van Dierendonck & Lam, 2023).
Entre las implicaciones prácticas se considera la utilidad de contar con una escala válida y confiable para medir el constructo en mujeres de Montevideo. Se comparte la idea de Weber et al. (2022) de que ayudaría a seguir profundizando en estudios de sentido de vida y salud mental en poblaciones hispanoparlantes que muchas veces son infra representadas en las investigaciones. En ese sentido, las mediciones realizadas con esta escala pueden derivar en políticas públicas de salud y de educación que permitan el diseño de intervenciones psicológicas orientadas a crear espacios de reflexión y autoconocimiento que posibiliten reconocer factores asociados a la identificación, construcción o fortalecimiento del sentido de vida; también en el diseño de intervenciones que busquen promover el bienestar, la salud mental y la disminución de factores de riesgo como ansiedad, depresión o soledad, que pueden conllevar a crisis existenciales. En Uruguay, hay una fuerte problemática que son las altas tasas de suicidio en mujeres, que en 2023 alcanzó su pico más alto, hecho que demanda urgentemente la investigación en factores protectores, para lo cual es necesario contar con instrumentos válidos y confiables que puedan ser empleados en contextos de atención primaria psicológica (Machado et al., 2021). Recientemente el Ministerio de Salud Pública (2024) ha informado una ligera disminución de la tasa de suicidio con respecto al año anterior en la población en general, asociándolo a las estrategias llevadas a cabo en varias líneas de acción dirigidas a la prevención del suicidio y los intentos de autoeliminación para la atención en salud mental.
Entre las limitaciones de esta investigación se encuentran el muestreo no probabilístico que compromete la posible generalización de resultados, tampoco se contaron con otras medidas psicométricas para medir la relación con otras variables salutogénicas o de malestar psicológico que hubiesen generado mayores evidencias de validez convergente y divergente. Entre las futuras líneas de investigación se tienen en consideración estudios más amplios que incluyan población masculina, así como muestreos probabilísticos y de varias zonas de Uruguay, así como la consideración de datos sociodemográficos, como nivel de ingresos, estado civil y tipo de empleo. También es necesario que futuros estudios sigan confirmando la estructura factorial que mejor se ajusta a la población en el país, e incluso se hace interesante examinar el funcionamiento psicométrico de la versión abreviada de cuatro ítems propuesta por Schulenberg y Melton (2010), a saber: 3, 4, 8 y 20 en el contexto uruguayo.
Conclusiones
Se concluye que la escala PIL, de Crumbaugh y Maholick (1964), presenta una estructura de dos factores: 1) percepción de sentido y significado general en la vida y 2) satisfacción y control de la propia vida con adecuada confiabilidad de sus puntuaciones en una muestra de mujeres de Montevideo. Por lo tanto, se considera que es un recurso válido y confiable para medir el constructo en este contexto. Los niveles de sentido de vida son adecuados y se incrementan de manera significativa con la etapa evolutiva, específicamente con las crisis normativas de Erikson.
