10.22235/cp.v18i1.3369

Análisis psicométrico de dos versiones del Big Five Inventory-15 en estudiantes universitarios chilenos: estructura interna, invarianza de edición y asociación con bienestar subjetivo

Psychometric analysis of two versions of the Big Five Inventory -15 in Chilean college students: internal structure, measurement invariance and association with subjective well-being

Análise psicométrica de duas versões do Big Five Inventory -15 em estudantes universitários chilenos: estrutura interna, invariância de medição e associação com bem-estar subjetivo

Sergio Dominguez-Lara¹, ORCID 0000-0002-2083-4278

Marcos Carmona-Halty², ORCID 0000-0003-4475-1175

Marion K. Schulmeyer³, ORCID 0000-0002-0707-0656

Sabina N. Valente⁴, ORCID 0000-0003-2314-3744

Abílio A. Lourenço⁵, ORCID 0000-0001-6920-0412

¹Universidad de San Martín de Porres, Perú, sdominguezmpcs@gmail.com

²Universidad de Tarapacá, Chile

³Universidad Privada de Santa Cruz de la Sierra, Bolivia

⁴Instituto Politécnico de Portalegre; Universidade de Évora, Portugal

⁵Universidade do Minho, Portugal

Resumen:

El objetivo de esta investigación fue analizar la estructura interna de dos versiones del Big Five Inventory-15 (BFI-15), invarianza de medición y su relación con el bienestar subjetivo en estudiantes universitarios chilenos. Participaron 1011 estudiantes (mujeres = 54.80 %; M_edad = 21.55 años; DE_edad= 2.11 años). Los resultados indican que la versión peruana del BFI-15 (BFI-15p) tiene indicadores más consistentes con relación a su estructura interna (e.g., cargas factoriales) en comparación a la versión alemana (BFI-15a), así como una estructura invariante entre hombres y mujeres, y una asociación significativa con las dimensiones del bienestar subjetivo. Finalmente, la confiabilidad del constructo y de las puntuaciones alcanzó magnitudes adecuadas. Se concluye que el BFI-15p presenta propiedades psicométricas adecuadas para su uso en universitarios chilenos.

Palabras clave: personalidad; bienestar subjetivo; validez; confiabilidad.

Abstract:

The purpose of this research was to analyze the internal structure of the Big Five Inventory-15 (BFI-15), measurement invariance and its association with subjective well-being, in Chilean college students. A sample of 1011 college students (female = 54.80%; M_age = 21.55 years; SD_age = 2.11 years) was used. Results showed the Peruvian version of BFI-15 (BFI-15p) has more consistent indicators regarding their internal structure (e.g., factor loadings) compared to the German (BFI-15a) version, an invariant structure between men and women, and a significant association with subjective well-being was found. Finally, the construct reliability and scores reliability reached adequate magnitudes. It is concluded that the BFI-15p has adequate psychometric properties for use in Chilean college students.

Keywords: personality; subjective well-being; validity; reliability.

Resumo:

O objetivo desta investigação foi analisar a estrutura interna de duas versões do Big Five Inventory-15 (BFI-15), invariância de medição e a sua relação com o bem-estar subjetivo em estudantes universitários chilenos. Participaram 1011 estudantes universitários (mulheres = 54.80%; M_idade = 21.55 anos; DP_idade = 2.11 anos). Os resultados indicam que a versão peruana do BFI-15 (BFI-15p) tem indicadores mais consistentes em relação à sua estrutura interna (por exemplo, cargas fatoriais) em comparação com a versão alemã (BFI-15a), bem como uma estrutura invariante entre homens e mulheres, e uma associação significativa com as dimensões do bem-estar subjetivo. Por fim, a confiabilidade do construto e das pontuações atingiram magnitudes adequadas. Conclui-se que o BFI-15p apresenta propriedades psicométricas adequadas para uso em estudantes universitários chilenos.

Palavras-chave: personalidade; bem-estar subjetivo; validade; confiabilidade.

Recibido: 27/05/2023

Aceptado: 15/05/2024

El modelo de los cinco grandes factores

La personalidad normalmente se considera como el conjunto de características que hacen pensar, sentir y actuar de una manera única a una persona (McKnight et al., 2019) y, en un extremo, como un constructo superordinado que engloba diversos elementos tanto cognitivos como no cognitivos (Dangi et al., 2020). Por lo tanto, se refiere a la particularidad del individuo y aquello que lo distingue de todos los demás, así como a un conjunto de características psicológicas estables y duraderas en el tiempo y las situaciones que permiten establecer un estilo característico de interacción con el contexto físico y social (Mõttus et al. 2017). Según Barbachán-Ruales et al. (2018), los estudiantes universitarios poseen una multiplicidad de rasgos intrínsecos a su personalidad; sin embargo, esta se revela eficaz al manifestarse en circunstancias susceptibles de ser interpretadas a la luz del autoconocimiento. En esta línea, se buscan agentes motivacionales que los impulsen a estudiar y a enfrentar los desafíos delineados en el ámbito educativo, lo que le brinda la esperanza de alcanzar sus designios y propósitos.

La personalidad podría concebirse como un sistema determinado por rasgos y procesos dinámicos que intervienen en el proceso psicológico individual. Si bien existen algunos planteamientos que destacan estos elementos, el modelo de los cinco grandes factores (5GF; McCrae & Costa, 1999, 2004) es uno de los más importantes y es la taxonomía más reconocida para evaluar los rasgos de personalidad (Zhang et al., 2019). Durante las últimas décadas, el modelo de los 5GF ha sido reconocido como una representación primordial de los rasgos prominentes y no patológicos de la personalidad, cuya modificación contribuye a la aparición de trastornos de personalidad, como los trastornos antisociales, límite y narcisista (Angelini, 2023).

El modelo de los 5GF indica que los individuos se caracterizan por un patrón de pensamientos, sentimientos y acciones que pueden agruparse en torno a cinco dimensiones: neuroticismo, extroversión, apertura, amabilidad y responsabilidad (McCrae & Costa, 2004). Su validez, universalidad y estabilidad longitudinal han sido respaldadas por la investigación empírica (e.g., McAdams & Pals, 2006), ya que este modelo tiende a ser más fuerte en las culturas occidentales que en las no occidentales, así como con similar nivel educativo y de ingresos (Rammstedt et al., 2013), aunque también se conoce que no se replica en algunos contextos (e.g., Fetvadjiev & van der Vijver, 2015), ya que las modificaciones realizadas a diversas escalas alteran tanto el instrumento como las interpretaciones que se hacen de los ítems (e.g., Fetvadjiev & van der Vijver, 2015), lo que impulsa la creación de otros modelos teóricos de personalidad orientados a determinadas idiosincrasias (e.g., Gurven et al., 2013). Esto sugiere que las diferencias culturales y étnicas pueden influir en la forma en que se expresan y perciben los rasgos de la personalidad. Aunque el modelo 5GF ofrece un marco pertinente para comprender la personalidad humana, es importante reconocer la necesidad de enfoques complementarios en determinadas culturas y etnias.

La primera dimensión, el neuroticismo, se caracteriza por la tendencia a experimentar afecto negativo (tristeza, miedo, ira, culpa, etc.), y se asocia a la estabilidad emocional y a la gestión de las emociones, que se traduce en vulnerabilidad y ansiedad (Zhang et al., 2024). De este modo, puede predecir una menor capacidad para lidiar con eventos adversos (Angelini, 2023; Zuo et al., 2024). La segunda dimensión, extroversión, se asocia a un estado de sociabilidad caracterizado por el asertividad y la confianza, es decir, aquellas personas que aprecian la convivencia con los demás y el trabajo en equipo, que son emocionalmente positivas (Bertoquini & Ribeiro, 2006) y son capaces de impactar individualmente sobre la interacción del grupo de pertenencia (Barry & Friedman, 1998). La tercera dimensión denominada apertura se relaciona con la imaginación, curiosidad, originalidad, con intereses diversificados y no tradicionales, con una actividad intelectual proactiva, y la preferencia por tareas que involucran complejidad cognitiva (McCrae & Costa, 1997). La cuarta dimensión, la amabilidad, está caracterizada por la simpatía, flexibilidad, confianza, tolerancia y preocupación por los demás, con orientación prosocial y con preferencia por el desarrollo de actividades grupales (Costa & McCrae, 1992), lo que facilitaría el establecimiento de relaciones interpersonales positivas. La última dimensión, responsabilidad, se refiere a la organización, autodisciplina, persistencia, prudencia y capacidad de planificación (Kaftan & Freund, 2018) para lograr las metas personales, además de estar asociada a un mayor autocontrol y a un menor nivel de externalización agresiva (McCrae & Costa, 1999).

Conforme con lo expuesto, la evaluación de la personalidad es relevante en el ámbito universitario tanto para labores de investigación como para contextos aplicados, ya sea por su relevancia evolutiva en cuanto a sus diferencias según sexo o edad (e.g., Zhang et al., 2024; Zhao et al., 2024), o por su asociación con variables relevantes como el rendimiento académico (responsabilidad; Vedel, 2014), la motivación académica (neuroticismo y responsabilidad; McGeown et al., 2014), la procrastinación (neuroticismo y apertura; Ocansey et al., 2020), la autorregulación motivacional (responsabilidad; Ljubin-Golub et al., 2019), deshonestidad académica (responsabilidad y amabilidad; Giluk & Postlethwaite, 2015), autoeficacia académica (responsabilidad y apertura; McIIloy et al., 2015), apoyo social (extraversión; Barańczuk, 2019), burnout académico (neuroticismo; Prada-Chapoñan et al., 2020; amabilidad y neuroticismo; Araújo, 2024), o el bienestar subjetivo (Nunes et al., 2009).

Personalidad y diferencias según sexo

Las diferencias evolutivas o socioculturales entre hombres y mujeres se evidencian en la manifestación de sus conductas en entornos específicos (Schmitt et al., 2017), por lo que es relevante contar con medidas válidas y confiables para exponer esas diferencias. Por ejemplo, estudios anteriores indican que las diferencias en función del sexo con respecto a los cinco grandes de la personalidad no son concluyentes, ya que si bien las estudiantes universitarias muestran puntuaciones más altas en los cinco grandes rasgos de la personalidad (Bunker et al., 2021; Sander & Fuente, 2020), otros estudios muestran que las mujeres registraron puntuaciones más altas en extraversión, amabilidad y neuroticismo que los hombres (Liu et al., 2024), y para otros autores los hombres puntúan más alto en apertura, extraversión y responsabilidad (Abdel-Khalek, 2021). Por otro lado, en otros estudios se encontró que las mujeres puntúan más alto en extraversión, responsabilidad y apertura, mientras que puntúan de forma similar en amabilidad y neuroticismo (Bunnett, 2020; Dominguez-Lara et al., 2019). Sin embargo, en ocasiones los grupos se comparan sin brindar evidencias de invarianza de medición (Pendergast et al., 2017), lo que podría llevar a cuestionar la legitimidad de las diferencias encontradas dado que se podrían adjudicar a aspectos ajenos al constructo (sesgo).

Personalidad y bienestar subjetivo

El bienestar subjetivo (BS) hace referencia a un conjunto de valoraciones emocionales y cognitivas hechas sobre las distintas áreas de la vida (Diener et al., 2009). Por un lado, la dimensión cognitiva se corresponde con la satisfacción con la vida (SV), aquel proceso de evaluación general de la propia vida (Emmons, 1986) que surge de la comparación entre las circunstancias actuales e ideales de la vida de la persona, aunque considerando elementos importantes como las metas, valores o la cultura (Calleja & Masón, 2020). Por otro lado, la dimensión emocional se constituye por el afecto positivo (AP) y afecto negativo (AN; Diener et al., 2002), los cuales representan los elementos emocionales (placer, felicidad, angustia, etc.). De esta forma, un BS elevado incluye diversas experiencias emocionales positivas, pocas experiencias emocionales negativas (e.g., depresión o ansiedad) y la SV entendida como un todo. Así, se entiende que diferentes trayectorias de vida, rasgos de personalidad, arquitectura cerebral, así como el entorno y la cultura en los que los individuos se encuentran, influencian la perspectiva individual y subjetiva del bienestar (Oguntayo et al., 2024; van Valkengoed et al., 2023).

En este orden de ideas, uno de los predictores más estudiados del BS es la personalidad (Lucas, 2018), específicamente desde el modelo de los 5GF, que proporciona dos explicaciones sobre la asociación entre dichos constructos. En primer lugar, se habla de un modelo temperamental que explica las relaciones directas entre los sistemas fisiológicos subyacentes y las experiencias afectivas que los individuos tienen. En segundo lugar, de un modelo instrumental que entiende el bienestar como un resultado indirecto de las condiciones que los individuos crean en función de sus rasgos de personalidad (Lucas, 2018; McCrae & Costa, 1991).

Entonces, el neuroticismo y la extroversión pueden estar relacionados al BS a través de los mecanismos inherentes a ambos modelos. Por ejemplo, desde el modelo temperamental, el nivel de BS experimentado por personas con elevados neuroticismo y extroversión puede ser parcialmente justificado por sus niveles afectivos básicos y por la intensidad de las respuestas emocionales que los caracterizan (McCrae & Costa, 1991). En cuanto al modelo instrumental, la responsabilidad y apertura se considera como rasgos importantes, aunque no determinantes para el BS (McCrae & Costa, 1991). No obstante, la confianza de los extrovertidos para afrontar la vida, así como la percepción situacional de amenaza y preocupación por eventos potencialmente estresantes vividos por individuos con alto grado de neuroticismo, ayudan a cambiar la percepción del contexto y, en consecuencia, afectan el BS (Margolis & Lyubomirsky, 2018).

Sobre la relación entre personalidad y BS, la evidencia empírica indica que la extraversión se relaciona directamente con el AP y con la SV; la responsabilidad se asocia de forma directa con la SV y con el AP, y tanto la extraversión como la responsabilidad se relacionan inversamente con el AN. El neuroticismo se vincula con niveles elevados de AN, así como con niveles bajos de SV y de AP (Anglim et al., 2020; Carmona-Halty & Rojas-Paz, 2014; Jensen et al., 2020; Kobylińska et al., 2022).

El Big Five Inventory y sus versiones breves

De acuerdo con lo mencionado, es clara la importancia de la personalidad para la predicción del comportamiento del individuo, por lo que es relevante evaluarla con instrumentos que cuenten con evidencias de confiabilidad y validez. Entonces, si bien se usan una diversidad de escalas para tal fin, uno de los instrumentos de libre acceso más conocidos y utilizados es el Big Five Inventory (BFI; John et al., 1991), que posee una versión en español estándar libre de regionalismos, lo que facilita su comprensión en diferentes contextos hispanohablantes (Benet-Martínez & John, 1998), no es demasiado extensa (44 ítems), es de libre acceso (el usuario no debe comprar los derechos de uso) y cuenta con estudios psicométricos en el contexto latinoamericano (Dominguez-Lara et al., 2018; Salgado et al., 2016) y recientemente en universitarios chilenos (Lara et al., 2021).

El BFI evalúa los 5GF de forma dimensional y cuenta con diversas versiones breves que brindan una valoración más comprehensiva de las dimensiones del modelo. Esto resulta de utilidad sobre todo cuando se pretende evaluar más de un constructo en un mismo estudio en el marco de diseños explicativos y se desea maximizar la participación del respondiente, o cuando el tiempo o espacio disponible para evaluar el constructo es bastante corto. Por ejemplo, existen versiones de 10 ítems (Rammstedt & John, 2007) y 15 ítems (Gerlitz & Schupp, 2005; Marcos et al., 2023; Zhang et al., 2019) con dos y tres ítems por dimensión respectivamente, las cuales evidencian resultados aceptables en el contexto europeo occidental (Courtois et al., 2020; Guido et al., 2015; Rammstedt, 2007), aunque su calidad psicométrica disminuye cuando se analizan en contextos distintos (Dominguez-Lara & Merino-Soto, 2018a; Kim et al., 2010; Kunnel et al., 2019).

A partir de esa situación se generó una versión alternativa de 15 ítems (BFI-15p; Dominguez-Lara & Merino-Soto, 2018a) que presenta evidencia psicométrica favorable a nivel de estructura interna en Perú y México (Dominguez-Lara & Merino-Soto, 2018b; Dominguez-Lara et al., 2022). Resulta de interés analizar su adecuación en una muestra chilena considerando la importancia de la personalidad en el ámbito académico (Mammadov, 2022) porque, hasta donde se conoce, no existen instrumentos breves que midan este constructo, lo que también podría contribuir a realizar futuros estudios transnacionales en el ámbito de la personalidad. Además, el análisis de invarianza de medición de acuerdo con el sexo fue una recomendación de estudios previos que, por cuestiones metodológicas, no se pudo ejecutar (Dominguez-Lara & Merino-Soto, 2018b; Dominguez-Lara et al., 2022).

El presente estudio

Las evidencias de validez con relación a la estructura interna son importantes dado que permiten concluir si la configuración de los ítems es coherente con la teoría previa (Steyn & Ndofirepi, 2022), por lo que el estudio analizó si la estructura interna de las dos versiones del BFI-15 (peruana y alemana) es compatible con el modelo de los 5GF en universitarios chilenos, considerando la distribución de ítems y la magnitud de cargas factoriales.

En cuanto a la estructura interna del BFI-15, se espera que el modelo peruano tenga mayor respaldo en la muestra chilena que el modelo alemán, debido a la proximidad geográfica y aspectos culturales en común (Hipótesis 1).

La literatura indica que las dimensiones del modelo de los 5GF se encuentran vinculados teórica y empíricamente (Dominguez-Lara et al., 2018; Jensen et al., 2020; Lara et al., 2021), por lo que se esperan asociaciones positivas entre las dimensiones extraversión, amabilidad, responsabilidad y apertura, y asociación negativa entre estas dimensiones y el neuroticismo (Hipótesis 2). En cuanto a la confiabilidad, se espera que los coeficientes calculados (α y ω) alcancen magnitudes aceptables (> .70; Hipótesis 3), y que la medida con mayor respaldo estructural (BFI-15p o BFI-15a) presente evidencias de invarianza de medición entre hombres y mujeres (Hipótesis 4).

Finalmente, es necesario implementar otros procedimientos para brindar más evidencias de validez, sobre todo aquellos que involucren constructos afines teóricamente con el objetivo de enriquecer los hallazgos iniciales. En ese sentido, se espera que las dimensiones de la personalidad del BFI-15 se asocien significativamente con las dimensiones del BS: SV, AP y AN. Específicamente, la siguiente dirección de las correlaciones: AP y SV presentarán una asociación positiva con extraversión, amabilidad, responsabilidad y apertura, mientras que la asociación de estas dimensiones con AN será negativa. Por su lado, neuroticismo mostrará una asociación positiva con AN, y negativa con AP y SV (Hipótesis 5).

Método

Diseño

Se trata de un estudio instrumental (Ato et al., 2013) orientado al estudio de las propiedades psicométricas de dos versiones del BFI-15 (peruana y alemana), tanto en lo que respecta a la estructura interna como a la asociación con otras variables y la confiabilidad.

Participantes

Utilizando un muestreo no probabilístico y por conveniencia, en el presente estudio participaron voluntariamente 1011 estudiantes universitarios chilenos (54.80 % mujeres) de edades comprendidas entre 18 y 30 años (M = 20.55; DE = 2.11). Los estudiantes se encontraban matriculados en diferentes instituciones de educación superior adscritas al Consorcio de Universidades del Estado de Chile, cursando el primero (23 %), segundo (27 %), tercero (30 %) y cuarto año (20 %) y en diversos planes de estudio: psicología (18 %), trabajo social (12 %), ingeniería (25 %), kinesiología (15 %), enfermería (19 %) y física (11 %). Como criterio de inclusión para participar en el estudio se consideró ser mayor de edad y estar matriculado en alguna institución del Consorcio de Universidades del Estado de Chile.

Instrumentos

Se utilizó la versión en español del Big Five Inventory (BFI; Benet-Martínez & John, 1998) orientado a la evaluación de la personalidad. El BFI evalúa los 5GF (extraversión, amabilidad, responsabilidad, neuroticismo y apertura) por medio de 44 ítems de cinco opciones de respuesta que van desde Muy en desacuerdo (1) hasta Muy de acuerdo (5). Cabe mencionar que no se usó como base la versión extensa validada en Chile (Lara et al., 2021), ya que no cuenta con algunos ítems necesarios para estructurar las versiones peruana y alemana (ítems 11, 22, 26, 28, 38). De este modo, las versiones de 15 ítems alemana (Gerlitz, & Schupp, 2005) y peruana (Dominguez-Lara & Merino-Soto, 2018a) fueron estructuradas a partir de los ítems del BFI según se muestra en la tabla 1.

Tabla 1: Configuración de cada dimensión según modelo

Nota. I: Ítems inversos.

Además del BFI, se evaluó las tres dimensiones del BS (SV, AP, y AN). Específicamente, se usó la traducción al español de la Satisfaction with Life Scale (SWLS; Diener et al., 1985) realizada por Atienza et al. (2000). La SWLS evalúa de manera global la satisfacción con la vida a través de cinco ítems con puntuaciones comprendidas entre totalmente en desacuerdo (1) y totalmente de acuerdo (7). En población chilena se han encontrado adecuados indicadores de confiabilidad y validez (Vera-Villarroel et al., 2012).

A su vez, se utilizó la traducción al español del Positive and Negative Affect Schedule (PANAS; Watson et al., 1988) desarrollada por Robles y Paéz (2003). PANAS incluye 20 ítems (10 para afecto negativo y positivo, respectivamente) con opciones de respuesta comprendidas entre muy poco o nada (1) y extremadamente (5). En población chilena se han encontrado adecuados indicadores de confiabilidad y validez (Dufey & Fernández, 2012).

Procedimiento

En primer lugar, con la finalidad de detectar dificultades en la comprensión, se realizó un análisis lingüístico del BFI. En concreto, tres jueces expertos tuvieron la labor de determinar si los ítems del BFI podrían no ser comprendidos por la población objetivo (e.g., estudiantes universitarios chilenos). Durante esta etapa ningún ítem fue objetado ni modificado. En una segunda etapa, a través de los canales institucionales del Consorcio de Universidades del Estado, se envió una invitación a diferentes jefaturas de carrera a participar del estudio. En esta etapa se les envío la documentación relativa a los objetivos y necesidades del estudio a las jefaturas que aceptaron colaborar. En una tercera etapa, el procedimiento incluyó el contacto con los estudiantes en sus respectivas salas de clase, la formalización de su participación a través de un consentimiento escrito que incluía los objetivos y aspectos generales del estudio, y finalmente la aplicación del instrumento de manera individual, anónima y voluntaria, siguiendo un procedimiento de lápiz y papel. Este procedimiento se realizó según los principios de la Declaración de Helsinki (World Medical Association, 1964).

Análisis de datos

En cuanto al análisis descriptivo preliminar, los índices de asimetría y curtosis se consideran aceptables si están alrededor de 2 y 7, respectivamente (Finney & DiStefano, 2006). Con relación al análisis estructural, se implementó un análisis basado en los modelos exploratorios de ecuaciones estructurales (ESEM; Asparouhov & Muthén, 2009) con el método de estimación WLSMV, basado en matrices policóricas, a las dos estructuras propuestas (BFI-15a y BFI-15p). Se usó la rotación target oblicua (ε = .05; Asparouhov & Muthén, 2009), mediante la cual se estimó libremente la carga factorial del ítem del factor principal y las cargas secundarias se especificaron como cercanas a cero (~0).

Los modelos se valoraron con base en sus índices de ajuste, así como por la magnitud de las cargas factoriales (medidas de representatividad del constructo). En este sentido, fueron evaluados el CFI (> .90; Marsh et al., 2004), el RMSEA (< .08; Browne & Cudeck, 1993) y el WRMR (≤ 1.00; DiStefano et al., 2018). Se esperó cargas factoriales cercanas a .60 considerando el número de ítems por dimensión (Dominguez-Lara, 2018). A su vez, en vista que el ESEM provee información de cargas factoriales en los factores secundarios (cargas cruzadas), se calculó el índice de simplicidad factorial (ISF) para valorar la relevancia de estas, de tal manera que un ISF superior a .70 (Fleming & Merino-Soto, 2005) indicarían que el ítem está influido en mayor grado por un solo factor. Para tales fines se usó el programa Mplus versión 7.

La confiabilidad del constructo se estimó con el coeficiente ω (> .70; Hunsley & Marsh, 2008). De forma preliminar al cálculo del coeficiente α se analizó el supuesto de tau-equivalencia (Dunn et al., 2014), o la igualdad estadística de las cargas factoriales dentro de cada dimensión. Así, se consideró la variación del estadístico χ², en donde una diferencia estadísticamente significativa entre el modelo congenérico y tau-equivalente indica que no se cumple el supuesto. Para este procedimiento se usó el comando DIFFTEST del Mplus (Asparouhov & Muthén, 2006).

En cuanto a la confiabilidad de las puntuaciones, dado el tamaño muestral (> 300) y cantidad de ítems (< 6), se consideró como aceptables magnitudes del coeficiente α de Cronbach por encima de .70 (Ponterotto & Ruckdeschel, 2007). No obstante, en vista de que el coeficiente α es sensible al número de ítems y el cumplimiento de la tau-equivalencia, se implementó el promedio de la correlación entre los ítems (r_ij > .20; Clark & Watson, 1995).

Posteriormente, se analizó la invarianza de medición de la mejor versión breve entre hombres y mujeres con un análisis factorial multigrupo. Este procedimiento consiste en una restricción gradual de la equivalencia en la estructura interna (invarianza configural), cargas factoriales (invarianza débil), umbrales (invarianza fuerte) y residuales (invarianza estricta) entre los grupos (Pendergast et al., 2017). Así, la invarianza de medición es respaldada según la variación de los índices de ajuste CFI y RMSEA (ΔCFI > -.01, ΔRMSEA < .015; Chen, 2007).

Por último, la asociación entre las dimensiones del BFI-15 y las dimensiones del bienestar subjetivo (satisfacción con la vida, AP y AN) se evaluó con el coeficiente de correlación de Pearson. Se trabajó desde un enfoque de magnitud del efecto y se consideró como significativa una correlación mayor que .20: entre .20 y .50, asociación baja; entre .50 y .80, moderada; por encima de .80, alta (Ferguson, 2009). Cabe mencionar que la asociación entre las dimensiones del BFI-15 se valoró según la magnitud de la correlación interfactorial según los parámetros establecidos anteriormente.

Resultados

En cuanto al análisis descriptivo, la asimetría y curtosis de todos los ítems fueron aceptables (Tabla 2). En lo que respecta a las evidencias de validez basadas en la estructura interna, tanto el modelo alemán (CFI = .977; RMSEA (90%) = .053 (.044, .062); WRMR = .630) como el peruano (CFI = .995; RMSEA (90%) = .029 (.019, .040); WRMR = .393) tuvieron indicadores aceptables.

En cuanto a la magnitud de las cargas factoriales, el modelo peruano (Tabla 4) y el alemán (Tabla 3) presentan una y cuatro cargas de magnitud baja (< |.50|), en orden. Por último, el modelo peruano presenta los ítems factorialmente más simples (solo un ítem complejo; Tabla 4), a diferencia del modelo alemán con seis (40 %) ítems complejos (Tabla 3). Si bien la estructura pentafactorial se recupera favorablemente en ambos casos, el modelo más parsimonioso y con mejores parámetros factoriales es el peruano (Hipótesis 1 recibe respaldo).

Por otro lado, en cuanto a las correlaciones interfactoriales, el modelo alemán presentó cinco correlaciones no significativas (< .20), mientras que en el modelo peruano solo se halló una. Por ello, la segunda hipótesis recibe respaldo para el modelo peruano.

Tabla 2: Análisis descriptivo de los ítems

Notas: M: Media; DE: Desviación estándar; g1: asimetría; g2: curtosis.

Tabla 3: Análisis ESEM y simplicidad factorial del BFI-15ª

Notas: (I): Ítem invertido; en cursiva: cargas factoriales en el factor teórico; F1: Extraversión; F2: Amabilidad; F3: Responsabilidad; F4: Neuroticismo; F5: Apertura; ISF: Índice de simplicidad factorial.

De forma preliminar al análisis de la confiabilidad se analizó la tau-equivalencia, la cual no recibió respaldo en la versión peruana (Δχ² = 94.47; Δgl = 10; p < .001) ni en la versión alemana (Δχ² = 138.89; Δgl = 10; p < .001). No obstante, se reporta el coeficiente α para fines descriptivos.

Según la Tabla 5, la versión alemana presenta los indicadores más bajos de confiabilidad del constructo y de puntuaciones. De forma más específica, sobre el coeficiente α, el BFI-15p alcanza magnitudes cercanas al mínimo requerido (≈ .70), aunque la correlación inter-ítem promedio en todos los casos fue aceptable. La versión alemana no llega al mínimo establecido en ambos casos.

Por último, el coeficiente ω alcanza magnitudes aceptables en todas las dimensiones del BFI-15p, y en el BFI-15a solo supera a .70 en dos dimensiones. Entonces, la versión peruana presenta mejores indicadores de confiabilidad del constructo y de puntuaciones (Hipótesis 3).

Tabla 4: Análisis ESEM y simplicidad factorial del BFI-15p

Tabla 5: Coeficientes de confiabilidad

Notas: F1: Extraversión; F2: Amabilidad; F3: Responsabilidad; F4: Neuroticismo; F5: Apertura; α: coeficiente alfa; r: promedio de la correlación entre ítems; ω: coeficiente omega.

Invarianza de medición según sexo

Para esta etapa, solo se consideró la versión peruana, en vista de las características estructurales y de confiabilidad de la versión alemana. De acuerdo con la variación de los índices de ajuste (Tabla 6), existe evidencia de invarianza de medición entre hombres y mujeres (Hipótesis 4).

Sobre las evidencias de validez basadas en la relación con otras variables, en términos generales, las dimensiones neuroticismo y responsabilidad muestran un patrón relacional significativo con las dimensiones del BS según lo esperado (Tabla 7). Estos resultados brindan respaldo para la Hipótesis 5.

Tabla 6: Invarianza de medición según sexo y edad

Notas: CFI: Índice de ajuste comparativo; RMSEA: Error de aproximación cuadrático medio; IC: intervalo de confianza; Δ: variación.

Tabla 7: Relación entre bienestar subjetivo y personalidad

Notas: SV: satisfacción con la vida; AP: afecto positivo; AN: afecto negativo.

Discusión

La investigación aquí descrita tuvo como objetivo reunir evidencia de validez basada en la estructura interna de dos versiones del BFI-15 en estudiantes universitarios chilenos, así como su asociación con el BS. Ante las evidencias reportadas, se estima que este objetivo fue alcanzado.

En cuanto al análisis de la estructura interna, aunque la magnitud de los índices de ajuste son un indicio razonable de dimensionalidad, las magnitudes favorables aparecen constantemente en el contexto del análisis ESEM, pero no garantizan una estructura interna sólida debido a la existencia de cargas cruzadas (e.g., Lara et al., 2021). Por ello, es deseable que se valoren otros elementos asociados con la estructura interna, como la magnitud de las cargas factoriales y la simplicidad factorial. Además de garantizar la validez del modelo, los modelos con cargas factoriales inconsistentes o excesivamente complejos pueden indicar problemas con la interpretación de los datos o con la propia estructura del instrumento (Matos & Rodrigues, 2019).

En ese sentido, solo un ítem de la versión peruana del BFI-15 (BFI-15p) muestra una carga baja y es factorialmente complejo en el grupo de participantes chilenos. Pero en la versión alemana (BFI-15a) se observaron más ítems con esas características. Estos resultados coinciden con el estudio realizado en universitarios peruanos (Dominguez-Lara & Merino-Soto, 2018a) en el que la propuesta alemana no prosperó porque los ítems no estaban lo suficientemente asociados para consolidar una dimensión, lo que repercutió tanto en la representatividad del constructo (cargas factoriales por debajo de lo esperado) como en la simplicidad factorial (presencia de ítems factorialmente complejos). Asimismo, los hallazgos son similares a los obtenidos con universitarios mexicanos, en donde la BFI-15p recibió evidencia favorable con respecto a su estructura interna en ese grupo (Dominguez-Lara et al., 2022). Es necesario resaltar que aquellos ítems catalogados como “complejos” en el BFI-15a son los ítems inversos, lo que reafirma la recomendación de minimizar o prescindir de su uso debido a los problemas metodológicos que traen consigo (ver Suárez-Alvarez et al., 2018). Esto se podría explicar por la cercanía cultural (Rammstedt et al., 2013), ya que existen más similitudes de Chile con Perú y México, donde funciona bien el BFI-15p, que con Alemania, donde su versión sí tiene evidencia favorable en países cercanos (e.g., Courtois et al., 2020).

Con relación a la confiabilidad, se destaca el desempeño de la BFI-15p en cuanto a la confiabilidad del constructo (> .70). No obstante, la confiabilidad de las puntuaciones fue determinante, ya que si bien la versión peruana mostró resultados aceptables (≈ .70), no fue el caso de la versión alemana (< .60). Esta situación se torna más compleja si se tiene en cuenta que ninguno de los modelos cumplió la tau-equivalencia, lo que implica que la confiabilidad está infraestimada (Candrinho et al., 2023; Dunn et al., 2014), y dados los valores del coeficiente ω el BFI-15p parece ser el más eficiente. Esto repercute notablemente en la toma de decisiones, ya que se conoce que la magnitud de la confiabilidad de las puntuaciones (coeficiente α) de una variable afecta negativamente los análisis estadísticos posteriores (Merino-Soto, 2020). Además, el coeficiente α depende del número de ítems y del cumplimiento de la tau-equivalencia (Candrinho et al., 2023), por lo que se utilizó de forma complementaria la correlación inter-ítem promedio como medida de confiabilidad de las puntuaciones (Gallego et al., 2024), pero aun en esas circunstancias el BFI-15a tiene mal desempeño en comparación con el BFI-15p.

En ese sentido, solo el BFI-15p presenta un mejor desempeño en la confiabilidad del constructo y puntuaciones. Este panorama se apreció en otros estudios en donde la confiabilidad de las puntuaciones de la versión alemana fue bastante baja (Dominguez-Lara & Merino-Soto, 2018a; Kim et al., 2010; Kunnel et al., 2019), mientras que el BFI-15p presentó coeficientes de mayor magnitud (Dominguez-Lara et al., 2022; Dominguez-Lara & Merino-Soto, 2018a, 2018b).

En vista de estos hallazgos es necesario indicar que la presencia de magnitudes bajas del coeficiente α aun con índices de ajuste aceptables podría asociarse tanto a la brevedad de la escala como a la amplitud del constructo que se evalúa (Stanley & Edwards, 2016). En cualquier caso, se debe tener en cuenta que estas magnitudes no son útiles para la toma de decisiones derivadas del uso individual del instrumento en un entorno profesional, solo es útil para contextos vinculados con la investigación.

Con respecto a la invarianza, se encontró evidencia favorable en hombres y mujeres, por lo que su uso permitirá realizar comparaciones justas. En ese sentido, sería interesante estudiar esas diferencias a futuro, ya que sería un estudio pionero considerando el uso de versiones breves.

La magnitud y dirección de las asociaciones entre las dimensiones del BFI-15p y las dimensiones del BS coinciden con evidencia previa (Anglim et al., 2020; Carmona-Halty & Rojas-Paz, 2014; Jensen et al., 2020; Kobylińska et al., 2022). Esto brinda más evidencias de validez en tanto que un perfil de personalidad caracterizado por bajo neuroticismo, alta extroversión, alta amabilidad y alta responsabilidad facilitaría el desarrollo de perspectivas cognitivas positivas, así como relaciones más estables y satisfactorias (Serrano et al., 2020). Esto es así dado que dependiendo del nivel en determinado rasgo de personalidad, el individuo desarrollará más afectos positivos (o negativos) frente a los diferentes eventos que experimente en su vida, lo que repercutirá directamente en su satisfacción, lo que resulta importante en el contexto universitario.

En cuanto a las implicaciones prácticas de los resultados, el BFI-15p presenta una característica distintiva en comparación con otros instrumentos para este propósito: su cantidad reducida de ítems. Así, su uso reduce la posibilidad de respuestas aleatorias o poco conscientes que podrían afectar los resultados. Además, la parsimonia del BFI-15p reduce la probabilidad de rechazo a participar en encuestas debido a limitaciones de tiempo. Esto es especialmente relevante dado que los investigadores utilizan diversas escalas en los estudios, y el uso de escalas reducidas como el BFI-15p puede minimizar estos problemas. Esto permite, por ejemplo, una aplicación rápida en diversas situaciones, como evaluación psicológica en procesos de selección o investigaciones institucionales para evaluar a sus profesionales. Además, se destaca la importancia de continuar la evaluación de los rasgos de personalidad en el contexto universitario. La especificidad de este contexto requiere una atención especial al bienestar, la calidad de vida y la salud mental de los estudiantes, justificada por las evidencias observadas en los diferentes estudios citados sobre la relación entre estas variables y los rasgos de personalidad. De forma complementaria, resulta de utilidad contar con una versión breve del BFI que presente adecuadas propiedades psicométricas en otros países de la región, ya que ello facilitaría las investigaciones interculturales porque se conoce que, al menos de forma individual, la estructura interna se replica satisfactoriamente. De este modo, de forma conjunta con la validación de la versión extensa en Chile (Lara et al., 2021), se tienen más herramientas a libre disposición para los académicos e investigadores a fin de continuar enriqueciendo el conocimiento acerca del constructo en esta parte del continente dada su relevancia a lo largo de la vida de la persona (Mõttus & Rozgonjuk, 2021).

En cuanto a las fortalezas del estudio, es necesario destacar el tamaño muestral (> 1000), que permitió mayor precisión en las estimaciones. Del mismo modo, debe destacarse el uso del ESEM, ya que actualmente resulta la mejor opción para representar un modelo complejo, como el 5GF, en lugar de un análisis basado en el análisis factorial confirmatorio (e.g., Chiorri et al., 2016). No obstante, también se encontraron limitaciones inherentes al método, como los sesgos asociados a las escalas de autoevaluación, especialmente para este contexto, así como la ausencia de representatividad de los datos con relación a la población universitaria chilena. Si bien el elevado tamaño muestral reduce el error de muestreo, la generalización debe realizarse con cautela.

Se concluye que el BFI-15p es un instrumento que presenta propiedades psicométricas adecuadas para su uso en universitarios chilenos: una estructura interna sólida, indicadores adecuados de confiabilidad, y se asocia coherentemente con las dimensiones del BS, uno de los constructos más importantes y que orienta políticas públicas en países europeos (Calleja & Masón, 2020).

Por último, para futuros estudios de replicación se recomienda el uso de más variables externas para profundizar en el conocimiento sobre la validez de las interpretaciones de los puntajes de esta medida. Además, se pueden emplear otras formas de control de calidad de respuesta para minimizar los sesgos de sobreestimación y subestimación de las características de la personalidad. Sin embargo, considerando el amplio tamaño de la muestra y los procedimientos utilizados en esta investigación, los datos sugieren la adecuación del BFI-15p. Del mismo modo, en futuros estudios se podría utilizar un muestreo de tipo probabilístico, y así realizar un análisis comparativo según el sexo, ya que la argumentación teórica, el análisis del estado del arte y de la evidencia empírica excede los objetivos de este manuscrito. Por último, ayudaría conocer la estabilidad temporal de las dimensiones, así como un análisis de invarianza según país de procedencia debido a la importancia de la personalidad en diferentes contextos (Dash et al., 2019; Thielmann et al., 2020; Zell & Lesick, 2022).

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Disponibilidad de datos: El conjunto de datos que apoya los resultados de este estudio no se encuentra disponible.

Cómo citar: Dominguez-Lara, S., Carmona-Halty, M., Schulmeyer, M. K., Valente, S. N., & Lourenço, A. A. (2024). Análisis psicométrico de dos versiones del Big Five Inventory-15 en estudiantes universitarios chilenos: estructura interna, invarianza de medición y asociación con bienestar subjetivo. Ciencias Psicológicas, 18(1), e-3369. https://doi.org/10.22235/cp.v18i1.3369

Contribución de los autores (Taxonomía CRediT): 1. Conceptualización; 2. Curación de datos; 3. Análisis formal; 4. Adquisición de fondos; 5. Investigación; 6. Metodología; 7. Administración de proyecto; 8. Recursos; 9. Software; 10. Supervisión; 11. Validación; 12. Visualización; 13. Redacción: borrador original; 14. Redacción: revisión y edición.

S. D.-L. ha contribuido en 1, 2, 6, 13; M. C.-H. en 1, 2, 6, 13; M. K. S. en 1, 13; S. N. V. 13, 14; A. A. L. en 13, 14.

Editora científica responsable: Dra. Cecilia Cracco.

10.22235/cp.v18i1.3369

Original Articles

Psychometric analysis of two versions of the Big Five Inventory -15 in Chilean college students: internal structure, measurement invariance and association with subjective well-being

Análisis psicométrico de dos versiones del Big Five Inventory-15 en estudiantes universitarios chilenos: estructura interna, invarianza de edición y asociación con bienestar subjetivo

Análise psicométrica de duas versões do Big Five Inventory -15 em estudantes universitários chilenos: estrutura interna, invariância de medição e associação com bem-estar subjetivo

Sergio Dominguez-Lara¹, ORCID 0000-0002-2083-4278

Marcos Carmona-Halty², ORCID 0000-0003-4475-1175

Marion K. Schulmeyer³, ORCID 0000-0002-0707-0656

Sabina N. Valente⁴, ORCID 0000-0003-2314-3744

Abílio A. Lourenço⁵, ORCID 0000-0001-6920-0412

¹Universidad de San Martín de Porres, Peru, sdominguezmpcs@gmail.com

²Universidad de Tarapacá, Chile

³Universidad Privada de Santa Cruz de la Sierra, Bolivia

⁴Instituto Politécnico de Portalegre; Universidade de Évora, Portugal

⁵Universidade do Minho, Portugal

Abstract:

Keywords: personality; subjective well-being; validity; reliability.

Resumen:

Palabras clave: personalidad; bienestar subjetivo; validez; confiabilidad.

Resumo:

Palavras-chave: personalidade; bem-estar subjetivo; validade; confiabilidade.

Received: 27/05/2023

Accepted: 15/05/2024

The model of the Big Five factors

Personality is typically regarded as the set of characteristics that make an individual think, feel, and act in a unique way (McKnight et al., 2019), and, at its extreme, as a superordinate construct that encompasses various cognitive and non-cognitive elements (Dangi et al., 2020). Therefore, it refers to the individual's particularity and what distinguishes them from everyone else, as well as a set of stable and enduring psychological traits across time and situations, which allows for establishing a characteristic style of interaction with the physical and social context (Mõttus et al., 2017). According to Barbachán-Ruales et al. (2018), university students possess a multitude of traits intrinsic to their personality; however, this are revealed effectively when manifested in circumstances susceptible to being interpreted in the light of self-awareness. In this line, motivational agents are sought to drive them to study and face the challenges outlined in the educational sphere, granting them hope to achieve their aims and purposes.

Personality could be conceived as a system determined by traits and dynamic processes that intervene in the individual psychological process, and although there are some approaches that highlight these elements, the model of the Big Five factors (BFF) (McCrae & Costa, 1999, 2004) is one of the most important and is the most recognized taxonomy for assessing personality traits (Zhang et al., 2019). Over the last decades, the BF model has been acknowledged as a primordial representation of prominent and non-pathological personality traits, whose modification contributes to the emergence of personality disorders, such as antisocial, borderline, and narcissistic disorders (Angelini, 2023).

The BFF model indicates that individuals are characterized by a pattern of thoughts, feelings, and actions that can be grouped around five dimensions: neuroticism, extraversion, openness, agreeableness, and conscientiousness (McCrae & Costa, 2004). Its validity, universality, and longitudinal stability have been supported by empirical research (e.g., McAdams & Pals, 2006), as this model tends to be stronger in Western cultures than in non-Western ones, as well as with similar levels of education and income (Rammstedt et al., 2013). However, it is also known that it does not replicate in some contexts (e.g., Fetvadjiev & van der Vijver, 2015), as modifications made to various scales alter both the instrument and the interpretations of the items (e.g., Fetvadjiev & van der Vijver, 2015), which drives the creation of other theoretical personality models oriented towards specific idiosyncrasies (e.g., Gurven et al., 2013). This suggests that cultural and ethnic differences can influence how personality traits are expressed and perceived. Although the Big Five model provides a relevant framework for understanding human personality, it is important to recognize the need for complementary approaches in certain cultures and ethnicities.

The first dimension, neuroticism, is characterized by the tendency to experience negative affect (sadness, fear, anger, guilt, etc.), being associated with emotional stability and emotion management, which translates into vulnerability and anxiety (Zhang et al., 2024). Thus, it can predict a lower ability to cope with adverse events (Angelini, 2023; Zuo et al., 2024). The second dimension, extraversion, is associated with a sociable state characterized by assertiveness and confidence, meaning those who appreciate socializing with others and teamwork, who are emotionally positive (Bertoquini & Ribeiro, 2006), and are capable of individually impacting the interaction of the belonging group (Barry & Friedman, 1998). The third dimension called openness is related to imagination, curiosity, originality, diversified and non-traditional interests, proactive intellectual activity, and preference for tasks involving cognitive complexity (McCrae & Costa, 1997). The fourth dimension, agreeableness, is characterized by sympathy, flexibility, trust, tolerance, and concern for others, with a prosocial orientation and preference for the development of group activities (Costa & McCrae, 1992), which would facilitate the establishment of positive interpersonal relationships. The last dimension, conscientiousness, refers to organization, self-discipline, persistence, prudence, and planning ability (Kaftan & Freund, 2018) to achieve personal goals, as well as being associated with greater self-control and a lower level of aggressive externalization (McCrae & Costa, 1999).

As previously stated, personality assessment is relevant in the university setting for both research purposes and applied contexts, either due to its evolutionary relevance regarding differences according to sex or age (e.g., Zhang et al., 2024; Zhao et al., 2024), or its association with relevant variables such as academic performance (conscientiousness; Vedel, 2014), academic motivation (neuroticism and conscientiousness; McGeown et al., 2014), procrastination (neuroticism and openness; Ocansey et al., 2020), motivational self-regulation (conscientiousness; Ljubin-Golub et al., 2019), academic dishonesty (conscientiousness and agreeableness; Giluk & Postlethwaite, 2015), academic self-efficacy (conscientiousness and openness; McIIloy et al., 2015), social support (extraversion; Barańczuk, 2019), academic burnout (neuroticism; Prada-Chapoñan et al., 2020; agreeableness and neuroticism; Araújo, 2024), or subjective well-being (Nunes et al., 2009).

Personality and Gender Differences

Evolutionary or sociocultural differences between men and women are evident in the manifestation of their behaviors in specific environments (Schmitt et al., 2017), making it relevant to have valid and reliable measures to expose these differences. For example, previous studies indicate that sex differences with respect to the Big Five personality traits are inconclusive, as while female university students show higher scores in all five personality traits (Bunker et al., 2021; Sander & Fuente, 2020), other studies show that women scored higher in extraversion, agreeableness, and neuroticism than men (Liu et al., 2024), and for other authors, men score higher in openness, extraversion, and conscientiousness (Abdel-Khalek, 2021). On the other hand, in other studies, women were found to score higher in extraversion, conscientiousness, and openness, while scoring similarly in agreeableness and neuroticism (Bunnett, 2020; Dominguez-Lara et al., 2019). However, sometimes groups are compared without providing evidence of measurement invariance (Pendergast et al., 2017), which could lead to questioning the legitimacy of the differences found as they could be attributed to aspects unrelated to the construct (bias).

Personality and subjective well-being

Subjective well-being (SWB) refers to a set of emotional and cognitive assessments made about various areas of life (Diener et al., 2009). On one hand, the cognitive dimension corresponds to life satisfaction (LS), which is the overall evaluation process of one's life (Emmons, 1986) that arises from the comparison between the individual's current and ideal life circumstances, considering important elements such as goals, values, or culture (Calleja & Masón, 2020). On the other hand, the emotional dimension is constituted by positive affect (PA) and negative affect (NA; Diener et al., 2002), which represent emotional elements (pleasure, happiness, distress, etc.). Thus, high SWB includes various positive emotional experiences, few negative emotional experiences (e.g., depression or anxiety), and LS understood as a whole. In this way, it is understood that different life trajectories, personality traits, brain architecture, as well as the environment and culture in which individuals find themselves, influence the individual and subjective perspective of well-being (Oguntayo et al., 2024; van Valkengoed et al., 2023).

In this line of thought, one of the most studied predictors of SWB is personality (Lucas, 2018), specifically from the Big Five model, providing two explanations about the association between these constructs. Firstly, there is talk of a temperamental model, which explains the direct relationships between underlying physiological systems and the affective experiences individuals have, and secondly, an instrumental model that understands well-being as an indirect outcome of the conditions individuals create based on their personality traits (Lucas, 2018; McCrae & Costa, 1991).

So, neuroticism and extraversion can be related to SWB through the mechanisms inherent in both models. For example, from the temperamental model, the level of SWB experienced by individuals with high neuroticism and extraversion can be partially justified by their basic affective levels and the intensity of the emotional responses that characterizes them (McCrae & Costa, 1991). Regarding the instrumental model, conscientiousness and openness are considered important traits, although not determinants for SWB (McCrae & Costa, 1991); however, the confidence of extraverts to face life, as well as the situational perception of threat and concern for potentially stressful events experienced by individuals with a high degree of neuroticism, help change the perception of the context and, consequently, affect SWB (Margolis & Lyubomirsky, 2018).

Regarding the relationship between personality and SWB, empirical evidence indicates that extraversion is directly related to positive affect (PA) and life satisfaction (LS); conscientiousness is directly associated with LS and PA, and both extraversion and conscientiousness are inversely related to negative affect (NA). Neuroticism is linked to elevated levels of NA, as well as low levels of LS and PA (Anglim et al., 2020; Carmona-Halty & Rojas-Paz, 2014; Jensen et al., 2020; Kobylińska et al., 2022).

The Big Five Inventory and its Short Versions

As mentioned, the importance of personality for predicting individual behavior is clear, so it is relevant to assess it with instruments that have evidence of reliability and validity. Thus, while a variety of scales are used for this purpose, one of the most well-known and widely used freely accessible instruments is the Big Five Inventory (BFI; John et al., 1991), which has a standard Spanish version free of regionalisms, facilitating its understanding in different Spanish-speaking contexts (Benet-Martínez & John, 1998). It is not overly lengthy (44 items), is freely accessible (users do not need to purchase usage rights) and has psychometric studies in the Latin American context (Dominguez-Lara et al., 2018; Salgado et al., 2016) and recently in Chilean university students (Lara et al., 2021).

The BFI assesses the BFF dimensionally and has various short versions that provide a more comprehensive assessment of the model's dimensions. This is useful especially when evaluating more than one construct in the same study within the framework of explanatory designs and when maximizing respondent participation, or when time or space available to evaluate the construct is quite short. For example, there are 10-item version (Rammstedt & John, 2007) and 15-item version (Gerlitz & Schupp, 2005; Marcos et al., 2023; Zhang et al., 2019) with two and three items per dimension respectively, which show acceptable results in the Western European context (Courtois et al., 2020; Guido et al., 2015; Rammstedt, 2007), although their psychometric quality decreases when analyzed in different contexts (Dominguez-Lara & Merino-Soto, 2018a; Kim et al., 2010; Kunnel et al., 2019).

From this situation, an alternative 15-item version was generated (BFI-15p; Dominguez-Lara & Merino-Soto, 2018a) that presents favorable psychometric evidence at the level of internal structure in Peru and Mexico (Dominguez-Lara & Merino-Soto, 2018b; Dominguez-Lara et al., 2022). It is of interest to analyze its suitability in a Chilean sample considering the importance of personality in the academic field (Mammadov, 2022) because, as far as is known, there are no brief instruments that measure this construct, which could also contribute to conducting future transnational studies in the field of personality. Additionally, the analysis of measurement invariance according to sex was a recommendation from previous studies that, due to methodological issues, could not be executed (Dominguez-Lara & Merino-Soto, 2018b; Dominguez-Lara et al., 2022).

The present study

Validity evidence regarding internal structure is important as it allows us to conclude whether the item configuration is consistent with previous theory (Steyn & Ndofirepi, 2022). Therefore, the study analyzed whether the internal structure of the two versions of the BFI-15 (Peruvian and German) is compatible with the Big Five model in Chilean university students, considering the item distribution and magnitude of factorial loads.

Regarding the internal structure of the BFI-15, it is expected that the Peruvian model will receive greater support in the Chilean sample than the German model due to geographical proximity and shared cultural aspects (Hypothesis 1).

The literature indicates that the dimensions of the BFF model are theoretically and empirically linked (Dominguez-Lara et al., 2018; Jensen et al., 2020; Lara et al., 2021), so positive associations are expected between the extraversion, agreeableness, conscientiousness, and openness dimensions, and negative associations between these dimensions and neuroticism (Hypothesis 2). Regarding reliability, it is expected that the calculated coefficients (α and ω) will reach acceptable magnitudes (> .70; Hypothesis 3), and that the measure with greater structural support (BFI-15p or BFI-15a) presents evidence of measurement invariance between men and women (Hypothesis 4).

Finally, it is necessary to implement other procedures to provide more validity evidence, especially those involving constructs theoretically related to enrich the initial findings. In this regard, it is expected that the personality dimensions of the BFI-15 will be significantly associated with the dimensions of SWB: LS, PA, and NA. Specifically, the following direction of correlations: PA and LS will show a positive association with extraversion, agreeableness, conscientiousness, and openness, while the association of these dimensions with NA will be negative. On the other hand, neuroticism will show a positive association with NA and a negative association with PA and LS (Hypothesis 5).

Method

Design

This is an instrumental study (Ato et al., 2013) aimed at studying the psychometric properties of two versions of the BFI-15 (Peruvian and German), regarding internal structure, association with other variables, and reliability.

Participants

Using non-probabilistic convenience sampling, the present study included 1011 Chilean university students (54.80% female) aged between 18 and 30 years (M = 20.55; SD = 2.11). The students were enrolled in different higher education institutions affiliated with the Consortium of State Universities of Chile, studying in the first (23%), second (27%), third (30%), and fourth year (20%) and in various study programs: psychology (18%), social work (12%), engineering (25%), kinesiology (15%), nursing (19%), and physics (11%). The inclusion criteria for participation in the study were being of legal age and enrolled in an institution affiliated with the Consortium of State Universities of Chile.

Instruments

The Spanish version of the Big Five Inventory (BFI; Benet-Martínez & John, 1998) was used to assess personality. The BFI evaluates the BFF factors (extraversion, agreeableness, conscientiousness, neuroticism, and openness) using 44 items with five response options ranging from Strongly Disagree (1) to Strongly Agree (5). It is worth mentioning that the validated extensive version in Chile (Lara et al., 2021) was not used as a base because it lacks some items necessary to structure the Peruvian and German versions (items 11, 22, 26, 28, 38). Thus, the 15-item German (Gerlitz & Schupp, 2005) and Peruvian (Dominguez-Lara & Merino-Soto, 2018a) versions were structured based on the BFI items as shown in Table 1.

Table 1:Configuration of each dimension according to the model

Note: I: Inverted Items.

Furthermore, in addition to the BFI, the three dimensions of SWB (SWLS, PA, and NA) were evaluated. Specifically, the Spanish translation of the Satisfaction with Life Scale (SWLS; Diener et al., 1985) conducted by Atienza et al. (2000) was used. The SWLS assesses overall life satisfaction through five items with scores ranging from completely disagree (1) to completely agree (7). Adequate reliability and validity indicators have been found in the Chilean population (Vera-Villarroel et al., 2012).

Additionally, the Spanish translation of the Positive and Negative Affect Schedule (PANAS; Watson et al., 1988) developed by Robles and Paéz (2003) was used. PANAS includes 20 items (10 for positive affect and 10 for negative affect) with response options ranging from very little or none (1) to extremely (5). Adequate reliability and validity indicators have been found in the Chilean population (Dufey & Fernández, 2012).

Procedure

First, a linguistic analysis of the BFI was conducted to detect comprehension difficulties. Specifically, three expert judges determined whether the BFI items might not be understood by the target population (e.g., Chilean university students). During this stage, no items were objected to or modified. In the second stage, invitations to participate in the study were sent through the institutional channels of the Consortium of State Universities to various Heads of Departments. At this stage, documentation regarding the study's objectives and needs was sent to the departments that agreed to collaborate. In the third stage, the procedure involved contacting students in their respective classrooms, formalizing their participation through written consent that included the study's objectives and general aspects, and finally administering the instrument individually, anonymously, and voluntarily, using a pencil-and-paper procedure. This procedure was conducted in accordance with the principles of the Declaration of Helsinki (World Medical Association, 1964).

Data Analysis

Regarding the preliminary descriptive analysis, skewness and kurtosis indices are considered acceptable if they are around 2 and 7, respectively (Finney & DiStefano, 2006). For the structural analysis, an analysis based on exploratory structural equation modeling (ESEM; Asparouhov & Muthén, 2009) was implemented using the WLSMV estimation method, based on polychoric matrices, for the two proposed structures (BFI-15a and BFI-15p). Oblique target rotation (ε = .05; Asparouhov & Muthén, 2009) was used, whereby the loading of the item on the primary factor was freely estimated, and secondary loadings were specified as close to zero (~0).

The models were evaluated based on their fit indices as well as the magnitude of the factor loadings (measures of construct representativeness). In this regard, the CFI (> .90; Marsh et al., 2004), RMSEA (< .08; Browne & Cudeck, 1993), and WRMR (≤ 1.00; DiStefano et al., 2018) were assessed. Factor loadings close to .60 were expected considering the number of items per dimension (Dominguez-Lara, 2018). Furthermore, since ESEM provides information on factor loadings in secondary factors (cross-loadings), the factor simplicity index (FSI) was calculated to assess the relevance of these. A FSI greater than .70 (Fleming & Merino-Soto, 2005) would indicate that the item is influenced to a greater extent by a single factor. For this purpose, Mplus version 7 was used.

The construct reliability was estimated using the coefficient ω (> .70; Hunsley & Marsh, 2008). As a preliminary step to calculating the α coefficient, the assumption of tau-equivalence (Dunn et al., 2014) was analyzed, which refers to the statistical equality of factor loadings within each dimension. Thus, the variation of the χ2 statistic was considered, where a statistically significant difference between the congeneric and tau-equivalent models indicates that the assumption is not met. The DIFFTEST command in Mplus (Asparouhov & Muthén, 2006) was used for this procedure.

Regarding the reliability of the scores, given the sample size (> 300) and the number of items (< 6), Cronbach's α coefficients above .70 were considered acceptable (Ponterotto & Ruckdeschel, 2007). However, considering that the α coefficient is sensitive to the number of items and the fulfillment of tau-equivalence, the average inter-item correlation (rij > .20; Clark & Watson, 1995) was also implemented.

Subsequently, measurement invariance of the best short version between men and women was analyzed using a multigroup factorial analysis. This procedure involves a gradual restriction of equivalence in internal structure (configurable invariance), factor loadings (weak invariance), thresholds (strong invariance), and residuals (strict invariance) across groups (Pendergast et al., 2017). Thus, measurement invariance is supported based on the variation of fit indices CFI and RMSEA (ΔCFI > -.01, ΔRMSEA < .015; Chen, 2007).

Finally, the association between the dimensions of the BFI-15 and the dimensions of subjective well-being (life satisfaction, PA, and NA) was evaluated using Pearson's correlation coefficient. An effect size approach was employed, considering a correlation greater than .20 as significant: between .20 and .50, low association; between .50 and .80, moderate association; above .80, high association (Ferguson, 2009). It's worth mentioning that the association between the dimensions of the BFI-15 was assessed based on the magnitude of the interfactor correlation according to the parameters established above.

Results

Regarding the descriptive analysis, the skewness and kurtosis of all items were acceptable (Table 2). In terms of validity evidence based on internal structure, both the German model (CFI = .977; RMSEA (90%) = .053 (.044, .062); WRMR = .630) and the Peruvian model (CFI = .995; RMSEA (90%) = .029 (.019, .040); WRMR = .393) showed acceptable indicators.

Table 2: Descriptive analysis of the ítems

Notes: M: Mean; SD: Standard Deviation; g1: Skewness; g2: Kurtosis.

Regarding the magnitude of factor loadings, the Peruvian model (Table 4) and the German model (Table 3) both exhibit one and four loadings of low magnitude (< |.50|), respectively. Additionally, the Peruvian model displays the most straightforward factorial structure (only one complex item; Table 4), unlike the German model, which has six (40%) complex items (Table 3).

Thus, although the five-factor structure is favorably recovered in both cases, the Peruvian model emerges as the more parsimonious one with better factor loading parameters (Hypothesis 1 is supported).

On the other hand, concerning inter factorial correlations, the German model showed five non-significant correlations (< .20), whereas the Peruvian model only presented one. Therefore, the second hypothesis receives support for the Peruvian model.

Table 3: ESEM analysis and factorial simplicity of the BFI-15ª

Notes: (I): Inverted item; in italics: factor loadings on the theoretical factor; F1: Extraversion; F2: Agreeableness; F3: Conscientiousness; F4: Neuroticism; F5: Openness; FSI: Factorial simplicity index.

Table 4: ESEM analysis and factorial simplicity of the BFI-15p

Preliminary to the reliability analysis, tau-equivalence was examined, which did not receive support in the Peruvian version (Δχ² = 94.47; Δdf = 10; p < .001) nor in the German version (Δχ² = 138.89; Δdf = 10; p < .001). However, Cronbach's alpha coefficient is reported for descriptive purposes.

According to Table 5, the German version shows the lowest indicators of construct and score reliability. Specifically, regarding Cronbach's alpha coefficient, the BFI-15p reaches magnitudes close to the required minimum (≈ .70), although the average inter-item correlation was acceptable in all cases. The German version does not reach the established minimum in both cases.

Finally, the omega coefficient reaches acceptable magnitudes in all dimensions of the BFI-15p, and in the BFI-15a, it only exceeds .70 in two dimensions. Therefore, the Peruvian version presents better indicators of construct reliability and scores (Hypothesis 3).

Table 5: Reliability coefficients

Notes: F1: Extraversion; F2: Agreeableness; F3: Conscientiousness; F4: Neuroticism; F5: Openness; α: Cronbach's alpha coefficient; r: average inter-item correlation; ω: omega coefficient.

Measurement invariance by gender

For this stage, only the Peruvian version was considered, given its structural characteristics and reliability compared to the German version. According to the variation in fit indices (Table 6), there is evidence of measurement invariance between men and women (Hypothesis 4).

Regarding the evidence of validity based on the relationship with other variables, in general terms, the dimensions of neuroticism and responsibility show a significant relational pattern with the dimensions of subjective well-being as expected (Table 7). These results provide support for hypothesis 5.

Table 6: Measurement invariance by gender and age

Notes: CFI: Comparative Fit Index; RMSEA: Root Mean Square Error of Approximation; CI: Confidence Interval; Δ: Change.

Table 7: Relationship between subjective well-being and personality

Notes: LS: life satisfaction; PA: positive affect; NA: negative affect.

Discussion

The research described here aimed to gather evidence of validity based on the internal structure of two versions of the BFI-15 in Chilean university students, as well as their association with subjective well-being (SWB). Given the reported evidence, it is estimated that this objective has been achieved.

In terms of internal structure analysis, although the magnitude of fit indices is a reasonable indication of dimensionality, favorable magnitudes consistently appear in the context of ESEM analysis, but they do not guarantee a solid internal structure due to the presence of cross-loadings (e.g., Lara et al., 2021). Therefore, it is desirable to consider other elements associated with internal structure such as the magnitude of factor loadings and factorial simplicity. In addition to ensuring model validity, models with inconsistent or excessively complex factor loadings can indicate issues with data interpretation or with the instrument's own structure (Matos & Rodrigues, 2019).

In this regard, only one item from the Peruvian version of the BFI-15 (BFI-15p) shows a low loading and is factorially complex in the Chilean participant group, but in the German version (BFI-15a), more items with these characteristics were observed. These results align with the study conducted on Peruvian university students (Dominguez-Lara & Merino-Soto, 2018a), where the German proposal did not succeed because the items were not sufficiently associated to consolidate a dimension, impacting both the construct representativeness (factor loadings below expectations) and factorial simplicity (presence of factorial complex items). Likewise, the findings are similar to those obtained with Mexican university students, where the BFI-15p received favorable evidence regarding its internal structure in that group (Dominguez-Lara et al., 2022). It is worth noting that those items categorized as "complex" in the BFI-15a are the reverse-scored items, reaffirming the recommendation to minimize or refrain from their use due to the methodological issues they bring (see Suárez-Alvarez et al., 2018). This could be explained by cultural proximity (Rammstedt et al., 2013), as there are more similarities between Chile and Peru and Mexico, where the BFI-15p works well, than with Germany, where its version does have favorable evidence in neighboring countries (e.g., Courtois et al., 2020).

Regarding reliability, the performance of the BFI-15p stands out in terms of construct reliability (> .70). However, the reliability of the scores was decisive, as while the Peruvian version showed acceptable results (≈ .70), this was not the case for the German version (< .60). This situation becomes more complex when considering that neither of the models met tau-equivalence, implying that reliability is underestimated (Candrinho et al., 2023; Dunn et al., 2014), and given the values of the ω coefficient, the BFI-15p appears to be the most efficient. This significantly impacts decision-making, as it is known that the magnitude of score reliability (α coefficient) of a variable negatively affects subsequent statistical analyses (Merino-Soto, 2020). Additionally, the α coefficient depends on the number of items and compliance with tau-equivalence (Candrinho et al., 2023), so the average inter-item correlation was used as a complementary measure of score reliability (Gallego et al., 2024), but even in those circumstances, the BFI-15a performs poorly compared to the BFI-15p.

In this regard, only the BFI-15p shows better performance in terms of construct reliability and scores. This pattern was observed in other studies, where the score reliability of the German version was quite low (Dominguez-Lara & Merino-Soto, 2018a; Kim et al., 2010; Kunnel et al., 2019), while the BFI-15p showed coefficients of greater magnitude (Dominguez-Lara et al., 2022; Dominguez-Lara & Merino-Soto, 2018a, 2018b).

In view of these findings, it is necessary to note that the presence of low magnitudes of the coefficient α, even with acceptable fit indices, could be associated with both the brevity of the scale and the breadth of the construct being evaluated (Stanley & Edwards, 2016). In any case, it should be noted that these magnitudes are not useful for making decisions derived from the individual use of the instrument in a professional setting; they are only useful for research-related contexts.

Regarding invariance, favorable evidence was found in both men and women, allowing for fair comparisons. In this regard, it would be interesting to study these differences in the future, as it would be a pioneering study considering the use of brief versions.

The magnitude and direction of the associations between the dimensions of the BFI-15p and the dimensions of the SWB align with previous evidence (Anglim et al., 2020; Carmona-Halty & Rojas-Paz, 2014; Jensen et al., 2020; Kobylińska et al., 2022). This provides further evidence of validity insofar as a personality profile characterized by low neuroticism, high extraversion, high agreeableness, and high conscientiousness would facilitate the development of positive cognitive perspectives as well as more stable and satisfying relationships (Serrano et al., 2020). Depending on the level of a particular personality trait, individuals will develop more positive (or negative) affects in response to different events they experience in their lives, which will directly impact their satisfaction, an important aspect in the university context.

Regarding the practical implications of the results, the BFI-15p presents a distinctive feature compared to other instruments for this purpose: its reduced number of items. Thus, its use reduces the possibility of random or unconscious responses that could affect the results. Additionally, the parsimony of the BFI-15p reduces the likelihood of survey refusal due to time constraints. This is especially relevant as researchers use various scales in studies, and the use of shortened scales like the BFI-15p can minimize these issues. This allows, for example, rapid application in various situations, such as psychological assessment in selection processes or institutional research to evaluate professionals. Furthermore, the importance of continuing the assessment of personality traits in the university context is emphasized. The specificity of this context requires special attention to the well-being, quality of life, and mental health of students, justified by the evidence observed in the various studies cited above on the relationship between these variables and personality traits. Additionally, it is useful to have a brief version of the BFI that presents adequate psychometric properties in other countries in the region, as this would facilitate cross-cultural research because it is known that, at least individually, the internal structure is satisfactorily replicated. Thus, in conjunction with the validation of the full version in Chile (Lara et al., 2021), there are more tools available for academics and researchers to continue enriching the knowledge about the construct in this part of the continent, given its relevance throughout a person's life (Mõttus & Rozgonjuk, 2021).

Concerning the study's strengths, it's important to highlight the large sample size (> 1000), which allowed for greater precision in the estimations. Similarly, the use of ESEM should be emphasized, as it is currently the best option for representing a complex model like the Big Five, rather than a confirmatory factor analysis (e.g., Chiorri et al., 2016). However, there were also limitations inherent in the method, such as biases associated with self-report scales, especially in this context, as well as the lack of representativeness of the data concerning the Chilean university population. Although the large sample size reduces sampling error, generalization should be approached with caution.

In conclusion, the BFI-15p is deemed as an instrument with adequate psychometric properties for use in Chilean university students: it exhibits a solid internal structure, appropriate reliability indicators, and coherent associations with dimensions of subjective well-being, a construct of paramount importance guiding public policies in European countries (Calleja & Masón, 2020).

Furthermore, for future replication studies, it is recommended to incorporate additional external variables to deepen the understanding of the validity of score interpretations of this measure. Additionally, other forms of response quality control could be employed to minimize biases in overestimation and underestimation of personality traits. However, given the large sample size and the procedures used in this research, the data suggest the suitability of the BFI-15p. Similarly, future studies could employ probabilistic sampling and conduct a comparative analysis by gender, as the theoretical argumentation, state-of-the-art analysis, and empirical evidence go beyond the objectives of this manuscript. Lastly, exploring the temporal stability of the dimensions and conducting an invariance analysis by country of origin would be beneficial due to the importance of personality in different contexts (Dash et al., 2019; Thielmann et al., 2020; Zell & Lesick, 2022).

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