Introducción

La felicidad puede tomar diversos matices a la hora de ser definida, desde la satisfacción de necesidades fisiológicas, hasta la máxima plenitud de las personas mediante la consecución de propósitos. Es así que este artículo toma la definición expuesta por ^{Maslow (1943)} quien define la felicidad como la autorrealización que alcanzan los individuos después de satisfacer, parcial o totalmente, ciertas necesidades jerárquicamente ordenadas.

Desde ^{Smith ([1776], 1958)} y ^{Bentham ([1776], 2007)}, quienes estudiaban las emociones que gobernaban el actuar humano y la búsqueda de la máxima utilidad posible,¹ respectivamente, hasta ^{Edgeworth ([1881], 2009)} y la formalización matemática de la utilidad de los agentes, los intentos por estudiar la utilidad sensible de los individuos han sido una preocupación de la ciencia económica, con miras a realizar mejores aproximaciones sobre la toma de decisiones (^{Gilbert, 2006}). Por lo anterior, la pertinencia y contribución de este trabajo radica en una aproximación a los factores sociodemográficos que pueden incurrir sobre la probabilidad de reportar ser feliz para algunos países de la región latinoamericana. Con esto se espera enriquecer la búsqueda de elementos que permitan entender los niveles de felicidad reportados y, eventualmente, servir de instrumento para desarrollar políticas públicas que permitan incluir este factor (i. e. la felicidad) en el paradigma de desarrollo económico.

El objetivo del mismo es identificar las variables sociodemográficas² que inciden sobre la probabilidad de reportar ser feliz en Colombia, México y Brasil para el periodo 2010-2014. La hipótesis preliminar del documento surge de ^{Kahneman & Deaton (2010)}, quienes concluyen que la influencia del ingreso, sobre la felicidad, sólo es significativa si este es menor o igual a usd$75.000 anuales.³ En consecuencia, la existencia de variables con mayor incidencia que el ingreso sobre la probabilidad de reportar ser feliz es un hecho latente que resulta apropiado comprobar.

Este trabajo consta de cuatro secciones. La primera contempla la introducción y la revisión de la literatura, donde aborda desde la definición de felicidad, hasta las variables explicativas empleadas y la justificación de América Latina como región de estudio. La segunda sección expone la conveniencia de la base de los datos empleada, así como los países escogidos y algunos estadísticos descriptivos. La sección tres enmarca el desarrollo metodológico y sus resultados. El trabajo finaliza con la sección cuatro donde se presentan las conclusiones.

I. Una breve definición de felicidad

Desde la óptica de ^{Maslow (1943)}, la felicidad es el resultado de la satisfacción de un conjunto de necesidades, las cuales jerárquicamente anteceden a ésta. Desde las necesidades fisiológicas y de seguridad, hasta las de reconocimiento, satisfacer cada uno de estos niveles conlleva a que el individuo pueda lograr ambas, la autorrealización y la máxima felicidad posible. Sin embargo, resulta apropiado exponer visiones alternas que permitan enriquecer dicho concepto. Autores como ^{Argyle (1992)}, ^{Bradburn & Noll (1969)} y ^{Seligman (2002)} concuerdan en que la felicidad es el resultado de la interacción de las emociones y su efecto sobre las habilidades cognitivas y sensoriales. Esto permite inferir que la felicidad puede estar asociada a factores no tangibles que afectan a los individuos y que pueden proceder de la interacción de éstos con su entorno.

II. Datos

II.2. Datos acerca de la felicidad: qué dicen

Las cuatro categorías de felicidad,¹⁷ a partir de las cuales se fundamentará la aproximación empírica de este trabajo, fueron capturadas mediante la pregunta A008¹⁸ disponible en la encuesta previamente descrita. Partiendo de ello, la muestra tiene un total de 4,414 observaciones repartidas así: 1,324 observaciones de Colombia,¹⁹ 1,288 para Brasil²⁰ y 1,802 observaciones para México.²¹

Las categorías de algunas de las variables escogidas como explicativas de la probabilidad de reportar ser feliz se explican en la Tabla 3 y, posteriormente, los niveles de felicidad son tabulados en función de éstas para cada uno de los países.²²

Tabla 3 Variables explicativas y sus categorías.¹ 

Variable	Categorías
Nivel ingresos	Nivel I, nivel II, nivel III, nivel IV y nivel V.
Libertad elección (percepción)2	Nivel I, nivel II, nivel III, nivel IV y nivel V.
Estado civil	Casado, unión libre, divorciado, separado, viudo y soltero.
Consumo (proporción del ingreso)	Inferior al nivel de ingresos, igual al nivel de ingresos y superior al nivel de ingresos.
Salud (subjetivo)	Malo, regular, bueno y muy bueno.
Edad	18-20 años, 21-30, 31-40, 41-50, 51-60, 61-70, 71-80, 81-90 y 91-99.
Sexo	1=hombre, 2=Mujer
Tiempo libre (importancia individual)	Nada importante, poco importante, levemente importante, muy importante.

¹ Las categorías para las variables explicativas restantes se encuentran en el Anexo I (Tabla A.1).

² La variable libertad de elección corresponde a una variable de 10 categorías, en la cual el nivel mínimo (Nivel I) corresponde a tener nula autodeterminación para tomar decisiones cotidianas, mientras que el máximo nivel (Nivel X) implica tener plena autonomía sobre las decisiones que se toman.

Fuente: elaboración del autor a partir de WVS-LONG WAVE 6.

La primera de estas variables es el nivel de ingresos, al respecto se evidencia que, para cada nivel de ingresos, en los tres países, la mayoría de las personas reportaron ser felices (Brasil) o muy felices (Colombia y México); destacándose México, donde el 65.7 por ciento de los pertenecientes al nivel de ingresos más bajo reportaron ser muy felices, al igual que el 79.01 por ciento de los pertenecientes al nivel de ingresos más alto. Aquello permite inferir levemente la escasa relación entre nivel de ingresos y felicidad reportada.

Fuente: elaboración del autor a partir de WVS-LONG WAVE 6.

Gráfica 1 Felicidad reportada por nivel de ingresos. 

El porcentaje de individuos que reporta mayores niveles de felicidad parece incrementar a medida que incrementa la percepción de libertad de elección. Para Colombia, mientras que el 27.78 por ciento de quienes reportan nula libertad de elección declaran ser muy felices, el 63.20 por ciento de quienes reportan plena libertad de elección declaran el mismo nivel de felicidad. Esta tendencia se repite en Brasil, donde el 27.91 por ciento de quienes tienen nula libertad de elección y el 43.38 por ciento de quienes tienen plena libertad de elección reportan ser muy felices. Esto plantea un tenue escenario donde mayor percepción de libertad de elección puede estar correlacionado con mayores niveles de felicidad.

Fuente: elaboración del autor a partir de WVS-LONG WAVE 6.

Gráfica 2 Felicidad reportada por percepción de libertad de elección. 

Fuente: elaboración del autor a partir de WVS-LONG WAVE 6.

Gráfica 3 Felicidad reportada por nivel de consumo. 

Los individuos cuyo consumo es menor al nivel de ingresos reportan mayores niveles de felicidad. Para el caso mexicano, el 73.44 por ciento de quienes consumen menos que su ingreso reportan ser muy felices, en contraste con el 64.22 por ciento de quienes consumen por encima de su ingreso; la misma tendencia se repite en Colombia donde el 62.14 por ciento de quienes consumen por debajo de su ingreso reportan ser muy felices, frente al 55.25 por ciento de quienes reportan la misma categoría de felicidad, pero consumen por encima de su ingreso.

Con relación a la edad, a lo largo de la vida los individuos reportan mayoritariamente ser muy felices. Para el caso de Colombia, el 59.56 por ciento de quienes pertenecen al grupo de edad 41-50 reportan ser muy felices. En tanto, en Brasil el 44 por ciento de los pertenecientes al grupo 18-20 reportan ser muy felices, mientras que en México el 69.23 por ciento de este mismo grupo reporta la máxima categoría de felicidad, también.

Fuente: elaboración del autor a partir de WVS-LONG WAVE 6.

Gráfica 4 Felicidad reportada por grupos de edad. 

La relación entre felicidad y tiempo libre parece tener una correlación positiva. Esto se hace evidente, ya que el 63.03 por ciento de los colombianos que consideran el tiempo libre muy importante reportaron ser muy felices, frente al 0.45 por ciento de quienes reportan ser infelices valorando en la misma medida el tiempo libre. Análogo a esto, para Brasil, un 43.46 por ciento de los que valoran el tiempo libre reportaron ser muy felices, frente al 0.93 por ciento de quienes valoran el tiempo en la misma medida, pero reportaron ser infelices.

Mejores niveles de salud parecen asociarse a mayores niveles de felicidad. En Colombia, el 13.64 por ciento de quienes reportaron un mal estado de salud reportaron ser muy felices, mientras que el 66.48 por ciento de quienes responden al mismo nivel de felicidad, tienen un estado de salud muy bueno. Esta tendencia creciente de la felicidad reportada asociada al estado de salud se repite en México, ya que el 54.55 por ciento de quienes tienen un estado de salud malo reportaron ser muy felices, sin embargo, quienes reportaron el mismo nivel de felicidad, pero con un estado de salud muy bueno fueron el 81.61 por ciento.

Fuente: elaboración del autor a partir de WVS-LONG WAVE 6.

Gráfica 5 Felicidad reportada por importancia del tiempo libre. 

Fuente: elaboración del autor a partir de WVS-LONG WAVE 6.

Gráfica 6 Felicidad reportada por estado de salud. 

Las personas que mayores niveles de felicidad reportan son los casados, seguido por los solteros, en los tres países. Al respecto, el 59.44 por ciento de los casados colombianos afirman ser muy felices al igual que el 57.96 por ciento de los solteros colombianos. En Brasil el 41.39 por ciento de los casados responden a ser muy felices, seguidos por el 33.76 por ciento de los solteros. Por su parte, el 72.46 por ciento de los casados mexicanos reportan ser muy felices, en línea con el 66.30 por ciento de los solteros mexicanos que corresponden a la misma categoría de felicidad.

Fuente: elaboración del autor a partir de WVS-LONG WAVE 6.

Gráfica 7 Felicidad reportada por estado civil. 

Fuente: elaboración del autor a partir de WVS-LONG WAVE 6.

Gráfica 8 Felicidad reportada por género. 

La proporción entre hombres y mujeres que reportan ser felices indica que las mujeres son levemente más felices que los hombres, al menos en Colombia y México. Es así como el 56.65 por ciento de los hombres colombianos afirman ser muy felices frente al 58.31 por ciento de las mujeres que reportan lo mismo. En México esta proporción alcanza el 66.23 por ciento para los hombres y el 69.75 por ciento para las mujeres quienes reportan ser muy felices.

III. Metodología y resultados

En este apartado se elige la aproximación logística ordenada a partir de la metodología propuesta por ^{Cameron & Trivedi (2005)} como desarrollo más apropiado para responder la pregunta de investigación, la cual fue planteada en la introducción de este documento, junto con la hipótesis inicial. A fin de garantizar robustez en los resultados obtenidos es pertinente analizar metodologías alternativas que eventualmente pudieran generar aproximaciones alternas. Como preludio a las subsecuentes especificaciones es imperativo aclarar que las variables explicativas, incluidas en éstas, se encuentran sustentadas por la revisión de la literatura expuesta en la sección uno.²³

Preliminarmente se realizaron especificaciones para la metodología regresión lineal y logística multinomial, las cuales se presentan en los anexos III y IV, respectivamente; tanto sus coeficientes como una breve descripción de los resultados son expuestos allí. No obstante, se prescindió de dichas metodologías en el cuerpo del documento puesto que presentan ciertas limitaciones que se exponen a continuación.

La regresión lineal carece de elementos para capturar la subordinación de la variable dependiente, así como las variaciones no lineales que se puedan presentar frente a cambios en las variables explicativas (^{Winship & Mare, 1984}). Por su parte, la aproximación logística multinomial, si bien puede capturar variaciones no lineales por cambios en variables independientes, impide incluir la jerarquía intrínseca de la variable dependiente²⁴ (^{Cameron & Trivedi, 2005}; ^{Winship & Mare, 1984}).

En este escenario, resulta conveniente recurrir a una especificación logística ordenada, la cual se define como “una modelización de una variable latente -no observada- en función de la relación observada entre la variable categórica observada -explicada- y las variables independientes incluidas en el modelo” (^{Escobar, Bernardi, & Macías, 2012, p. 422}).

En términos formales, la relación entre la variable latente -no observada-de los niveles de felicidad en función de las variables independientes escogidas, se denota así:

Donde Yi* es una variable continua subyacente al modelo que toma los valores de la felicidad reportada, X_i es un vector de características explicativas observables de cada individuo, β es el vector de parámetros de los efectos de cada una de las características contenidas en X_i que determinan el nivel de felicidad y ε_i captura el término de error sobre la felicidad.

Cabe destacar que la distribución del término de error no es conocida, por tanto se ha de recurrir a una distribución teórica que permita estimar la especificación anterior. En este caso se asume que se distribuye de manera logística y por consiguiente se puede estimar un modelo logístico ordenado²⁵ (^{Cameron & Trivedi, 2005}).

Entretanto, la relación entre la variable dependiente observada y la variable subyacente se puede expresar mediante cuatro intervalos -uno por cada nivel de felicidad reportada-. Éstos se encuentran acotados por los umbrales de categoría,²⁶ π_m-1, donde m es el número de categorías de la variable dependiente.

Definiendo estos intervalos para cada categoría, ahora es posible formular la probabilidad de ocurrencia de cada uno de los niveles de felicidad,²⁷ dado un conjunto de valores contenidos en X_i y encontrándose que la probabilidad conjunta de reportar un nivel de felicidad estará acotada por la resta entre las funciones de distribución acumulada (F) de los umbrales actual y anterior, evaluadas en las características X_i.

El proceso de estimación se realiza mediante máxima verosimilitud;²⁸ no obstante, debido a que los coeficientes estimados no capturan los efectos marginales²⁹ buscados (^{Bravo & Vásquez, 2008}) se debe realizar una transformación para poderlos obtener³⁰ (^{Cameron & Trivedi, 2009}).

Por conveniencia, ambos, los coeficientes y los efectos marginales de la estimación logística ordenada, se encuentran en los anexos V y VI, respectivamente. En su lugar, a continuación, se muestran los efectos marginales estadísticamente significativos con mayor incidencia sobre la probabilidad de reportar ser feliz para cada país.

Adicionalmente, es pertinente definir un sujeto base de comparación a partir del cual se analizan los cambios en la probabilidad de reportar ser feliz. Es por esto por lo que en la Tabla 4 se exponen las categorías base de las variables explicativas incluidas en la especificación logística ordenada, para cada país.

Para el caso de Brasil, la libertad de elección es estadísticamente significativa en menor medida que el país anterior. Las personas con plena libertad de elección, en contraste con aquellos con nula libertad de elección, tienen un incremento de 11.5 puntos porcentuales sobre probabilidad de reportar ser muy felices.

Reportar estar casado representa un incremento en la probabilidad de reportar ser feliz de 3.82 puntos porcentuales para Colombia, de 6.52 para Brasil y de 5.43 puntos porcentuales para México; todos en comparación con las personas solteras. En contraste, las personas divorciadas tienen una disminución de 18.2 y 13 puntos porcentuales en la probabilidad de reportar ser muy feliz, para Brasil y México, respectivamente, en comparación con alguien soltero. El mismo comportamiento se repite para las personas viudas en ambos países, con una reducción en la probabilidad de reportar ser muy feliz de 10.5 puntos porcentuales en Brasil y 12.4 puntos porcentuales en México.

El estado de salud tiene una correlación positiva con la felicidad reportada para el caso de Colombia y Brasil. En el primer país, tener un estado de salud regular eleva la probabilidad de reportar ser muy feliz en 28.8 puntos porcentuales, hecho que aumenta hasta los 47.7 puntos porcentuales cuando se reporta un estado de salud muy bueno; ambos en comparación con los individuos que reportaron un estado de salud malo.

Para el caso de Brasil, un estado de salud regular, en comparación con un estado de salud malo, aumenta la probabilidad de reportar ser muy feliz en 13.6 puntos porcentuales. Sin embargo, aquella probabilidad aumenta en 41.8 puntos porcentuales cuando el estado de salud reportado es muy bueno. Con relación a México, las personas con un estado de salud muy bueno, en comparación con alguien con un mal estado de salud, tienen un incremento de 23.9 puntos porcentuales en la probabilidad de reportar ser muy feliz.

Respecto a la edad, en Colombia las personas entre 51-60 años tienen una reducción de 10.8 puntos porcentuales sobre la probabilidad de reportar ser muy feliz en comparación con las personas entre 18-20 años. En Brasil, la probabilidad de reportar ser feliz decrece a medida que se es mayor, ya que las personas entre 41-50 años tienen 11.6 puntos porcentuales menos de probabilidad de reportar ser muy feliz si se comparan con los individuos en la franja 18-20 años. Para el caso mexicano las personas entre 61-70 años tienen 23.3 puntos porcentuales menos de probabilidad de reportar ser muy felices, en comparación con el mismo grupo base, siguiendo el patrón del país anterior.

En adición, las personas del grupo de edad 91-99, en comparación con el grupo de edad 18-20, presentan 39.5 puntos porcentuales más de probabilidad de reportar ser muy felices para el caso de Brasil y 26.6 puntos porcentuales para el caso de México.

La importancia de la familia y el trabajo sólo resultaron estadísticamente significativos para México, donde considerar a la familia como un elemento muy importante eleva la probabilidad de reportar ser muy feliz en 37.7 puntos porcentuales, en comparación con quienes consideran que este grupo social no es nada importante. A su vez, considerar muy importante la tenencia de trabajo, en comparación con quienes no opinan así, eleva la probabilidad de reportar ser feliz en 21.7 puntos porcentuales. En relación con la condición laboral en México, tener un trabajo de tiempo completo eleva la probabilidad de reportar ser feliz en 4.97 puntos porcentuales, en contraste con un desempleado.

El número de hijos parece elevar la felicidad en México, puesto que, en comparación con personas sin hijos, tener uno, dos o tres hijos aumenta la probabilidad de reportar ser feliz en 5, 16, 5.88 o 5.99 puntos porcentuales, respectivamente. En Colombia tener ocho o más hijos eleva la probabilidad de reportar ser muy feliz en 20.7 puntos porcentuales, pero en Brasil esta misma condición reduce dicha probabilidad en 17 puntos porcentuales, ambos en comparación con personas sin hijos.

Con relación a los efectos del género sobre la probabilidad de reportar ser feliz, éstos son sólo significativos para México. Las mujeres mexicanas tienen 0.12 puntos porcentuales menos de probabilidad de reportar ser infeliz, en comparación con los hombres del mismo país. En esta misma línea, ser mujer implica tener 6.09 puntos porcentuales más de probabilidad de reportar ser muy feliz, por encima de los hombres. La relevancia de la religión sólo es significativa en México, donde considerarla muy importante representa 8.36 puntos porcentuales más de probabilidad de reportar ser muy feliz, en comparación con alguien cuya importancia de la religión sea nula.

Sentirse orgulloso de vivir en Colombia incide sobre la probabilidad de reportar ser feliz, desde un aumento de 42.1 puntos porcentuales sobre esta probabilidad para quienes reportaron sentirse muy poco orgullosos, pasando por 39.7 puntos porcentuales para los levemente orgullosos y 33 puntos porcentuales para los totalmente orgullosos, todos en comparación con alguien quien reportó sentirse para nada orgulloso de su país. En este mismo país, la justificación de la riqueza como elemento asociado a la probabilidad de reportar ser feliz, incide en 5.2 puntos porcentuales sobre la probabilidad de reportar ser muy feliz, en contraste con los individuos que consideran inaceptable la acumulación de riqueza.

El nivel de complacencia con las finanzas del hogar igualmente incurre sobre la probabilidad de reportar ser muy feliz. Para Colombia aumentar el nivel de satisfacción con los ingresos del hogar incrementa la probabilidad de reportar ser muy feliz en 13.5, 16.2 o 22.5 puntos porcentuales para quienes se ubicaron en los niveles de satisfacción con estos ingresos III, IV y V, respectivamente, en comparación con alguien totalmente inconforme con los ingresos de su hogar. En Brasil, aquellos pertenecientes al nivel IV tienen un incremento en la probabilidad de reportar ser muy feliz en 7.77 puntos porcentuales; no obstante, estar plenamente satisfecho con los ingresos del hogar aumenta la mencionada probabilidad en 17.5 puntos porcentuales. Por último, un mexicano totalmente satisfecho con la situación financiera doméstica tiene 10.4 puntos porcentuales más de probabilidad de reportar ser muy feliz, en contraste con alguien totalmente insatisfecho con este escenario.

Conclusiones

La escasa significancia estadística del nivel de ingresos sobre la probabilidad de reportar ser feliz parece corroborar la hipótesis planteada al inicio de este trabajo: existen variables con mayor incidencia que el ingreso sobre la probabilidad de reportar ser feliz. Éste, junto con los demás resultados se exponen en la Tabla 6. Para el caso de Brasil, el único país con efecto marginal estadísticamente significativo del ingreso sobre la felicidad, se observa una correlación negativa entre los niveles de ingreso y felicidad. Al respecto, el ingreso es probable que no sea un fin en sí mismo, sino un instrumento para alcanzar mayores niveles de felicidad (^{Rojas, 2016}) y cambios inesperados en el primero podrían generar un efecto opuesto en la satisfacción individual.

Con lo anterior, la recomendación más importante que este documento plantea es que los individuos no deberían buscar mayores ingresos, bajo la única premisa de mayores ingresos, mayor felicidad, puesto que este paradigma se encuentra sobrevalorado, al menos a partir de los hallazgos aquí descritos. En su lugar, sería deseable que al interior de las familias y organizaciones sociales se incentivara la toma de decisiones a partir de los efectos de éstas sobre áreas como la salud, la libertad de elección y las relaciones afectivas, más que a partir de la retribución económica subsecuente.

La condición laboral, como elemento asociado a la felicidad, sólo es estadísticamente significativa para México. Es así como tener empleo en este país, al igual que pertenecer a un grupo social -familia o trabajo-, afecta de forma estadísticamente significativa la probabilidad de reportar ser feliz. Lo anterior enmarca la importancia de los individuos como seres sociales, en línea con lo expuesto por ^{Maslow (1943)} y sugiere la necesidad de suplir necesidades laborales en México si se busca incrementar los niveles de felicidad reportados allí.

El estado civil incide de forma significativa sobre la probabilidad de reportar ser feliz en Brasil y México. Siguiendo lo expuesto por ^{Qari (2014)}, estar casado eleva la probabilidad de reportar ser feliz, mientras que el divorcio reduce dicha probabilidad, en línea con el postulado de ^{Dolan et al. (2008)}. A partir de esto, el fomento de relaciones sociales constructivas que puedan tener las personas con su entorno debe ser prioritario, tanto individual como colectivamente y de esta forma, eventualmente, elevar los niveles de felicidad reportados.

En relación con la composición de la familia, para México puede concluirse que la probabilidad de reportar ser feliz aumenta conforme aumenta el número de hijos hasta un nivel de tres, un número mayor de descendientes no es estadísticamente significativo. Para Brasil, las familias numerosas inciden negativamente sobre la probabilidad de reportar ser muy feliz, pero esta incidencia es positiva para el caso colombiano; evidenciando así, la relevancia de las unidades familiares como elementos asociados a la felicidad.

Respecto al orgullo patrio en Colombia, la probabilidad de reportar ser feliz sí es afectada positivamente por el grado de patriotismo. No obstante, a mayor nivel de éste, su efecto sobre la probabilidad de reportar ser feliz es menor. Es así como los programas y actividades encaminadas a incentivar el amor por el país de residencia, así como el sentido de pertenencia por éste, podrían tal vez elevar la felicidad colectiva reportada en países de la región latinoamericana.

Con relación al estado de salud, la probabilidad de reportar ser muy feliz aumenta conforme aumenta el estado de salud, al menos para Colombia y Brasil, mas no para México. Lo anterior permite inferir que la salud de los individuos tiene mayor incidencia (estadísticamente significativa) que el nivel de ingresos sobre la probabilidad de reportar ser feliz y es por esto por lo que los individuos deberían contemplar las consecuencias que cada decisión tiene sobre su salud, antes de considerar los posibles efectos de éstas, sobre sus ingresos.

El género tiene un efecto tenue sobre la felicidad y sólo valido para México. Aquello permite inferir, preliminarmente, que este factor no resulta decisivo a la hora de reportar ser feliz en los países de estudio, para el periodo analizado. Además, se concluye que la probabilidad de reportar ser feliz y muy feliz se incrementa conforme aumenta la libertad de elección, pero únicamente en Colombia. Con lo cual se insta que los contratos sociales expliciten un mayor grado de libertad para cada una de las partes y de esta forma, empoderar a los individuos frente a las elecciones que se presentan cotidianamente.

En relación con los efectos de la edad sobre la felicidad, la probabilidad de reportar ser muy feliz se reduce a medida que la edad de los individuos aumenta; para posteriormente revertirse dicha tendencia. En otras palabras, sólo para Brasil y México la probabilidad de reportar ser muy feliz a lo largo de la vida tiene forma de “U”, apoyando la idea planteada por ^{Gerdtham & Johannesson (2001)}; ^{Gerstenblüth et al. (2013)}; ^{Lelkes (2006)} y ^{Peiró (2006)}. Con esto se busca exponer que posibles disminuciones en la felicidad reportada a lo largo de la adultez y la mediana edad, podrían compensarse con un aumento significativo de ésta en el ocaso de la vida. Así que se debería incentivar cambios individuales específicos a lo largo de estas etapas de la vida para mitigar efectos negativos sobre la felicidad.

Por último, a efectos de plantear futuros desarrollos de investigación, sería conveniente abordar la posible causalidad entre el nivel de ingresos y la libertad de elección, en su incidencia conjunta sobre la probabilidad de reportar ser feliz en América Latina; al igual que desarrollar especificaciones que permitan aislar las características que diferencian a cada género (e. g. emociones, aspiraciones, percepción del entorno) y de esta forma corroborar si existe alguna brecha entre hombres y mujeres al momento de reportar ser felices. Asimismo sería deseable ampliar la discusión sobre el efecto disímil del ingreso sobre diversas concepciones del bienestar -subjetivo y económico-, en línea con lo expuesto por ^{Fuentes & Rojas (2001)}.

También se motiva a mejorar los sistemas de recolección y procesamiento de datos en la región latinoamericana, de forma tal que permitan descomponer variables altamente subjetivas en elementos parsimoniosos que faciliten la obtención de conclusiones puntuales y dicientes sobre los eventuales desencadenantes de la felicidad asociados a las variables consignadas en este documento.