Horizontes. Revista de
Investigación en Ciencias de la Educación
https://revistahorizontes.org
Volumen 9 / N° 36 / enero-marzo 2025
ISSN: 2616-7964
ISSN-L: 2616-7964
pp. 140 - 153
Validez
y confiabilidad de la Escala de Gaudibilidad en universitarios
Validity and reliability of the
Gaudiability Scale in university students
Validade e confiabilidade da Escala
de Gaudiabilidade em estudantes universitários
Celia Flor Quintana Ilanzo
cquintanai@ucvvirtual.edu.pe
https://orcid.org/0000-0001-5813-4069
Universidad Cesar Vallejo. Lima, Perú
RESUMEN
En
la actualidad la psicología positiva explora el concepto de gaudibilidad,
contribuyendo al bienestar psicofisiológico. Por lo cual, el objetivo central
de esta investigación fue determinar las evidencias de validez y confiabilidad
de la Escala de Gaudibilidad en universitarios peruanos. Este estudio se
enmarcó en la categoría de investigación aplicada y el diseño seleccionado es
el instrumental. La muestra fue 346 sujetos se obtuvo a través de un muestreo
aleatorio simple. Por otro lado, el instrumento usado es la Escala de
Gaudibilidad para Adultos de Morelia. Se evidenció un valor de Alfa de Cronbach
estandarizado de 0.8512; adicionalmente, para todos los casos analizados,
p>0.05, razón por la cual se puede afirmar que no se reportan diferencias
significativas. Las condiciones del entorno más que las del propio individuo
son las que tienen mayor propensión a afectar positiva o negativamente la
gaudibilidad de los encuestados.
Palabras clave: Bienestar;
Confiabilidad; Gaudibilidad; Universitarios; Validez
ABSTRACT
Positive psychology
is currently exploring the concept of gaudibility, contributing to
psychophysiological well-being. Therefore, the main objective of this research
was to determine the evidence of validity and reliability of the Gaudiability
Scale in Peruvian university students. This study was framed in the category of
applied research and the selected design was instrumental. The sample of 346
subjects was obtained through simple random sampling. On the other hand, the
instrument used was the Morelia Adult Gaudiability Scale. A standardized
Cronbach's Alpha value of 0.8512 was evidenced; additionally, for all the cases
analyzed, p>0.05, reason for which it can be affirmed that no significant
differences are reported. The conditions of the environment rather than those
of the individual are the most likely to positively or negatively affect the
respondents' gaudibility.
Key words: Well-being;
Reliability; Gaudiability; University students; Validity
RESUMO
A psicologia positiva
está atualmente explorando o conceito de gaudibilidade, que contribui para o
bem-estar psicofisiológico. Portanto, o principal objetivo desta pesquisa foi
determinar as evidências de validade e confiabilidade da Escala de
Gaudibilidade em estudantes universitários peruanos. Este estudo foi enquadrado
na categoria de pesquisa aplicada e o desenho selecionado foi instrumental. A
amostra de 346 indivíduos foi obtida por meio de amostragem aleatória simples.
Por outro lado, o instrumento utilizado foi a Escala de Gaudiabilidade para
Adultos de Morelia. Foi encontrado um valor de Alfa de Cronbach padronizado de
0,8512; além disso, para todos os casos analisados, p > 0,05, razão pela qual
se pode afirmar que não foram registradas diferenças significativas. As
condições do ambiente, e não as do indivíduo, têm maior probabilidade de afetar
positiva ou negativamente a sensação de bem-estar dos respondentes.
Palavras-chave: Bem-estar;
Confiabilidade; Gaudiabilidade; Estudantes universitários; Validade
INTRODUCCIÓN
Las interacciones sociales desempeñan un papel fundamental al
permitir que las personas coincidan y compartan situaciones similares (Jiménez,
2017). No obstante, es importante destacar que la interpretación de estos
contextos puede variar significativamente entre individuos debido a sus
diferencias en percepción, aprendizaje, motivaciones, estados de ánimo, formas
de adquirir conocimientos, sentido del humor y la manera de enfrentar los
problemas (Rosales, 2015; Gianelli y Gentilucci, 2018). Estas diferencias no
solo influyen en cómo se manejan los desafíos sociales, sino también en el
nivel de disfrute que cada persona experimenta al compartir experiencias.
Mientras algunas personas encuentran satisfacción y alegría en estas
interacciones, otras pueden percibirlas de manera más neutra o incluso
negativa, dependiendo de su contexto personal y emocional (Troncoso et al.,
2016).
En este contexto, el aspecto relacionado con la capacidad de disfrute
ha emergido como un tema de estudio intrigante en los últimos años, generando
incertidumbre sobre por qué algunos individuos experimentan mayor satisfacción
que otros en diversas situaciones (Frende et al., 2017). Resulta evidente que,
incluso cuando dos personas viven un mismo acontecimiento, pueden atribuir
significados diferentes y experimentar niveles e intensidades distintas de
disfrute frente al contexto en el que se encuentran (Padrós y Fernández, 2008).
Este fenómeno, subraya la complejidad de las experiencias humanas y resalta la
importancia de considerar las múltiples variables que influyen en la percepción
y el disfrute de las interacciones sociales.
A lo largo del tiempo, en investigación, el interés ha
evolucionado hacia el estudio de variables positivas en psicología, buscando
promover el aumento de afectos positivos que contribuyan al desarrollo de
factores protectores y herramientas para el bienestar humano (Larsen, 2018;
Pawelski, 2016). Este enfoque ha dado lugar a la psicología positiva, una
disciplina que examina al ser humano desde una perspectiva centrada en
emociones positivas como el disfrute, la felicidad y el optimismo (De La Fabián
y Stecher, 2018). Dentro de este marco, el constructo de gaudibilidad ha
cobrado relevancia al referirse a la capacidad individual de disfrutar y
experimentar placer en situaciones cotidianas, lo cual refuerza la percepción
de bienestar. Este tipo de psicología busca potenciar las habilidades
individuales, modificar patrones cognitivos negativos y promover un desarrollo
personal que genere satisfacción, salud y calidad de vida (De La Fabián y
Stecher, 2018; Domínguez y Ibarra, 2017).
Además, se destaca la influencia positiva de las experiencias
de emociones positivas en la conciencia de la persona, generando recursos
personales a lo largo del tiempo y contribuyendo al bienestar físico, actuando
como factor protector frente a enfermedades (Fredrickson y Joiner, 2018;
Seligman, 2005). Asimismo, la psicología positiva explora el concepto de
gaudibilidad, como un constructo que engloba factores moduladores tales como
creencias, habilidades y calidad de vida, influyendo en la capacidad de
experimentar placer y gratificación (Cuadro y Florenzano, 2003). Un mayor nivel
de gaudibilidad se relaciona con una mayor probabilidad de disfrute,
manifestándose en distintos grados de intensidad y duración temporal frente a
diversas situaciones desafiantes (Padrós y Fernández, 2008). En definitiva, la
gaudibilidad emerge como un constructo para comprender cómo las personas
experimentan y gestionan las emociones positivas en su vida diaria.
Por lo tanto, emerge la necesidad de un instrumento para la
evaluación de la gaudibilidad. Esta herramienta sería valiosa en contextos
clínicos, como evidencian de investigaciones exitosas, para un enfoque dual
terapéutico con las posibilidades de moduladores del disfrute en aquellos con
desafíos emocionales (González et al., 2018). La utilidad de la gaudibilidad se
subraya en estudios experimentales, como uno con pacientes deprimidos que logró
mejoras sostenidas (Padrós et al., 2014). Estas evidencias respaldan la
importancia de estudiar para comprender la gaudibilidad no solo como
herramienta diagnóstica, sino como recurso terapéutico valioso para mejorar la
experiencia emocional.
Por otro lado, a lo largo de los ciclos de la vida, desde la
vulnerabilidad inicial hasta la consolidación en la juventud, el individuo se
expone a diversos factores exógenos que contribuyen a la formación de
competencias y habilidades (Herrera et al., 2019; Yamauchi, 2016). En la etapa
universitaria, algunos jóvenes enfrentan desafíos académicos que generan tanto
estrés como disfrute, contribuyendo al desarrollo de conocimientos culturales y
habilidades sociales fundamentales para el éxito como adulto maduro (Yamauchi,
2016). Además, la universidad no solo es un espacio de adquisición de
conocimientos, sino también una comunidad donde los estudiantes forjan
actitudes y aptitudes que influyen en su estilo de vida y salud (Figueroa et
al., 2019). En este contexto, la Gaudibilidad se presenta como un potencial
factor protector. Cada estudiante experimenta y percibe de manera única las
situaciones, y la evaluación de niveles de gaudibilidad puede ser crucial para
mejorar esta capacidad mediante intervenciones específicas, si es necesario
(Gonzales et al., 2018; Padrós et al., 2014).
No obstante, aunque existen numerosos instrumentos que miden
el disfrute, la Escala de Gaudibilidad de Padrós et al., (2014) destaca al
incorporar los moduladores del disfrute, haciéndola más interesante. Este
énfasis resalta la importancia de la medición de la variable en la
investigación y subraya la escasez de estudios instrumentales sobre el
constructo en Perú. Con enfoque en la conveniencia y el valor teórico, se
evaluará la adecuación del instrumento a la teoría, considerando tanto el
contenido de los ítems como la concordancia con el comportamiento esperado de
los participantes. Además, se destacará la relevancia social al proporcionar un
instrumento adaptado al contexto de selección y servirá como referencia para
futuras investigaciones.
Este estudio se justifica por la creciente importancia de
evaluar variables positivas en psicología, como la gaudibilidad, un constructo
que se asocia con la capacidad de disfrutar y experimentar bienestar emocional
en situaciones cotidianas. En el contexto universitario, donde los estudiantes
enfrentan múltiples desafíos académicos y personales, medir esta capacidad
resulta crucial para identificar factores protectores y diseñar estrategias que
fomenten el desarrollo personal y la calidad de vida. La investigación tiene
como objetivo analizar las propiedades psicométricas de un instrumento
específico para medir la gaudibilidad, evaluando su validez y confiabilidad en
estudiantes universitarios. Este esfuerzo busca garantizar la adecuación del
instrumento en el contexto peruano y sentar bases sólidas para futuras
intervenciones y estudios en el ámbito educativo y clínico.
MÉTODO
Este estudio se clasificó como una investigación aplicada,
dado que tuvo como objetivo evaluar la confiabilidad y validez de la Escala de
Gaudibilidad para su uso en contextos educativos y clínicos. El diseño adoptado
fue de tipo instrumental, enfocado en el análisis de las propiedades
psicométricas del instrumento evaluado (Ato y Vallejo, 2007).
Se trató de una investigación no experimental, ya que no se
manipuló ninguna variable independiente. Los datos se recolectaron en el
entorno natural de los participantes, lo que permitió observar el fenómeno en
su contexto habitual. Además, fue un estudio de campo, puesto que la
recolección de información se llevó a cabo directamente en los espacios donde
los estudiantes desarrollaban sus actividades académicas, proporcionando una
perspectiva más realista del fenómeno.
La muestra estuvo conformada por 346 estudiantes
universitarios seleccionados mediante un muestreo aleatorio simple. Este método
garantizó una representación equitativa de la población objetivo, facilitando
la generalización de los resultados y asegurando la objetividad en la selección
de los participantes.
El instrumento utilizado fue la Escala de Gaudibilidad para
Adultos de Morelia (EGAM24), diseñada para evaluar los moduladores del disfrute
experimentado. La escala constó de 24 reactivos con respuestas en formato tipo
Likert (desde "totalmente de acuerdo" hasta "totalmente en
desacuerdo"), que generaron puntuaciones de 0 a 96. A mayor puntuación,
mayor fue la gaudibilidad. El instrumento presentó un alfa de Cronbach de α =
.858, y sus seis subescalas mostraron los siguientes valores de confiabilidad:
imaginación (α = .794), creencias irracionales (α = .741), disfrute en soledad
(α = .738), interés (α = .733), concentración (α = .728) y sentido del humor (α
= .710) (Padrós-Blázquez et al., 2021).
En cuanto a la medición del desempeño docente, se incluyeron
dimensiones como la planificación (D1), que evaluó la capacidad del docente
para estructurar aprendizajes y seleccionar recursos de calidad; la implicación
(D2), que midió la participación activa de los estudiantes y la promoción de la
autonomía y competencia; la interacción (D3), centrada en la creación de un
ambiente de confianza y la gestión de conflictos; y la evaluación (D4), que
examinó la reflexión docente y la retroalimentación para mejorar los resultados
de aprendizaje.
Se desarrolló una distribución de frecuencias para cada
dimensión, junto con el cálculo de medidas estadísticas como la media, la
desviación estándar, el sesgo y la curtosis. Para analizar las relaciones entre
las dimensiones, se emplearon coeficientes de correlación, y la confiabilidad
del instrumento se verificó mediante el cálculo del Alfa de Cronbach, la
confiabilidad por el método de las dos mitades y los coeficientes omega
(jerárquico y total). Además, se utilizó la prueba KMO para medir la adecuación
de la muestra.
El análisis de componentes principales (PCA) se utilizó para
determinar el número adecuado de dimensiones. Una vez identificado este número,
los coeficientes se calcularon mediante una rotación ortogonal utilizando el
método Varimax. La bondad de ajuste del modelo se evaluó a través de índices
como el índice de ajuste comparativo (CFI), el índice de Tucker-Lewis (TLI), la
raíz cuadrada del error de aproximación (RMSEA) y la media cuadrática de
residuos estandarizados (SRMR), que permitieron verificar la validez interna
del modelo.
Finalmente, para analizar si el sexo o la edad influían en
los puntajes del test, se realizaron pruebas de diferencia de medias utilizando
la distribución t de Student.
RESULTADOS
Y DISCUSIÓN
La distribución de frecuencias de las
respuestas obtenidas se reporta en la Tabla 1. Se observa que, para el puntaje
total del instrumento, el 49.13% de las respuestas (170 sujetos) se ubican en
la categoría Muy Alto, mientras que la categoría menos frecuente corresponde al
nivel Muy Bajo (0 respuestas), seguido del nivel Bajo, con 5 sujetos (1.45%).
En el caso de la dimensión relacionada con la concentración durante la
ejecución de las tareas (D2), se reporta que la categoría predominante es
Medio, con 99 sujetos (28.61%), mientras que en el resto de categorías la clase
modal corresponde al nivel Muy Alto, con frecuencias que oscilan entre 120
casos (Disfrute en Soledad – D4) y 208 casos (Interés – D1). Para todas las
dimensiones, la categoría menos frecuente es Muy Bajo, con frecuencias que van
desde 2 sujetos (Interés – D1) hasta 22 sujetos (Disfrute en Soledad).
Tabla
1. Distribución de frecuencias de las Respuestas por
Dimensiones de la Escala de Gaudibilidad.
|
Dimensión |
Muy Bajo |
Bajo |
Medio |
Alto |
Muy Alto |
|
Interés (D1) |
2 |
10 |
31 |
95 |
208 |
|
0.58% |
2.89% |
8.96% |
27.46% |
60.12% |
|
|
Concentración (D2) |
21 |
51 |
99 |
79 |
96 |
|
6.07% |
14.74% |
28.61% |
22.83% |
27.75% |
|
|
Imaginación (D3) |
9 |
36 |
70 |
105 |
126 |
|
2.60% |
10.40% |
20.23% |
30.35% |
36.42% |
|
|
Disfrute en Soledad (D4) |
22 |
39 |
67 |
98 |
120 |
|
6.36% |
11.27% |
19.36% |
28.32% |
34.68% |
|
|
Creencias Irracionales
(D5) |
5 |
16 |
47 |
75 |
203 |
|
1.45% |
4.62% |
13.58% |
21.68% |
58.67% |
|
|
Sentido del Humor (D6) |
3 |
28 |
56 |
120 |
139 |
|
0.87% |
8.09% |
16.18% |
34.68% |
40.17% |
|
|
Puntaje Total EGAM |
0 |
5 |
70 |
170 |
101 |
|
0.00% |
1.45% |
20.23% |
49.13% |
29.19% |
Los principales estadísticos
descriptivos se resumen en la Tabla 2. La media de las dimensiones varía entre
2.4595 en Concentración y 3.2001 en Interés, con un valor global de 2.8350. En
cuanto a la dispersión de los datos, medida a través de la desviación estándar,
se observa que esta oscila entre 0.7057 en la dimensión de Interés y 1.0067 en
Disfrute en Soledad, mientras que la desviación estándar del puntaje total del
instrumento es de 0.5568. Se destaca que todas las dimensiones presentan un sesgo
negativo, lo que implica que los puntajes tienden a concentrarse en la parte
superior del espectro, con valores generalmente por encima del promedio.
Respecto a la curtosis de los puntajes, las dimensiones de Interés y Creencias
Irracionales exhiben valores positivos, lo que sugiere una distribución
relativamente elevada, mientras que las demás dimensiones, incluido el puntaje
total del instrumento, presentan valores negativos, indicando una distribución
más aplanada o achatada.
Tabla
2. Estadística descriptiva por dimensiones de la Escala de
Gaudibilidad
|
|
Media |
Desv Est |
Sesgo |
Curtosis |
|
D1 |
3.2001 |
0.7057 |
-0.9929 |
1.0135 |
|
D2 |
2.4595 |
1.0046 |
-0.1605 |
-0.7553 |
|
D3 |
2.7197 |
0.9022 |
-0.4977 |
-0.2369 |
|
D4 |
2.6264 |
1.0067 |
-0.4798 |
-0.4493 |
|
D5 |
3.1387 |
0.8582 |
-1.0153 |
0.5611 |
|
D6 |
2.8656 |
0.8165 |
-0.5603 |
-0.2453 |
|
2.8350 |
0.5568 |
-0.2759 |
-0.3403 |
El valor del coeficiente de
correlación de Pearson, así como la significancia y el intervalo de confianza
al 95% se reporta en la Tabla 3. De las 15 combinaciones posibles, sólo 2 reportan
una significancia superior a 0.05 (D2 vs D6 y D2 vs D3), 1 reporta una
significancia menor a 0.01 (D4 vs D6) y las otras 12 reportan significancias
menores a 0.001; la mayor correlación reportada tiene un valor de 0.5149 (D1 vs
D6) mientras que el menor coeficiente es de 0.0106 y corresponde a la
comparación entre D2 y D3.
Tabla
3. Correlaciones entre dimensiones de la Escala de Gaudibilidad
|
|
D6 |
D5 |
D4 |
D3 |
D2 |
|
D1 |
0.5149*** (0.4330,0.5884) |
0.4048*** (0.3127,0.4893) |
0.2552*** (0.1539,0.3512) |
0.4051*** (0.3130,0.4896) |
0.2711*** (0.1705,0.3660) |
|
D2 |
0.0601 (-0.0457,0.1644) |
0.3186*** (0.2205,0.4102) |
0.3889*** (0.2956,0.4749) |
0.0106 (-0.0949,0.1159) |
|
|
D3 |
0.3722*** (0.2777,0.4596) |
0.2741*** (0.1736,0.3688) |
0.2027*** (0.0994,0.3017) |
||
|
D4 |
0.1433** (0.0384,0.2450) |
0.3726*** (0.2781,0.4600) |
|||
|
D5 |
0.2865*** (0.1867,0.3805) |
Nota: *: p<0.05, **:p<0.01, ***:p<0.001
Para verificar la confiabilidad del modelo, se utilizaron los
modelos de Alfa de Cronbach, el modelo de las dos mitades y omega, los
resultados se muestran en la Tabla 4. Analizando los resultados del Alfa de
Cronbach, se reporta que el valor del estadístico sin estandarizar es de
0.8455, con un intervalo de confianza al 95% que oscila entre 0.8210 y 0.8681;
es valor del estadístico está dentro del rango considerado como aceptable por
los autores del tema de confiabilidad y psicometría. Utilizando el método de
las dos mitades, se evaluaron todas las combinaciones posibles (1,352,078) y se
obtuvo una confiabilidad mínima de 0.5247 y un máximo de 0.9304, con un
promedio de 0.8512, similar al valor de Alfa de Cronbach. En la Figura 1 puede
apreciarse la distribución de frecuencias de los valores de confiabilidad
obtenidos a través de este algoritmo de tipo heurístico. Respecto a los
coeficientes omega, el conjunto de datos analizado obtuvo un valor de ωt de 0.8796, lo cual significa que el modelo es capaz de
explicar el 87.96% de la variabilidad total de los datos es atribuible a los
factores o dimensiones del modelo, mientras que el resto se puede considerar
como error; adicionalmente, se obtuvo que el ωh es de 0.5606, lo que significa que el 63.7335% de la
variabilidad del modelo es atribuible al factor general.
Tabla
4. Confiabilidad de la Escala de Gaudibilidad.
|
Método |
Indicador |
Valor |
|
|
Alfa Cronbach |
Sin Estandarizar |
0.8455 |
|
|
Estandarizado (λ3) |
0.8512 |
||
|
IC 95% |
Inferior |
0.8210 |
|
|
Media |
0.8455 |
||
|
Superior |
0.8681 |
||
|
Dos Mitades |
Máximo
(λ4) |
0.9304 |
|
|
Media |
0.8512 |
||
|
Mínimo
(β) |
0.5247 |
||
|
Cuantiles |
2.5% |
0.7756 |
|
|
50.0% |
0.8568 |
||
|
97.5% |
0.8946 |
||
|
Omega |
Jerárquico (ωh) |
0.5606 |
|
|
Total (ωt) |
0.8796 |
||
Figura
1. Distribución de frecuencia – indicador de confiabilidad.
El test KMO revela un valor promedio de la medida de
adecuación de la muestra (MSA) de 0.8326, con un rango que varía entre 0.7672
para el ítem 18 y 0.9157 para el ítem 20. Estos valores indican que el grado de
varianza común de los datos es adecuado, lo que confirma que el muestreo es
apropiado y que es posible realizar un análisis de componentes principales
(PCA). Por otro lado, el test de esfericidad de Bartlett muestra un valor de
Chi cuadrado de 2,518.368 con 276 grados de libertad, y el valor de
significancia o p-valor es inferior al límite establecido, lo que permite
concluir que las variables analizadas no están correlacionadas en la muestra y
que el número de ítems es el correcto. Los resultados del Análisis de
Componentes Principales (PCA) se presentan en la Tabla 5. Se observa que los
primeros seis componentes tienen cargas factoriales superiores a 1, por lo que
se decide incluir esa cantidad de componentes en el modelo. Con este conjunto,
se explica el 58.19% de la variabilidad de los datos.
Tabla
5. Desglose del Análisis de Componentes Principales y Selección
del Modelo.
|
Componente |
Análisis
de Componentes Principales |
Modelo
Seleccionado |
|||
|
Carga
Factorial |
Varianza
Explicada |
Varianza
Acumulada |
Varianza
Explicada |
Varianza
Acumulada |
|
|
PC01 |
5.5698 |
0.2321 |
0.2321 |
0.3988 |
0.3988 |
|
PC02 |
2.8667 |
0.1194 |
0.3515 |
0.2053 |
0.6040 |
|
PC03 |
1.7071 |
0.0711 |
0.4227 |
0.1222 |
0.7263 |
|
PC04 |
1.3765 |
0.0574 |
0.4800 |
0.0986 |
0.8248 |
|
PC05 |
1.3189 |
0.0550 |
0.5350 |
0.0944 |
0.9193 |
|
PC06 |
1.1276 |
0.0470 |
0.5819 |
0.0807 |
1.0000 |
|
PC07 |
0.9190 |
0.0383 |
0.6202 |
|
|
|
PC08 |
0.8219 |
0.0342 |
0.6545 |
|
|
|
PC09 |
0.7400 |
0.0308 |
0.6853 |
|
|
|
PC10 |
0.7238 |
0.0302 |
0.7155 |
|
|
|
PC11 |
0.7080 |
0.0295 |
0.7450 |
|
|
|
PC12 |
0.6637 |
0.0277 |
0.7726 |
|
|
Una vez comprobada la factibilidad de desarrollar un modelo,
se calculan los coeficientes de una rotación ortogonal usando el método
varimax, cuyos resultados se muestran en la Tabla 6. A efectos prácticos, se
muestran sólo el máximo valor para cada ítem. Cada uno de los 6 componentes del
modelo coinciden con las 6 dimensiones del modelo EGAM24. Los promedios de los
coeficientes oscilan entre 0.619 (D1) y 0.738 (D3); el factor mínimo tiene un
valor de 0.411 y corresponde al ítem 20 (Dimensión 1 - Interés) 0.825 ítem 18
(Dimensión 3 – Imaginación).
Tabla
6. Rotación Ortogonal – Método Varimax.
|
Item |
RC1 (D1) |
RC2 (D2) |
RC3 (D3) |
RC4 (D5) |
RC5 (D4) |
RC6 (D6) |
|
Media |
0.619 |
0.732 |
0.738 |
0.674 |
0.718 |
0.628 |
|
Desv Est |
0.155 |
0.006 |
0.092 |
0.065 |
0.056 |
0.130 |
|
Mínimo |
0.411 |
0.726 |
0.619 |
0.588 |
0.640 |
0.483 |
|
Máximo |
0.760 |
0.738 |
0.825 |
0.742 |
0.774 |
0.790 |
Con el análisis factorial confirmatorio (CFA por sus siglas
en inglés) se determinaron los índices de bondad de ajuste que se muestran en
la Tabla 7. Aquí se pudo determinar que el valor de los índices de ajuste
comparativo (CFI) y de Tucker-Lewis (TLI) son 0.928 y 0.916, respectivamente.
Adicionalmente, el RMSEA (root mean square error of approximation) tiene un
valor de 0.045 con un intervalo de confianza al 90% entre 0.037 y 0.053;
finalmente el SRMR (standardize root mean square residual) tiene un valor de
0.050; todos estos parámetros están dentro de los valores admitidos como
normales o regulares, razón por la cual puede afirmarse que el modelo posee una
estructura consistente o válida.
Tabla
7. Índices de bondad de ajuste para el modelo desarrollado.
|
Indicador |
Valor |
|
|
CFI |
0.928 |
|
|
TLI |
0.916 |
|
|
RMSEA |
Media |
0.045 |
|
IC90-Inf |
0.037 |
|
|
IC90-Sup |
0.053 |
|
|
SRMR |
0.050 |
|
Para determinar si existen diferencias en los puntajes de
cada dimensión según el sexo del encuestado, se realizó una prueba de
diferencia de medias basada en la distribución t de Student, cuyos resultados
se presentan en la Tabla 8. En todos los casos analizados, se obtuvo un p-valor
superior a 0.05, lo que indica que no existen diferencias significativas entre
sexos en los puntajes de cada dimensión del modelo, ni en el puntaje total.
Tabla
8. Prueba de diferencia de medias para puntajes según sexo.
|
|
D1 |
D2 |
D3 |
D4 |
D5 |
D6 |
Total |
|
|
Media |
F |
3.2447 |
2.4911 |
2.8174 |
2.5656 |
3.2394 |
2.8670 |
2.8709 |
|
M |
3.1695 |
2.4378 |
2.6524 |
2.6683 |
3.0695 |
2.8646 |
2.8104 |
|
|
Varianza |
F |
0.5058 |
1.0727 |
0.8401 |
1.1149 |
0.6079 |
0.7576 |
0.3141 |
|
M |
0.4929 |
0.9695 |
0.7888 |
0.9446 |
0.8165 |
0.6075 |
0.3072 |
|
|
n |
F |
141 |
141 |
141 |
141 |
141 |
141 |
141 |
|
M |
205 |
205 |
205 |
205 |
205 |
205 |
205 |
|
|
Grados
Libertad |
344 |
344 |
344 |
344 |
344 |
344 |
344 |
|
|
Valor t |
0.9711 |
0.4801 |
1.6656 |
-0.9180 |
1.8650 |
0.0261 |
0.9911 |
|
|
Significancia |
0.3323 |
0.6315 |
0.0969 |
0.3594 |
0.0631 |
0.9792 |
0.3225 |
|
Para evaluar si el puntaje promedio de las dimensiones varía
según la edad, se realizó un análisis de varianza, cuyos resultados se presentan
en la Tabla 9. En todos los casos analizados, el valor de p fue mayor a 0.05,
lo que indica que no existen diferencias significativas entre los promedios por
edad de las dimensiones del instrumento evaluado.
Tabla
9. Resultados de análisis de varianza - puntajes según edad.
|
Dimensión |
F |
p-valor |
|
D1 |
1.2427 |
0.2249 |
|
D2 |
0.7552 |
0.7521 |
|
D3 |
0.6818 |
0.8292 |
|
D4 |
1.4255 |
0.1169 |
|
D5 |
1.1651 |
0.2886 |
|
D6 |
1.2607 |
0.2118 |
|
Total |
0.7998 |
0.7006 |
Discusión
El análisis estadístico permitió
determinar que el puntaje promedio de gaudibilidad fue de 68.04, un valor
superior al reportado por Navarro et al., (2020) (60.70) y Padrós-Blásquez
(2019) (58.14). Por otro lado, Figueroa et al. (2019) reportaron una media de
30.47, pero al tratarse de una versión abreviada del instrumento con solo 10
ítems, este puntaje equivaldría a 73.13 en la versión completa, siendo este el
mayor valor registrado entre los estudios consultados.
En cuanto a las propiedades
psicométricas de la Escala de Gaudibilidad para Adultos de Morelia (EGAM)
aplicadas a estudiantes universitarios, se obtuvo un puntaje KMO de 0.8326.
Aunque este valor fue ligeramente inferior al 0.854 reportado por Flores y
Timana (2021), continuó siendo adecuado para realizar análisis factoriales.
Además, los valores de CFI y TLI, superiores a 0.9, fueron consistentes con los
hallazgos de Aguilar y Flores (2020), lo que respaldó la validez interna del
modelo empleado.
El coeficiente omega total alcanzó un
valor de 0.8796, superando los resultados de Flores y Timana (2021) (0.871) y
Aguilar y Flores (2020) (0.830). Estos valores indicaron una alta confiabilidad
del modelo, capaz de explicar más del 80 % de la variabilidad total de los
datos. Asimismo, el alfa de Cronbach obtenido fue de 0.8512, superior al 0.8064
reportado por Figueroa et al., (2019) y al 0.838 de Valdés-García et al.,
(2023), pero ligeramente inferior al 0.858 documentado por Padrós-Blázquez et
al., (2021). Esto confirmó la elevada consistencia interna del instrumento,
asegurando que sus resultados medían aspectos unidimensionales de manera
precisa.
No se encontraron diferencias
significativas en el puntaje total de gaudibilidad entre hombres y mujeres
(t344 = 0.9911, p = 0.3225), resultado coincidente con Navarro et al., (2020)
(t102 = -0.145, p = 0.885) y Figueroa et al. (2019). No obstante, Valdés-García
et al. (2023) identificaron diferencias en subdimensiones específicas, como
creencias irracionales en mujeres (12.01 vs. 11.58) e interés (12.07 vs. 11.43)
y concentración en hombres (8.39 vs. 7.28). En general, no se halló evidencia
concluyente de que el sexo influya significativamente en la gaudibilidad,
sugiriendo que otros factores, como el entorno y las experiencias previas,
podrían ser más determinantes.
Del mismo modo, no se identificaron
diferencias significativas en los niveles de gaudibilidad según la edad
(F18,327 = 0.7998, p = 0.7006). Ninguno de los estudios consultados realizó
análisis similares. Aunque el rango de edades en la muestra fue amplio, el
hecho de que los participantes compartieran un entorno común como estudiantes
universitarios pudo haber homogeneizado sus respuestas y comportamientos frente
a los estímulos evaluados.
Un hallazgo relevante en la revisión de
antecedentes fue el reportado por Navarro et al., (2020), quienes observaron
diferencias significativas en los niveles de gaudibilidad según el grado de
escolaridad (F3,103 = 2.770, p < 0.0001). Aquellos con escolaridad básica
presentaron menores niveles de gaudibilidad (M = 2.64, DE = 0.91) en
comparación con quienes poseían formación universitaria (M = 3.82, DE = 0.59).
Esto sugiere que el nivel académico podría influir positivamente en la
gaudibilidad, al proporcionar herramientas o experiencias enriquecedoras que
potencien esta capacidad.
CONCLUSIONES
Los criterios de evaluación psicométrica de la Escala de
Gaudibilidad para Adultos de Morelia (EGAM24) fueron establecidos para una
población de ambos sexos, en un rango de edad entre 18 y 36 años, obteniendo
parámetros adecuados para la población general. La validez del instrumento fue
confirmada mediante la prueba KMO, que arrojó un puntaje de 0.8326, y el
análisis factorial permitió corroborar los seis factores originales del modelo.
Todos los ítems del instrumento presentaron cargas factoriales superiores al
umbral mínimo requerido, por lo que no fue necesario realizar modificaciones o
eliminar elementos del cuestionario.
La confiabilidad del instrumento quedó respaldada por los
resultados del coeficiente alfa de Cronbach (0.8455), dos mitades (0.8512) y
omega total (0.8796), todos dentro del rango considerado como aceptable.
Además, los análisis realizados no evidenciaron diferencias significativas en
el puntaje total de gaudibilidad en función del sexo (t344 = 0.9911, p =
0.3225) ni de la edad (F18,327 = 0.7998, p = 0.7006). Estos hallazgos sugieren
que las características individuales, como sexo o edad, tienen una influencia
limitada en la gaudibilidad, siendo las condiciones del entorno las que parecen
ejercer un mayor impacto en este constructo.
Para investigaciones futuras, se recomienda explorar la
incorporación de variables adicionales, como nivel socioeconómico o niveles de
estrés, que puedan ampliar la comprensión del fenómeno de la gaudibilidad.
Estas propuestas permitirían enriquecer tanto el marco teórico como el análisis
empírico, fortaleciendo el uso del EGAM24 en contextos más diversos y
específicos.
CONFLICTO DE
INTERESES. La autora declara que no existe conflicto de intereses para
la publicación del presente artículo científico.
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