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Las investigaciones han demostrado que las personas agradecidas son más felices, más enérgicas y esperanzadas de tener experiencias positivas. La diversa conceptualización de la gratitud conduce al surgimiento de múltiples definiciones y construcciones de esta variable. Se ha conceptualizado como una emoción, un estado de ánimo, un rasgo, una virtud, un hábito, una característica afectiva (Emmons & McCullough, 2003). Watkins (2016) sugiere que podemos referirnos a la gratitud como un estado emocional, una expresión emocional, un rasgo de carácter o incluso una virtud. Según Wood et al. (2010), la gratitud puede verse como una disposición similar a un rasgo, así como un estado temporal, como un estado de ánimo positivo.
Una definición más consensuada considera la gratitud como un afecto denominado gratitud disposicional. Así, la gratitud se puede definir como la tendencia general que tiene el individuo para reconocer el papel de la benevolencia de otras personas en los propios resultados y logros positivos, lo que permite responder a dicha benevolencia con una emoción de agradecimiento (McCullough et al., 2002).
Estudios proponen que la gratitud contribuye al desarrollo de conductas prosociales y al fortalecimiento de las relaciones interpersonales. Así, las personas agradecidas se sienten más felices, de tal manera que muestran una mayor motivación para hacer su vida más productiva (Nezlek et al., 2016) y tienden a ser más empáticos, espirituales y religiosos, indulgentes que aquellos que están menos inclinados a la gratitud (Lyubomirsky, 2010). Cuanto más inclinada esté la persona a expresar gratitud, menor es la probabilidad de sufrir depresión, ansiedad, soledad o envidia (Emmons, 2007; McCullogh et al., 2004).
Actualmente se cuenta con varios instrumentos disponibles para medir la gratitud, entre los que se encuentran la Prueba de Gratitud, Resentimiento y Aprecio (GRAT; Watkins et al., 2003), la Lista de Verificación de Adjetivos de Gratitud (GAC; McCullough et al., 2002), la Escala de Gratitud Transpersonal (TGS; Hlava et al., 2014), la Escala de Apreciación (AS; Adler & Fagley, 2005), el Cuestionario de Gratitud-20 ítems (Bernabé-Valero et al., 2014), la Escala de Gratitud de Alarcón (Alarcón, 2014) y el Cuestionario de Gratitud-6 (GQ-6) (McCullogh et al., 2002), siendo este último la herramienta más utilizada para evaluar la gratitud disposicional.
El GQ-6 es un cuestionario de autoinforme con el objetivo de evaluar la disposición a experimentar gratitud. Inicialmente los autores del cuestionario desarrollaron un instrumento de 39 ítems relacionados a experiencias asociadas con la gratitud, con la expresión de gratitud y el aprecio de otras personas. Después del análisis factorial exploratorio (AFE) en estudiantes universitarios, sólo se retuvo un factor con seis ítems, el cual explicó el 27% de la varianza y una buena consistencia interna (α = .82). Este instrumento ha mostrado poseer una buena validez de criterio, encontrándose que, a mayores puntajes de gratitud disposicional, mayor optimismo, esperanza y satisfacción con la vida (Kong et al., 2017; Rey et al., 2018) , y menores puntajes de ansiedad, desesperanza y soledad (Caputo, 2016; Rey et al., 2018).
El GQ-6 se encuentra disponible en varios idiomas y ha sido validado en distintos países alrededor del mundo. Su estructura unifactorial original de seis ítems ha sido replicada en países como Chile (Carmona et al., 2015; Langer et al., 2016), Italia (Caputo, 2016; Fuochi et al., 2018), China (Kong et al., 2017), India (Garg & Katiyar, 2021), Brasil (Gouveia et al., 2019) , Holanda (Jans-Beken et al., 2015) y Japón (Sumi, 2017). No obstante, en algunas poblaciones una solución unifactorial de cinco ítems resultó más adecuada como en población adulta de Ecuador (Vélez et al., 2019), Alemania (Hudecek, 2020), India (Dixit & Sinha, 2021), España (Magallares et al., 2018); población adolescente de China (Wei et al., 2011), España (Rey et al., 2018) y Vietnam (Tran et al., 2021) y universitarios de Taiwan (Chen et al., 2009), Japón (Kobayashi, 2013), Turquía (Yüksel et al., 2012), Rumania (Balgiu, 2020), España (Bernabé-Valero et al., 2013) y Filipinas (Valdez et al., 2017).
A pesar de que el GQ-6 se ha utilizado ampliamente para evaluar la gratitud, la literatura muestra diferencias estructurales entre las distintas poblaciones de estudio. Asimismo, a pesar de la buena consistencia interna, el bajo porcentaje de varianza explicada reportado en la versión original de la GQ-6 (27%) constituye un área de oportunidad para la exploración de sus propiedades psicométricas, por lo que, aunado a que en México no se han detectado estudios sobre las características psicométricas de este instrumento, la importancia de su exploración se hace presente dentro de los estudios de la psicología positiva. Por lo anterior, el propósito de este estudio es evaluar las propiedades psicométricas de la versión mexicana del GQ-6 en población adulta.
Método
Diseño
Se realizó un estudio instrumental, debido a que estuvo enfocado a la adaptación y análisis de funcionamiento psicométrico de una prueba psicológica (Montero & León, 2007).
Participantes
A través de un muestreo no probabilístico, la muestra estuvo conformada por hombres y mujeres de 18 a 67 años de diferentes estados de la República Mexicana. Participaron 566 adultos de población general con una edad media de 33.58 (DE = 12.08). Con relación al estado civil, 50.9% eran solteros, 31.5% casados, 9.9% en unión libre, 4% divorciado, 2.4% separado y el 1.3% eran viudos. Se contó con la participación de 365 mujeres (64.6%) de 18 a 67 años, las cuales tuvieron una media de edad de 32.23 (DE = 12.39). El 54.5% era soltera, 28.8% casada, 10.4% en unión libre, 3.8% divorciadas, 1.6% separadas y .8% eran viudas. De igual forma participaron 201 hombres (35.5%) de 18 a 67 años, con promedio de edad de 35.46 (DE = 12.35), donde 47.8% eran solteros, 34.8% casados, 8% en unión libre, 4% divorciados, 3.5% separados y 2% viudos.
Instrumentos
El Cuestionario de Gratitud de seis elementos (GQ-6; McCullough et al., 2002). Es un cuestionario de autoinforme de estructura unifactorial, diseñado para evaluar las diferencias individuales en la propensión a experimentar gratitud en la vida cotidiana. Los participantes deben indicar su respuesta en una escala Likert de 7 puntos, que va desde 1= muy en desacuerdo, hasta 7 = muy de acuerdo. Los ítems 3 y 6 se encuentran formulados negativamente por lo que sus puntajes deben invertirse; las puntuaciones de los ítems se suman a una puntuación total que va de 6 a 42, donde altos puntajes indican un nivel más alto de disposición a la gratitud. La consistencia interna reportada para el GQ-6 es buena (α = .82). El proceso de traducción de la escala se realizó mediante el procedimiento de traducción inversa. Específicamente, la versión en inglés del GQ-6 fue traducida al español por un traductor bilingüe y luego otro traductor bilingüe (un hablante nativo de inglés) tradujo de forma independiente el GQ-6 al inglés. Las dos versiones en inglés se compararon, no detectándose discrepancias (ver Apéndice).
Test de Orientación Vital (LOT-R; Scheier et al., 1994) en su versión al español (Otero et al., 1998). Consta de 10 ítems con una escala Likert de 5 puntos (1 = muy en desacuerdo hasta 5 = muy de acuerdo), donde seis ítems miden la dimensión de optimismo disposicional, mientras que los otros no se contabilizan y sirven para hacer menos evidente el contenido de la escala. De los seis ítems de contenido, tres están redactados en sentido positivo (optimismo) y tres en sentido negativo (pesimismo), por lo que las puntuaciones de los ítems redactados en sentido negativo se invierten. La fiabilidad estimada por el Alpha de Cronbach fue de .79 para la versión española, mientras que en el presente estudio fue de .72.
Escala de afecto positivo y negativo (PANAS) (Watson et al., 1988) en la adaptación al español (López-Gómez et al., 2015). La escala se compone por dos subescalas: Afecto positivo y afecto negativo, cada una con 10 ítems con formato de respuesta tipo Likert de cinco puntos (de 1 = nada o muy ligeramente a 5= mucho). La persona debe indicar cómo ha sentido cada afecto durante la última semana. El total de cada subescala es la suma de la puntuación otorgada en los 10 ítems que la conforman, la cual oscila entre 10 y 50 puntos; una mayor puntuación indica mayor presencia del afecto determinado. El coeficiente alfa de Cronbach para el afecto positivo fue de .92 y de .88 para afecto negativo. Los coeficientes encontrados en el presente estudio fueron .94 y .90 respectivamente.
Procedimiento
Para la realización de este estudio, se contó con la aprobación de la Subdirección de Investigación de la Facultad de Psicología de la UANL. La encuesta se respondió en español a través de Google Forms difundiendo el enlace a través de redes sociales siguiéndose un muestreo guiado por el participante o bola de nieve. Un requisito indispensable fue que la persona hablara español y residiera en México. El cuestionario estuvo en línea del 10 de mayo de 2021 al 24 de septiembre de 2021. Todos los datos se trataron siguiendo los principios éticos de la Asociación Americana de Psicología (2017). Accedieron a participar un total de 599 personas quienes cumplieron con los criterios de inclusión establecidos. No obstante, al analizar la información, 33 casos respondieron de forma incompleta los instrumentos, por lo que fueron eliminados del estudio. Se conservaron 566 casos, los cuales conforman la muestra final.
La consistencia interna se calculó con el coeficiente alfa de Cronbach (α). Aunque el coeficiente a varía en función del número de ítems de la escala (el valor de a es mayor cuando el número de ítems es elevado), para fines orientativos puede interpretarse que valores de α < .50 evidencian una consistencia interna inaceptable, de .50 a .59 pobre, de .60 a .69 cuestionable, de .70 a .79 aceptable, de .80 a .89 buena y ≥ .90 excelente (Cronbach & Shavelson, 2004). Para determinar la estructura factorial de la GQ-6, la mitad de la muestra se utilizó para realizar el análisis factorial exploratorio (AFE) a través del análisis de componentes principales. Con la otra mitad de la muestra se llevó a cabo el análisis factorial confirmatorio (AFC), así como un análisis multigrupo (MCFA) por sexo. La función de discrepancia se optimizó por Máxima Verosimilitud y se consideraron siete índices de ajuste. Siguiendo a Hooper et al. (2008) se interpretó como buen ajuste: p para chi-cuadrado (χ2) > .05; chi-cuadrada relativa (χ2/gl) < 3; índice de bondad de ajuste (GFI), índice de bondad de ajuste corregido (AGFI), índice de ajuste no normado (NFI) e índice de ajuste comparativo (CFI) ≥ .95; y error cuadrático medio de aproximación (RMSEA) < .07. La validez convergente y divergente del GQ-6 se examinó mediante análisis de correlación (Pearson) con el LOT-R y el PANAS. Los cálculos estadísticos se realizaron con SPSS 21 y AMOS 16. Se usó un nivel de significación o probabilidad exacta en los contrastes de .05 e intervalos de confianza para las estimaciones del 95%.
Resultados
Análisis factorial exploratorio
Primero, la muestra se dividió por la mitad aleatoriamente (N = 280, 65% mujeres y 35% hombres) para realizar el AFE. La medida de adecuación muestral Kaiser-Meyer-Olkin (KMO), así como la prueba de esfericidad de Bartlett, mostraron que la matriz de correlación resultó aceptable para la extracción de factores (ver Tabla 1) (Lloret et al., 2014). El análisis de componentes principales indicó una estructura unifactorial con un autovalor de 2.92 el cual explicó el 48.58% de la varianza. Asimismo, los resultados de los análisis realizados en relación con el sexo revelaron una estructura unifactorial para la escala (ver Tabla 1).
Tabla 1 Matriz de componentes extraídos por componentes principales
| Total N = 280 |
Mujeres n = 182 |
Hombres n = 98 |
|
|---|---|---|---|
| 2. Si tuviera que enumerar todo por lo que me siento agradecido(a), sería una lista muy larga. |
.808 | .808 | .781 |
| 1. Tengo mucho en la vida por lo cual estar agradecido(a). | .735 | .753 | .686 |
| 4. Estoy agradecido con una amplia variedad de personas. | .721 | .639 | .777 |
| 5. A medida que me hago mayor, me encuentro más capaz de apreciar a las personas, los eventos y las situaciones que han sido parte de la historia de mi vida. |
.693 | .726 | .634 |
| 3. Cuando miro al mundo, no veo mucho por lo que deba estar agradecido(a). |
.617 | .508 | .705 |
| 6. Puede pasar mucho tiempo antes de que me sienta agradecido(a) con algo o alguien. |
.584 | .612 | .465 |
| Kaiser-Meyer-Olkin (KMO) | .79 | .77 | .74 |
| Prueba de esfericidad de Bartlett | χ2 (15) = 452.325, p <.01. |
χ2 (15) = 267.814, p <.01 |
χ2 (15) = 154.566, p <.01 |
| Varianza explicada | 48.58% | 46.47% | 46.66% |
Análisis factorial confirmatorio
Utilizando la otra mitad de los participantes (N = 286, 64% mujeres y 36% hombres), se realizó el AFC y el análisis multigrupo con relación al sexo. Los índices de bondad de ajuste obtenidos para cada modelo estimado se muestran en la Tabla 2. El primer modelo estimado presentó todos sus parámetros significativos (p < .01), sin embargo, los índices de bondad de ajuste mostraron que el modelo podía ser mejorado (ver Tabla 2). Los índices de modificación sugirieron una covarianza entre los errores de los ítems 3 y 6. Una vez añadida la covarianza entre errores el modelo de la Figura 1 mostró buen ajuste (ver Tabla 2). En este modelo los diferentes índices de ajuste que se utilizaron confirmaron que el modelo probado (un factor y seis ítems) era el que mejor se ajustaba a los datos. De igual forma, se buscó confirmar el modelo final de acuerdo con el sexo. Tanto para mujeres como hombres, todos los parámetros resultaron significativos (p < .01) y sus modelos (ver Figura 2) mostraron un buen ajuste en sus indicadores (ver Tabla 2).
Tabla 2 Índices de ajuste para los modelos estimados
| Modelo | Índices de ajuste absoluto | Índices de ajuste de incremento | ||||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| X2/df | P | GFI | AGFI | RMSEA (IC 90%) | NFI | TLI | CFI | |
| Primer modelo | 2.379 | .020 | .981 | .943 | .070 (.026 - .113) |
.969 | .961 | .982 |
| Modelo final | .823 | .552 | .994 | .980 | .000 (.000 - .069) |
.991 | 1.005 | 1.000 |
| Modelo final en mujeres (n = 183) |
1.193 | .306 | .987 | .956 | .033 (.000 - .106) |
.977 | .990 | .996 |
| Modelo final en hombres (n = 103) |
.537 | .780 | .990 | .964 | .000 (.000 - .086) |
.985 | 1.034 | 1.000 |
Consistencia interna y descriptivos
El GQ-6 mostró una adecuada consistencia interna (α = .79) tanto para mujeres (α = .77) como para hombres (α = .76). La correlación ítem-total osciló entre .36 y .60. El puntaje promedio para el total de la muestra (N = 566) fue de 34.70 (DE = 5.37; rango = 14 - 42). Para las mujeres (n = 366) se encontró un puntaje medio de 35.68 (DE = 5.01; rango = 15 - 42) y de 32.95 (DE = 5.54; rango = 14 - 42) para los hombres (n = 201). La prueba de diferencia de grupos indicó que las mujeres mostraron puntajes de gratitud más elevados (t [378.49] = - 2.756; p < .01).
Para el LOT-R la media fue 21.94 (DE = 3.81; rango = 6 - 30) para el total de la muestra, mientras que para las mujeres fue de 22.31 (DE = 3.79; rango 7 - 30) y para los hombres de 21.26 (DE = 3.86; rango = 6 - 30). De igual forma la prueba de diferencia de grupos indicó que las mujeres mostraron puntajes de optimismo más altos (t [564] = - 3.129, p < .01).
En la subescala de afecto positivo (PANAS) se obtuvo una media de 34.53 (DE = 8.74; rango = 11 - 50), mientras que para el afecto negativo (PANAS) la media fue de 19.79 (DE = 7.40; rango = 10 - 50) en total de la muestra. De acuerdo con el sexo, las mujeres tuvieron una media de 34.50 (DE = 8.85; rango = 11 - 50) en afecto positivo y los hombres de 34.66 (DE = 8.54; rango = 11 - 50). El afecto negativo fue de 19.82 (DE = 7.31; rango = 10 - 50) para mujeres y de 19.74 (DE = 7.56; rango = 10 - 50) para los hombres. La prueba de diferencia de grupos indicó que los grupos eran equivalentes tanto en afecto positivo (t [564] = - .209, p = .835) como en afecto negativo (t [564] = - .124, p = .901).
Validez convergente y divergente
La relación entre GQ-6 con el LOT-R (optimismo disposicional) y las puntuaciones del PANAS (afecto positivo y negativo) se examinaron para la muestra total (N = 566). Los puntajes del GQ-6 se correlacionaron significativamente con el optimismo disposicional (r = .445, p < .001) y con el afecto positivo (r = .242, p < .001) y afecto negativo (r = - .174, p < .001).
Discusión
El objetivo de este trabajo fue evaluar las propiedades psicométricas de la versión mexicana del GQ-6 en población adulta. En primera instancia se realizó un AFE general y por sexo de los participantes con la mitad de la muestra. Los resultados de este estudio evidenciaron una estructura unifactorial con seis ítems, la cual explicó un 48.58% de la varianza. De acuerdo con la estructura factorial por sexo, las varianzas fueron parecidas con 46.47% para las mujeres y 46.66% para los hombres. Estos resultados son similares a los de Caputo et al. (2016) en Italia con 46.16% de la varianza y superiores al reportado por Jans-Beken et al. (2015) en Alemania con 35.68%. No obstante, en comparación con países de Latinoamérica, las varianzas fueron inferiores a las reportadas por Carmona et al. (2015) (65.88%) y Langer et al. (2016) (59.18%) en población adulta chilena, así como en Brasil (59%) por Gouveia et al. (2021).
Al realizar el AFC general y multigrupo de acuerdo con el sexo de los participantes, la estructura unifactorial con seis ítems se mantuvo en las tres estimaciones con buenos índices de bondad de ajuste y de incremento. Es importante mencionar la invariancia factorial de acuerdo con el sexo, lo que indica que el GQ-6 en población mexicana mide el mismo constructo para hombres y mujeres (Kong et al., 2017; Langer et al., 2016).
La consistencia interna del GQ-6 resultó aceptable con un coeficiente alfa de .79. Asimismo, los coeficientes para los hombres y las mujeres también fueron aceptables (.76 y .77 respectivamente). Estos valores son congruentes con los reportados para la versión de seis ítems para Chile (α = .75; Carmona et al., 2015) e Italia (α = .75; Caputo et al., 2016) e inferiores a los reportados para India (α = .85; Garg et al., 2021), Brasil (α = .87; Gouveia et al., 2021), Chile (α = .83; Langer et al., 2016) y China en la muestra total (α = .87), así como para los hombres (α = .86) y las mujeres (α = .88) (Kong et al., 2017).
En estudios con muestras adolescentes (Langer et al., 2016; Rey et al., 2018) y estudiantes universitarios (Balgiu (2020), el ítem 6 "Puede pasar mucho tiempo antes de que me sienta agradecido(a) con algo o alguien" fue eliminado, ya que mejoraba la consistencia interna e incrementaba la varianza explicada. De lo anterior que los autores sugieren que la disposición a la gratitud está a punto de formarse cuando se trata de individuos muy jóvenes, por lo que se cree que este elemento eliminado de la escala resulta demasiado abstracto para que la población joven lo entienda. De acuerdo con los resultados de este estudio, la eliminación de ningún ítem mejoraba la consistencia interna, por lo que puede inferirse que los seis ítems fueron adecuados y comprendidos por la muestra de adultos, lo que apoya los hallazgos anteriores.
Al estimar los niveles de gratitud en la muestra general, estos fueron ligeramente altos. A pesar de que algunos estudios no encontraron diferencias en la gratitud entre hombres y mujeres (Caputo et al., 2016), al contrastar los puntajes promedio de acuerdo con el sexo, las mujeres obtuvieron mayor puntaje que los hombres (Kong et al., 2017; Preś et at., 2020). En este sentido, los hallazgos concuerdan con lo reportado por la literatura, donde se sugiere que las mujeres suelen comunicar su gratitud con mayor frecuencia que los hombres y son más propensas a expresarla en sus comportamientos (Kashdan et al., 2009) siendo los hombres quienes pueden encontrar cierta dificultad para expresar sus sentimientos y, en consecuencia, su gratitud (Grabowska, 1997). Adicionalmente, las mujeres también mostraron mayores niveles de optimismo disposicional (Armbruster et al., 2015; Hinz et al., 2017), resultado que difiere de trabajos en donde se ha encontrado que las mujeres fueron menos optimistas que los hombres (Moreno & Marrero, 2015; Puskar et al., 2010) y donde los resultados fueron mixtos (Chang et al., 2010).
Finalmente, el GQ-6 se asoció positivamente con el LOT-R, con el afecto positivo (PANAS), y negativamente con el afecto negativo (PANAS) (Carmona et al., 2016; Garg et al., 2021). Se argumenta que las emociones de auto-trascendencia, como la gratitud, son vitales para disfrutar de las experiencias vitales, las cuales conducen a visiones del mundo más significativas y representan un factor clave para el bienestar (Schwartz & Sortheix, 2018). Así, las personas optimistas experimentan más gratitud, lo que podría dar más sentido a sus vidas y, a su vez, mejorar la satisfacción con la vida (Oriol et al., 2020).
Si bien los resultados de este trabajo indican que la versión mexicana obtuvo buenas propiedades psicométricas, vale la pena señalar varias limitaciones. Aunque el tamaño de la muestra es grande, la selección de participantes no fue aleatoria. La participación de hombres y mujeres no fue equivalente, encontrándose mayormente conformada por mujeres lo que puede conducir a algún sesgo. Finalmente, aunque se contó con la participación de personas de todos los estados de la república mexicana, la mayoría de los participantes informaron pertenecer a estados del norte, centro y occidente de México.
A pesar de las limitaciones, los resultados de este estudio proporcionan evidencia de que la versión mexicana del GQ-6 posee adecuadas propiedades psicométricas que permite evaluar la gratitud en población mexicana adulta utilizando un cuestionario breve. En México, este es el primer intento de evaluar las propiedades psicométricas del GQ-6, por lo que se invita a seguir esta línea de investigación para contrastar y enriquecer los resultados obtenidos.
