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Introducción
La empatia puede definirse como una respuesta afectiva, resultado de la aprehensión y comprensión del estado o la condición emocional de otra persona (Eisenberg et al., 2006). Esta conceptualización implica una mirada multidimensional de la misma, ya que incluye procesos cognitivos y emocionales o afectivos (Davis, 1980, 1983). Así, dichos procesos puestos en funcionamiento, dan cuenta de la capacidad de ponerse en el lugar del otro sujeto, comprender y sentir lo que el otro experimenta (Davis, 1983; Jiménez, 2017). Las investigaciones indican que suele emerger desde edades muy tempranas, apareciendo primero de una manera rudimentaria para luego volverse más sofisticada (Mesurado, 2018; Roth-Hanania et al., 2011; Vaish et al., 2009; Zahn-Waxler et al., 1992).
La mayoría de las definiciones propuestas sobre em-patía no limitan dicha experiencia a las emociones negativas, dado que hacen referencia a estados afectivos o experiencias emocionales en general, que abarcan desde la valencia negativa hasta la positiva (Preston & De Waal, 2002; Strayer, 1980; Telle & Pfister, 2016). Sin embargo, tradicionalmente los estudios existentes se han centrado en las respuestas empáticas a las emociones negativas de los demás, en vez de considerar la reacción de las personas frente a las emociones positivas (Sallquist et al., 2009).
En lo que concierne a la empatía positiva, en la historia de la humanidad, los científicos, filósofos y líderes religiosos han reconocido y discutido durante mucho tiempo la importancia de comprender y compartir las emociones positivas de los demás (Morelli, Lieberman et al., 2015; Wallace & Shapiro, 2006). Si bien la investigación psicológica sobre la empatía positiva aún está emergiendo, recientemente ha recibido mayor atención.
Definición de la empatía positiva
Este concepto, a diferencia de la empatía por los estados emocionales negativos de los otros, implica una expresión de felicidad o alegría, la cual es el resultado de haber comprendido la condición emocional positiva de otra persona y compartirla (Morelli, Lieberman et al., 2015; Sallquist et al., 2009; Yue et al., 2016). En relación con esta definición, existen algunas que van en la misma dirección, como la propuesta por Light et al. (2009), quienes afirman que la felicidad empática es "la tendencia a experimentar indirectamente sentimientos de buena voluntad y placer en respuesta a la demostración de emoción positiva de otra persona" (p. 1211).
Las personas pueden experimentar empatía positiva en diversas ocasiones. Por ejemplo, cuando observan una situación beneficiosa para otra persona -ver que alguien ha ganado un premio-, al interactuar con otros -escuchar novedades positivas sobre alguien-, y también, al crear una experiencia positiva para otro -obsequiar un regalo- (Morelli, Sacchet et al., 2015). En consonancia con esto, hay situaciones grupales en las que alguien se siente feliz como respuesta a la experiencia positiva de otra persona. Un ejemplo se puede visualizar en el ámbito organizacional o empresarial, cuando una persona se alegra por el éxito de un compañero de trabajo (Ganegoda & Bordia, 2019; Jansen, 2021). Por lo tanto, el sentimiento de empatía positiva fortalece y fomenta las relaciones positivas y el bienestar (Morelli, Lee et al., 2015; Morelli, Lieberman et al., 2015; Reis et al., 2010; Telle & Pfister, 2016), y puede causar alegría en el éxito de un compañero de trabajo.
Otra característica de la empatía positiva es que puede ocurrir como respuesta a una gran variedad de objetivos sociales -a nivel individual o grupal-, ya sean cercanos o distantes, y de igual modo, frente a personajes reales o ficticios. Por otra parte, los seres humanos experimentan empatía positiva como un estado emocional transitorio, y como un rasgo de personalidad estable (Morelli, Lee et al., 2015).
Así mismo, es importante distinguir entre empatía positiva y negativa, dado que son constructos que pueden parecer similares. Desde el punto de vista neurológico, ambas activan regiones del cerebro que se relacionan con el pensamiento sobre los estados mentales de los demás, como la corteza prefrontal medial y dorsomedial (Mitchell, 2009; Morelli et al., 2014). Sin embargo, la empatía positiva activa selectivamente regiones que se vinculan con el afecto positivo (la corteza prefrontal ventromedial), mientras que la empatía negativa activa regiones asociadas al afecto negativo como la corteza cingulada anterior dorsal e ínsula anterior (Morelli et al., 2014; Morelli, Sacchet et al., 2015). En cuanto a la vinculación de estos constructos, existen diversos estudios que informan una asociación positiva y de carácter moderado entre la empatía positiva y negativa (Gable et al., 2006; Sallquist et al., 2009). Por lo tanto, es posible afirmar que, si bien estos constructos están relacionados, son diferentes entre sí (Clinton & Pollini, 2021 ; Duan, 2000).
Investigaciones previas han encontrado que la empatía positiva se relaciona con la conducta prosocial, la conexión social y el bienestar (Gable & Reis, 2010; Gable et al., 2004; Morelli, Lieberman et al., 2015). Por consiguiente, el estudio de la empatía positiva es importante dado que promueve el bienestar subjetivo y refuerza los recursos personales como la resiliencia (Cohn et al., 2009; Fredrickson et al., 2008). Además, se asocia con las emociones positivas y la satisfacción con la vida (Hicks & Diamond, 2008; Morelli, Lieberman et al., 2015; Nezlek et al., 2001).
Relación entre empatía positiva y prosocialidad
En cuanto a la relación entre estas dos variables, diversos estudios hallaron que es posible que las personas que se preocupan empáticamente por los demás, tiendan a ayudar en situaciones de necesidad y, al hacerlo, experimenten empatía positiva. Por lo tanto, los comentarios favorables de los receptores de la ayuda generan alegría empática y motivan las conductas prosociales (Batson & Shaw, 1991; Smith et al., 1989).
Otros autores sostienen que la empatía positiva puede desencadenar comportamientos prosociales, especialmente hacia aquellas personas que experimentan la felicidad como un estado afectivo (Telle & Pfister, 2016). De este modo, cuando el afecto positivo se produce como consecuencia de la empatía positiva, la persona que empatiza puede ser consciente de que esta experiencia proviene de la percepción de felicidad de la otra persona. Esto se vincula con el hecho de que la empatía se caracteriza por la distinción entre uno mismo y el otro (Decety & Jackson, 2004; Decety & Lamm, 2006; De Vignemont & Singer, 2006). En consonancia con esto, es menester recordar que la empatía negativa se considera un antecedente de la prosocialidad (Roberts & Strayer, 1996), por lo tanto, es probable que la empatía positiva deba ser provocada en primer lugar, antes de que se presente una conducta prosocial. Así, la asociación entre dichas variables puede ser explicada por la hipótesis de que las personas tienen deseo de prolongar y mantener el afecto positivo experimentado empáticamente (Telle & Pfister, 2016).
Así como se han desarrollado trabajos a nivel internacional, también existen investigaciones llevadas a cabo en Argentina, las cuales han abordado la relación entre estos constructos en adolescentes. Una de ellas es la desarrollada por Mesurado (2018), en la cual se investigó la influencia de los diversos tipos de empatía (tanto positiva como negativa) en el comportamiento prosocial y la experiencia de agotamiento anticipado al realizar una conducta de ayuda. Los resultados indicaron que las situaciones de empatía negativa promueven mayores niveles de conducta prosocial y agotamiento anticipado, que las situaciones de empatía positiva.
Por otra parte, existe otro aspecto vinculado con la prosocialidad y la empatía positiva, llamado la conexión social. En este sentido, diversos estudios sugieren que las personas experimentan empatía positiva fundamentalmente en relaciones cercanas, como en el ámbito de la amistad, la pareja y la familia. Sin embargo, también pueden hacerlo por una variedad de objetivos sociales -por ejemplo, extraños, compañeros de trabajo, conocidos- (Gable & Reis, 2010; Gable et al., 2004; Morelli, Lee et al., 2015). De esta manera, la empatía positiva posibilita una mejora en las relaciones sociales a través del aumento de las percepciones de la cercanía social, mediante la construcción de recursos para los vínculos (Gable et al., 2004, 2006).
Evaluación de la empatía positiva
Con el propósito de evaluar la empatía positiva se han desarrollado diversos tipos de medidas biológicas, de autoinforme como escalas o cuestionarios, y medidas indirectas, tales como la codificación observacional.
Existen referencias a mediciones biológicas para evaluar la empatía positiva, a través de la electromiografía facial o la resonancia magnética funcional. Estas son de gran utilidad al considerarse evaluaciones objetivas o directas de la empatía positiva, dado que permiten cuantificar las reacciones fisiológicas de las personas que observan las experiencias positivas de los demás (De Wied et al., 2006; Light et al., 2009; Montague et al., 2002; Morelli & Lieberman, 2013).
Por una parte, existe la utilización de autoinformes como es el caso de la Escala de Empatía Positiva (PES, por sus siglas en inglés), dirigida a adultos y desarrollada por Morelli, Lieberman y Telzer et al. (2015). Este instrumento está compuesto por siete ítems, algunos ejemplos de ellos son: "Cuando alguien más está entusiasmado, yo no puedo evitar estarlo también" y "Si no entiendo por qué alguien está emocionado, trato de ponerme en su lugar y entender lo que piensa y siente". La escala presenta propiedades psicométricas adecuadas y puede considerarse efectiva para medir la empatía positiva (Yue et al., 2016). Por otra parte, este grupo de investigadores también desarrollaron y validaron una medida diaria de empatía positiva, diferente a la escala anterior. Este instrumento presenta cuatro ítems, como por ejemplo "Hoy, me sentí feliz de que algo bueno le sucediera a alguien que conozco" y "Hoy me sentí emocionado cuando vi a alguien triunfar". Al igual que las otras evaluaciones, esta medida demuestra una buena confiabilidad interna y ha correlacionado significativamente con otros constructos tales como la empatía negativa diaria, la toma de perspectiva diaria y afecto positivo diario o cotidiano.
En relación con la utilización de la Escala de Empatía Positiva, esta ha sido traducida al idioma chino por Yue et al. (2016). Los investigadores tradujeron esta escala y examinaron las propiedades psicométricas de su versión, a fin de verificar su aplicación transcultural. Para llevar a cabo su trabajo, tomaron como muestra a estudiantes universitarios. Los análisis factoriales y de validez obtenidos fueron satisfactorios, y su versión de la Escala de Empatía Positiva correlacionó fuertemente con medidas de construc-tos similares como, por ejemplo, preocupación empática y afecto positivo. De la misma manera, encontraron una asociación positiva con el comportamiento prosocial y el bienestar. Por lo tanto, la versión china del PES resultó ser una medida adecuada de empatía positiva para estudiantes universitarios de esa población.
Otra medida de evaluación existente es la escala desarrollada por Gable et al. (2004), 2006), denominada Escala de Respuestas Percibidas e Intentos de Capitalización (PRCA), la cual evalúa la empatía positiva percibida en parejas de novios, mediante los siguientes elementos: "Cuando le cuento a mi pareja algo bueno que me pasó, a veces tengo la sensación de que mi pareja está aún más feliz y emocionado/a que yo" (Gable et al., 2004, 2006). Así mismo, estos autores tuvieron en cuenta la codificación observacional, llevada a cabo por observadores externos que han codificado el comportamiento de los participantes, evaluando las respuestas verbales y no verbales a los eventos positivos (Andreoni & Miller, 2002; Morelli, Lieberman et al., 2015).
Por último, también existe la utilización de heteroinformes para evaluar la empatía positiva como es el caso de la Escala de Empatía Positiva Disposicional, desarrollada por Sallquist et al. (2009). Originalmente tuvo como objetivo evaluar la empatía positiva en preescolares, informada por los padres y las madres de los niños. Los investigadores examinaron la relación entre la medida de empatía positiva informada por los padres y la empatía positiva de los niños observada por los experimentadores. De la misma manera, evaluaron la asociación entre la empatía positiva disposicional de los niños con mediciones transversales y longitudinales con la emoción positiva, la empatía/simpatía negativa y la competencia social de los niños, encontrando buenos resultados de confiabilidad y validez.
Como se ha observado, las mediciones existentes para evaluar la empatía positiva han estado dirigidas a población infantil preescolar, universitarios y adultos, pero no se encuentran escalas destinadas a evaluar esta variable en adolescentes (De Weid et al., 2005; Eisenberg & Lennon, 1983; Feshbach & Feshbach, 1969; Lennon et al., 1983; Roberts & Strayer, 1996; Strayer, 1993). Dada la solidez psicométrica mostrada en la Escala de Empatía Positiva Disposicional, se decidió trabajar sobre ella y adaptarla a población adolescente de habla hispana.
Así, el objetivo del presente trabajo consistió en evaluar las propiedades psicométricas de la adaptación de la Escala de Empatía Positiva (Dispositional Positive Empathy Scale) de Sallquist et al. (2009) en población adolescente argentina.
En particular, se analizó la validez de constructo realizando un análisis factorial confirmatorio y la invariancia de la escala en relación con el sexo y edad de los participantes. Seguidamente se estudió la validez convergente analizando la relación de la empatía positiva con la conducta prosocial hacia diferentes objetivos. Se estudiaron las diferencias de los niveles de empatía positiva entre los sexos y en distintos grupos de edad de los adolescentes, y por último, se analizaron los niveles de fiabilidad de la adaptación.
Método
Tipo de estudio
La presente investigación, según sus objetivos, puede caracterizarse como un estudio descriptivo-correlacional, ya que, por un lado, pretende evaluar y describir los ítems que componen la escala de empatía positiva y, por otra parte, busca establecer el tipo de relación existente entre esta con la conducta prosocial hacia diferentes objetivos (Hernández Sampieri et al., 2014; Mesurado, 2018).
Según el tiempo, se trata de un estudio de tipo transversal, pues los datos se recolectaron en un momento y tiempo únicos. De acuerdo con el tipo de fuente a utilizar, puede clasificarse como un trabajo de campo (Hernández Sampieri et al., 2014).
Finalmente, se considera que sigue un diseño ex post facto, dado que no manipula las variables independientes, sino que trabaja con variables asignadas (Hernández Sampieri et al., 2014).
Participantes
Los participantes fueron seleccionados a través de un muestreo no probabilístico, de tipo intencional. La muestra estuvo compuesta por un total de 303 participantes. Este número de sujetos permite cumplir con uno de los requisitos necesarios para realizar análisis factoriales confirmatorios, ya que se sugiere un mínimo de 200 observaciones (Ferrando & Anguiano-Carrasco, 2010).
La muestra de este estudio estuvo conformada por 95 adolescentes varones (31 %) y 208 mujeres (69 %). Los participantes tenían edades comprendidas entre los 11 y 17 años (m = 13.50; DE = 1.16), eran estudiantes de nivel secundario de escuelas públicas (78.6 °%) y de gestión privada (21.4 °%), radicados en la ciudad de Paraná (Entre Ríos, Argentina). Los mismos, al momento de ser evaluados, se encontraban cursando el 1er, 2do y 3er año del Ciclo Básico Común.
En cuanto a las ocupaciones de los padres de los adolescentes, se dedicaban a realizar trabajos manuales u oficios (39%), eran empleados públicos o privados (34.5%), eran comerciantes (9.8%), tenían un trabajo administrativo (6.1%), eran profesionales (6.1 %) o se encontraban jubilados o desempleados (4.5%). Respecto a las madres de los adolescentes, la mayoría se dedicaban a los quehaceres domésticos (36%), eran empleadas públicas o privadas (31%), docentes (11.9%), comerciantes (5.1%), realizaban un trabajo manual o tenían oficios (5.1%), eran profesionales (4.8%), llevaban a cabo un trabajo administrativo (4.4 %) y se encontraban jubiladas o desempleadas (1.7%).
Los criterios de inclusión para pertenecer a la muestra consistieron en que los adolescentes asistieran a las instituciones seleccionadas como estudiante de 1er, 2do y 3er año del Ciclo Básico Común; aquellos que habían repetido año escolar, también se tuvieron en cuenta. Respecto a los criterios de exclusión, el 30% de los jóvenes que no formó parte fueron aquellos no autorizados a través del consentimiento informado por sus padres o tutores, y los que por su propia voluntad decidieron no participar. La edad no fue un criterio de exclusión, pues se tuvo en consideración la pertenencia al curso elegido.
Instrumentos
Escala de Empatía Positiva para adolescentes (Dispositional Positive Empathy Scale;Sallquist et al., 2009)
Para evaluar la empatía positiva se llevó a cabo una modificación de los ítems de la versión para madres y padres de niños preescolares de la Dispositional Positive Empathy Scale, de Sallquist et al. (2009), con la finalidad de adaptarla a la población adolescente. El instrumento consta de siete ítems que evalúan la empatía positiva disposicional de los niños, informada a través de sus padres. Algunas adaptaciones son las siguientes: ejemplo ítem original: "Es probable que mi hijo/a muestre felicidad cuando ve a otro niño/a recibir un regalo", ejemplo ítem modificado: "Me pongo feliz cuando veo a otro recibir un regalo"; ejemplo ítem original: "Generalmente, mi hijo/a se siente feliz cuando otros niños a su alrededor están sonriendo", ejemplo ítem modificado: "Me siento feliz cuando otros a mí alrededor están sonriendo". Los ítems fueron valorados en una escala de 4 puntos (1 = totalmente falso; 2 = algo falso; 3 = algo verdadero; 4 = totalmente verdadero), en la versión original (alfa de Cronbach = .81). Esta valoración de las respuestas se mantuvo en la adaptación llevada a cabo por las autoras.
Teniendo en cuenta que la escala original está en idioma inglés, se utilizó el proceso de traducción inversa. Una persona con conocimientos avanzados en este idioma realizó la primera traducción del inglés al español. Luego, una segunda persona volvió a traducir del español al inglés los siete ítems que componen la escala original. Por último, se comprobó la consistencia semántica entre las distintas versiones de la escala al compararlas y llegar a la versión final que se utilizó en el estudio. Este proceso permite aumentar la seguridad en cuanto a la equivalencia de ambos instrumentos (original y adaptado) (Hambleton, 1993, 1994, 1996).
Se realizó un análisis factorial exploratorio a esta versión del instrumento obteniendo un KMO .81 y un test de Bartlett 554.60, gl 21, p≤ .001, utilizando el método de ejes principales. Se realizó un análisis de paralelos, el cual arrojó la existencia de un único factor. Por último, los pesajes de cada uno de los ítems en el factor estuvieron entre .40 y .69. Estos análisis se realizaron con el programa JASP (Goss-Sampson, 2019).
Prosocialidad hacia diferentes objetivos
Para evaluar la conducta prosocial se utilizó la versión adaptada y validada a población argentina (Mesurado et al., 2019; Mesurado & Richaud, 2017), de las subescalas de bondad y generosidad del Inventario de Fortalezas Personales (Peterson & Seligman, 2004), como proponen los estudios de Padilla-Walker y Christensen (2011).
La medida original de Peterson y Seligman (2004) fue diseñada para evaluar el comportamiento hacia los extraños. Algunos ejemplos de ítems son: "Aunque no sea fácil para mí, ayudo a personas que no conozco" y "Ayudo a otras personas en distintas tareas -ej. en sus trabajos, problemas u otras actividades-".
Ítems similares fueron adaptados por Padilla-Walker y Christensen (2011) para evaluar la conducta prosocial hacia los amigos -9 ítems, por ejemplo, "Aunque no sea fácil para mí, ayudo a mis amigos"- y la familia -9 ítems, por ejemplo, "Realmente disfruto haciendo pequeños favores a mi familia"-. De esta manera, la escala presenta 27 ítems en total, siendo 9 para cada receptor de la ayuda (extraños, amigos y familia).
En la investigación se pidió a los estudiantes evaluar el grado de acuerdo o desacuerdo con cada una de las afirmaciones utilizando una escala tipo Likert de 5 puntos que va desde 1 (nada de acuerdo) hasta 5 (muy de acuerdo). Las puntuaciones más altas indican mayores niveles de conductas prosociales hacia los extraños, amigos y familia.
Se realizó un análisis factorial exploratorio con la muestra de este estudio obteniendo un KMO .89 y test de Bartlett 3210.95, gl 351, p≤ .001, utilizando el método de ejes principales. Se realizó un análisis de paralelos el cual arrojó la existencia de tres factores. Por último, se utilizó una rotación oblimin dado que se estima que los factores están relacionados entre ellos. Los pesajes de cada uno de los ítems en el factor conducta prosocial hacia personas desconocidas estuvieron entre .40 y .66, en el caso del factor conducta prosocial hacia la familia fueron de .51 a .75, y finalmente, el factor conducta prosocial hacia los miembros de la familia fueron de .58 a .77. Estos análisis se llevaron a cabo con el programa JASP (Goss-Sampson, 2019).
Los niveles de confiabilidad obtenidos en el presente estudio para cada una de sus dimensiones fueron: conducta prosocial hacia los extraños alfa de Cronbach = .75 (ic 95 % .68 - .78), conducta prosocial hacia los amigos alfa de Cronbach = .84 (ic 95 % .82 - .87) y conducta prosocial dirigida hacia la familia alfa de Cronbach = .90. De igual manera, se calculó el nivel de confiabilidad para la escala general alfa de Cronbach = .89 (ic 95 % .88 - .91).
Procedimiento
Para llevar a cabo la recolección de los datos, en primer lugar, se seleccionaron las instituciones de manera intencional. Algunas de ellas eran escuelas públicas y otras escuelas públicas de gestión privada tipo confesional. En dichos establecimientos se imparten clases en todos los niveles, desde el inicial hasta el secundario, el cual cuenta con el Ciclo Básico Común y el Ciclo Básico Orientado. De la misma forma, en algunas de ellas se cursan estudios superiores.
Para realizar las evaluaciones, se procedió a contactarse con los lugares elegidos, solicitando la autorización a los responsables de los mismos. De ese modo, se les explicó cuáles eran los propósitos del estudio; también, se les entregó una copia del modelo de consentimiento informado que sería dado a padres o tutores y de las diversas escalas que se aplicarían. Una vez obtenidos los permisos previos por parte de las autoridades de las escuelas, se envió el consentimiento informado de forma escrita a los padres o tutores de los alumnos.
Cabe aclarar que las invitaciones fueron hechas a la totalidad de los estudiantes de cada curso seleccionado -esto fue acordado previamente con los preceptores-. Sin embargo, no todos formaron parte de la muestra, dado que algunos de ellos no fueron autorizados por sus padres o tutores, faltaron a clases ese día o los adolescentes no asintieron participar del estudio. Consecuentemente, el 70 % del total de alumnos de esas instituciones de 1er a 3 er año quedaron incluidos en la muestra final, mientras que un 30 % no participó del estudio por los motivos antes expuestos.
De forma posterior, se recibieron los consentimientos informados firmados por los responsables y se realizaron las administraciones de manera grupal, durante el horario de clases. La duración de estas fue de media hora aproximadamente. Es fundamental destacar que se tuvieron en cuenta las consideraciones éticas necesarias para mantener y garantizar la confidencialidad de los datos obtenidos. Por lo tanto, se aseguró a los estudiantes que la información que brindaran al momento de responder, iba a ser utilizada solamente con fines académicos.
Aspectos éticos
Todos los procedimientos realizados en este estudio estuvieron de acuerdo con los estándares éticos del Comité de Investigación Institucional y Nacional y con la Declaración de Helsinki de 1964. También se obtuvo el consentimiento informado de los padres de los participantes, así como el asentimiento de los adolescentes. El estudio y los procedimientos fueron aprobados por la Junta de Revisión Institucional del Centro Interamericano de Investigaciones Psicológicas y Ciencias Afines (CIIPCA).
Análisis de datos
En cuanto a los procedimientos estadísticos, en primer lugar, se calculó la estadística descriptiva -puntaje mínimo y máximo, media, desvío típico, asimetría y curtosis- de los ítems que componen la Escala de Empatía Positiva. Con el objetivo de hacer una descripción completa de los ítems se realizó un análisis de correlación entre los ítems, y de estos, con el sexo y la edad de los participantes. De igual manera, se analizó la frecuencia de opciones de respuestas otorgadas por los participantes a cada uno de los ítems de la escala.
Para analizar la validez de constructo de la versión de la Escala de Empatía Positiva para adolescentes, se realizó un análisis factorial confirmatorio (AFC). Se calculó la normalidad multivariada de los ítems utilizando el índice de Mardia, el Critical radio en caso de que ese índice sea igual o menor de 5, y se utilizó el método de máxima verosimilitud para datos normales; en caso de que el valor obtenido fuera superior a 5 se utilizó el método de estimación Unweighted least squares, que asume la ausencia de normalidad de los datos (Byrne, 2010, p. 104).
Para estudiar el ajuste del modelo se consideró el valor chi cuadrado, chi/gl, los índices de bondad de ajuste CFI (Comparative Fit Index), GFI (Goodness of Fit Index) y AGFI (Adjusted Goodness of Fit Index). También, se tuvieron en cuenta los índices RMSEA (Root Mean Squared Error of Aproximation) y RMR (Root Mean Residual) para evaluar el error. Para estos análisis, se empleó el programa AMOS, en su versión 21.
En cuanto a los índices de bondad de ajuste del modelo, los valores esperados para el CFI, GFI y el AGFI son de > 0.95. Si se alcanzan estos puntajes, se considera que el modelo factorial presenta un buen ajuste a los datos. Lo contrario, cuando más se acercan a 0 indican un mal ajuste (Escobedo Portillo et al., 2016; Ruiz et al., 2010).
En lo que concierne a los índices para evaluar el error, en el caso del RMSEA, si este puntaje se acerca a 0, puede considerarse un ajuste casi perfecto del modelo (Escobedo Portillo et al., 2016).
Se estudió la invarianza del modelo obtenido en el AFC entre los sexos y los diferentes grupos de edad de los adolescentes. Para ello se analizaron modelos anidados en los que se comparó configural vs. el modelo métrico, el modelo métrico vs. el modelo escalar, y por último, el modelo escalar vs. el modelo estricto. Si la diferencia del chi cuadrado y grados de libertad entre los modelos es no significativa y si no se encuentran diferencias superiores a .01 en el índice de CFI entre los modelos, los resultados indicarían que la escala es invariante en relación con el sexo y edad de los participantes (Kline, 2011).
Por otra parte, para estudiar la validez convergente de la adaptación del instrumento, se analizó la normalidad bivariada utilizando el estadístico Shapiro-Wilk. En función de los resultados, se utilizó la correlación Rho de Spearman dado que hallamos ausencia de normalidad con el fin de analizar la relación entre la empatía positiva con la proso-cialidad hacia diferentes objetivos, controlando el sexo y la edad de los adolescentes. Se utilizó también la prueba t de Student para muestras independientes y analizar si los niveles de empatía positiva variaban en función del sexo y la edad de los adolescentes contribuyendo al estudio de la validez de constructo de la escala.
Por último, para evaluar la consistencia interna del instrumento se utilizó el coeficiente McDonald's Omega. Se decidió elegir este coeficiente porque hay autores que sugieren que resulta más adecuado y robusto que el alpha de Cronbach, especialmente cuando la escala tiene menos de cinco opciones de respuestas (McNeish, 2018). Así mismo, este coeficiente tiene en cuenta las cargas factoriales para el cálculo de fiabilidad a diferencia del alfa de Cronbach que utiliza las varianzas (Gerbing & Anderson, 1988), lo cual ha generado críticas de tipo matemático. De este modo, existen diversos autores que recomiendan y sugieren el uso del coeficiente Omega (Domínguez-Lara & Merino-Soto, 2015a,b).
Resultados
Análisis descriptivo de los ítems
Se llevaron a cabo análisis de estadística descriptiva básica, se calcularon las medias, los desvíos típicos, los valores mínimos y máximos de cada ítem del instrumento. Así mismo, se analizó la normalidad univariada de los ítems, calculando la curtosis y la asimetría, los cuales se encuentran dentro de los parámetros esperados, es decir, ± 1.96 (Rodríguez & Ruiz, 2008). De la misma manera, se calcularon los Critical radio para cada ítem de la escala (véase Tabla 1).
El valor de normalidad multivariada obtenida fue de 14.39 indicando la ausencia de normalidad multivariada, dado que lo esperado es encontrar valores iguales o inferiores a 5 (Byrne, 2010). En síntesis, se observa una normalidad univariada pero no multivariada, por lo que se utilizó el método mínimos cuadrados no ponderados en función del error tipo I de Chi-cuadrado (Unweighted least squares) en el AFC.
En la Tabla 2 pueden observarse los niveles de correlación entre cada uno de los ítems que componen la Escala de Empatía Positiva y su correlación con el sexo y la edad de los participantes. En la Tabla 3 se observa la distribución de frecuencia de las opciones de respuesta elegidas por los participantes ante cada ítem de la Escala de Empatía Positiva.
Tabla 2 Correlación entre ítems con el sexo y la edad de los adolescentes
Nota. *** p ≤ .001, ** p ≤ .01, * p ≤ .05.
Validez de estructura
Se comprobó la estructura factorial de la escala aplicada en estudiantes de nivel secundario mediante un análisis factorial confirmatorio (AFC), utilizando el método Unweighted least squares. Mediante este procedimiento, se obtuvo un chi cuadrado de 25.95, gl = 14, siendo este valor no significativo. El puntaje obtenido de chi/gl fue de 1.62. Por otra parte, los índices de bondad de ajuste arrojaron los siguientes valores: Compatative Fit Index (CFI) .98, Tucker-Lewis Index (TLI) .96, Bentler-Bonnett Non-normed Fit Index (NNFI) .96 y Bentler-Bonnett NormedFit Index (NFI) .95. Teniendo en cuenta que todos los valores son iguales o están por encima de .95, se concluye que se encontró un buen ajuste del modelo a los datos. En lo que respecta a la medición del error, el índice RMSEA fue de .05 (IC del 90 % .02 - .09, p = .39), encontrándose dentro de parámetros aceptables. El modelo puede observarse en la Figura 1.
Invariancia de medición
Posteriormente se estudió si la escala de empatía positiva era invariante en relación con el sexo y la edad agrupada de los participantes. Este estudio apunta a evaluar si el modelo unifactorial de la escala es estable y se ajusta bien a los participantes de ambos sexos y edades. Los resultados se presentan en la Tabla 4 indicando que no hay cambios estadísticamente significativos en el chi cuadrado entre los modelos, ni hay diferencias mayores a .01 en el índice CFI entre los diferentes modelos anidados comparados. Estos resultados indicarían que el modelo permanece constante en ambos sexos y grupos de edades entre 11 a 13 años (N = 151) y de 14 a 17 años (N = 152).
Validez convergente
Con el objetivo de analizar la validez convergente de la Escala de Empatía Positiva, se estudió su relación con la conducta prosocial dirigida hacia diferentes receptores de la ayuda controlando el sexo y la edad de los participantes. Inicialmente se estudió la normalidad de los datos utilizando la prueba Shapiro-Wilk para normalidad bivariada entre la empatía positiva y cada uno de los tipos de conductas prosociales. Los resultados de normalidad indicaron una ausencia de normalidad bivariada para todas las relaciones analizadas: empatía positiva-conducta prosocial hacia los extraños Shapiro-Wilk = .97, p≤. 001, empatía positiva-conducta prosocial hacia los amigos Shapiro-Wilk = .95, p≤. 001, y finalmente empatía positiva-conducta prosocial hacia los miembros de la familia Shapiro-Wilk = .96, p≤. 001. Dado que no se halló normalidad, se utilizaron las correlaciones Rho de Spearman para el análisis de las asociaciones. Los resultados indican que existe una asociación estadísticamente significativa, de carácter positivo, entre la empatía positiva y la conducta prosocial hacia los extraños, hacia los amigos y hacia la familia, aun controlando el sexo y la edad de los participantes (véase Tabla 5). Cabe destacar que, si bien las correlaciones obtenidas pueden ser consideradas débiles o bajas estadísticamente (Hérnandez Sampieri et al., 2014), son positivas.
Diferencias de la empatía positiva por sexo y edad
Se estudió si los niveles de empatía positiva difieren entre los sexos y la edad de los adolescentes. Los resultados indicaron que las mujeres presentaron mayores niveles de empatía positiva que los varones [t (301) = 4.26, p≤ .001, M mujeres: 3.2, DT: .54; M varones: 2.9, DT: .64], y que los adolescentes más pequeños de 11-13 años presentaban levemente mayores niveles de empatía positiva que los mayores 14-17 años [t (301) = 2.06, p≤. 05, M 11-13 años: 3.18, DT: .53; M 14-17 años: 3.04, DT: .64].
Análisis de confiabilidad
Para examinar la consistencia interna de la adaptación del cuestionario se utilizó el coeficiente Omega, dado que resulta más robusto que el índice alfa de Cronbach (McNeish, 2018) obteniéndose un puntaje de .78 (ic 95 % .74 - .82).
Discusión
El objetivo de este trabajo ha sido evaluar las propiedades psicométricas de la adaptación de la Escala de Empatía Positiva (DispositionalPositive Empathy Scale), de Sallquist et al. (2009) aplicada a una población de adolescentes, en una muestra de Entre Ríos, Argentina. La importancia de estudiar esta temática, y de contar con instrumentos adaptados, radica en el hecho de que este constructo se encuentra asociado a diversos aspectos saludables de la persona, tales como el bienestar, el afecto positivo y vínculos interpersonales positivos. De este modo, al empatizar, los sujetos se benefician al compartir el afecto positivo, lo cual reforzaría recursos personales como la resiliencia (Cohn et al., 2009; Fredrickson, 2001; Fredrickson et al., 2008). Así mismo, la empatía positiva se relaciona con la presencia de emociones positivas y una mayor satisfacción con la vida (Hicks & Diamond, 2008; Morelli, Lieberman et al., 2015; Nezlek et al., 2001).
El análisis de la estructura interna de la escala ha presentado un resultado similar al de la versión original, la cual es unidimensional (Sallquist et al., 2009). De esta manera, el modelo de un solo factor propuesto por los autores originales presentó un buen ajuste a los datos, incluyendo la medición del error. Por otro lado, la escala mostró ser invariante en relación con el sexo y la edad de los participantes, lo que indica que el modelo unifactorial permanece constante en ambos sexos y en adolescentes de menor y mayor edad. Estos hallazgos son coincidentes con estudios previos (Liu et al., 2018).
En lo que concierne a la validez convergente, se ha llevado a cabo un análisis de correlación entre la empatía positiva y la conducta prosocial hacia diferentes receptores de la ayuda (extraños, amigos y familia) controlando el sexo y la edad de los adolescentes. Los hallazgos dan cuenta de una asociación estadísticamente significativa, de carácter positivo entre las variables. De este modo, a medida que aumenta la empatía positiva, también lo hace la conducta prosocial. Por lo tanto, estos resultados son coincidentes con investigaciones previas y confirman la evidencia empírica existente (Batson & Shaw, 1991; Smith et al., 1989; Telle & Pfister, 2016; Yue et al., 2016). En este sentido, los adolescentes pueden ser prosociales con otros porque anticipan el poder compartir la alegría y el alivio de la persona que recibe la ayuda (Smith et al., 1989). Por otra parte, cabe aclarar que el hecho de relacionar la empatía positiva con la prosocialidad es un aspecto que ha sido poco estudiado (Morelli, Lee et al., 2015), dado que sí existe un cuerpo consistente de información sobre la asociación positiva entre la empatía negativa y la conducta de ayuda (Batson et al., 1991, Llorca et al., 2017; Mesurado & Richaud, 2017). En consecuencia, se deduce la necesidad de fomentar investigaciones que ahonden en el vínculo entre estas variables, y para eso, también contar con instrumentos de medición acordes.
Al estudiar las diferencias de la empatía positiva en relación con el sexo, se observó que las mujeres presentaban mayores niveles de empatía positiva que los varones, siendo este hallazgo consistente con estudios previos llevados a cabo en niños y en jóvenes (Light et al., 2019; Liu et al., 2018; Sallquist et al., 2009). Si bien, aún es escasa la evidencia empírica respecto a la medición de la empatía positiva en la adolescencia, las diferencias encontradas en este artículo son acordes a las que están presentes en la medición de otras formas de empatía (Brebner, 2003; Chaplin & Aldao, 2013). Por otro lado, los estudios indicaron que los adolescentes más pequeños de 11 a 13 años informaron niveles levemente superiores de empatía positiva que los adolescentes de mayor edad, es decir de 14 a 17 años. Estos resultados pueden explicarse por el hecho de que la empatía emerge desde edades muy tempranas y con posterioridad, se vuelve más sofisticada en la infancia (Mesurado, 2018; Roth-Hanania et al., 2011; Vaish et al., 2009; Zahn-Waxler et al., 1992; Zhou et al., 2002). Sin embargo, dichos resultados no coinciden con la literatura científica existente (Eisenberg, 2000; Hart & Fegley, 1995; Stern & Cassidy, 2018), la cual plantea la existencia de diversos aspectos del desarrollo adolescente que facilitan un aumento en la capacidad de empatía con el paso del tiempo -por ejemplo, la regulación y comprensión de las emociones, los avances sociocognitivos, desarrollo de la autoconciencia-.
Desde otro punto, en cuanto a la consistencia interna de la adaptación, se obtuvieron valores aceptables. Si bien los autores originales de la escala tuvieron en cuenta el estadístico alpha de Cronbach para analizar la confiabilidad -mientras que en este trabajo se ha utilizado el coeficiente Omega-, el puntaje obtenido en el presente estudio es casi coincidente con el hallado por los autores originales.
Es importante tener en cuenta que los puntajes encontrados en la validez de estructura, en la validez convergente y en la consistencia interna son similares respecto a otros instrumentos de medición de la empatía positiva, como por ejemplo el de Morelli, Lieberman et al. (2015) y el de Yue et al. (2016). A partir de lo expuesto, es posible inferir que existe cierta regularidad para evaluar dicha variable demostrada a través de diferentes escalas.
En conclusión, es posible afirmar que las propiedades psicométricas de la adaptación al idioma español en una muestra de Entre Ríos, Argentina, de la Escala de Empatía Positiva aplicada en adolescentes, son satisfactorias. Cabe destacar que son inexistentes los instrumentos adaptados a la población estudiantil, por lo cual este trabajo resulta un aporte valioso para estudiar la temática.
En cuanto a las limitaciones, una refiere que para la validación de la escala se incluyó una muestra no probabilística e intencional, de allí que los resultados no puedan generalizarse a toda la población adolescente argentina. Sería pertinente en futuros estudios ampliar la muestra incluyendo participantes de diferentes provincias de Argentina, y así, realizar una validación nacional del instrumento. De igual manera, otras limitaciones que se encontraron refieren al hecho de que las correlaciones halladas entre las variables al momento de determinar la validez convergente fueron bajas. Por tanto, sería recomendable ampliar la muestra y realizar nuevamente dichos análisis estadísticos.
Por último, se sugiere para futuros estudios llevar a cabo trabajos longitudinales que examinen las diferencias etarias en relación con la empatía positiva y la trayectoria de la misma, si presenta modificaciones a lo largo del tiempo o se mantiene estable. Esta sugerencia se encuentra en consonancia con lo planteado por Sallquist et al. (2009).
