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AL PARECER, no existe consenso respecto a la naturaleza del concepto de empatia, aunque todos los investigadores están de acuerdo en que juega un papel nuclear en la disposición prosocial de las personas, en su supervivencia (Cuff, Brown, Taylor, & Howat, 2014; Escrivá, Navarro, & Garcia, 2004), constituye una forma de cognición social, interacción social adaptativa (Moya-Albiol, Herrero, & Bernal, 2010) y relacionada con la moralidad (Decety & Cowell, 2014). Siguiendo este orden de ideas, también se puede afirmar que es un elemento del desarrollo humano que favorece la conducta orientada hacia el bienestar, así como la resolución positiva de problemas (Álvarez, Carrasco, & Fustos, 2010). Estructuralmente, la empatía posee dos componentes, uno cognitivo y otro emocional (Jolliffe & Farrington, 2006). El componente cognitivo hace referencia a las capacidades que tienen las personas para interpretar y comprender las emociones de los otros; mientras que el componente afectivo alude a la reactividad emocional frente a la experiencia emocional de otras personas, que a su vez genera conductas positivas o negativas (Davis, 1980).
Respecto a la independencia o no de ambos componentes, aún no existe evidencia científica suficiente para concluir si estos interactúan en un sistema único o si son independientes entre si. Por ejemplo, cuando se hace referencia a la empatía cognitiva, se ha señalado que alude a la capacidad de tomar la perspectiva del otro, y ello parece ser que implica ciertas funciones cognitivas que requieren el uso de la denominada teoría de la mente cognitiva y afectiva, además del uso de la memoria autobiográfica (Jospe, Flöel, & Lavidor, 2018). Por lo tanto, la identificación clara de la relación entre ambos constructos requiere más examen empírico.
Recientemente se ha evidenciado que los circuitos neuronales que regulan ambos componentes son diferentes (Shamay-Tsoory, Aharon-Peretz, & Perry, 2009), aunque hay algunas estructuras relacionadas de manera global, como la amígdala, las neuronas espejo, la insula anterior, la corteza cingulada caudal anterior o la corteza cingulada medial (Ruggieri, 2013). Por ejemplo, se sabe que las personas con mayor empatía tienen mayor activación en el sistema motor de las neuronas espejo que aquellas que presentan puntuaciones bajas (Gazzola, Aziz-Zadeh, & Keysers, 2006). Esta activación neuronal desarrollada con la empatía involucra diferentes redes cerebrales y cada red implica diferentes regiones (Kilroy & Aziz-Zadeh, 2017), por lo que la especificidad y concreción en dicho constructo son máximas a nivel cerebral.
La empatía es un elemento del desarrollo humano y, a medida que el infante logra alcanzar metas evolutivas, la empatía, de forma reciproca, va adquiriendo oportunidades de actuación social en relación con la calidad y número de experiencias (Henao & García, 2009). Cabría esperar que con la edad la empatía fuese mayor, no obstante, los estudios realizados muestran falta de consenso en este punto (por ejemplo, Morales, 2015; Retuerto, 2004). Es probable que la interacción con la edad no tenga un desarrollo lineal, o que otras condiciones del desarrollo influyan sensiblemente. De este modo, en otros contextos de estudios evolutivos, la empatía (o la falta de esta) se asocia a poblaciones con trastorno del espectro autista (Baron-Cohen et al., 1998; Di Martino et al., 2009; Ruggieri, 2013), y adolescentes en actividades delictivas y antisociales (Abel et al., 1989; Lauterbach & Hosser, 2007). Este tipo de condiciones antisociales son especialmente relevantes para aplicar programas que desarrollen la empatía, por la relación directa y positiva de esta con la resolución cooperativa de conflictos (Garaigordobil & Maganto, 2011).
Para la comprensión del constructo y sus correlatos, los métodos de evaluación no solo son importantes sino necesarios, debido a que evaluar de manera fidedigna la empatía posibilitará crear intervenciones prácticas (Morales, 2015) y mejorar el conocimiento científico. En cuanto a los instrumentos desarrollados para medir la empatía en niños, el más usado es el Interpersonal Reactivity Index (IRI; Davis, 1980, 1983), el cual corresponde a una explicación multidimensional de la empatía (De Corte, Buysse, Verhofstadt, & Roeyers, 2007) y considera tanto el componente cognitivo como el afectivo (Kerem, Fishman, & Josselson, 2001) revisados anteriormente. El IRI consta de cuatro subescalas que evalúan: (a) la toma de perspectiva, o los intentos espontáneos por ubicarse en el lugar del otro ante situaciones específicas, aunque sin experimentar una respuesta afectiva; (b) fantasía, o la tendencia a ponerse en el lugar de personajes ficticios; (c) preocupación empática, que constituye la respuesta de una persona generando compasión y cariño por el otro; y (d) malestar personal, referido a los sentimientos de ansiedad que se experimentan al observar experiencias negativas en los otros (Carrasco, Delgado, Barbero, Holgado, & Del Barrio, 2011). En los distintos estudios, este instrumento ha demostrado replicar la estructura conceptual del estudio original (Mestre, Frías, & Samper, 2004). Sin embargo, se observa que los ítems referidos a falta de empatía se reagrupan en un solo factor, a diferencia de otros estudios en donde se reparten en otros factores, tal como lo mencionó Carrasco et al. (2011) en su estudio. Incluso, propuso una nueva redenominación de factores, tales como: empatía intelectual (toma de perspectiva), impasibilidad (preocupación empática), empatía emocional (malestar personal) y empatía virtual (fantasía). Por lo señalado, se sugiere examinar con mayor profundidad la estructura factorial, así como la evidencia de la validez convergente y discriminante.
Otro instrumento utilizado para medir empatía en niños constituye el Feeling and Thinking (F&T) de Garton (1992) , el cual es una adaptación del Índice de Reactividad Interpersonal (Davis, 1980) destinado a medir lo afectivo y lo cognitivo de la empatía (Garton & Gringart, 2005; Zoll & Enz, 2005) en niños de 8 y 9 años. El cuestionario utiliza cinco escenarios diferentes, diseñados para representar situaciones cotidianas para los niños. Para cada escenario, estos deben responder, en una escala de cuatro puntos de acuerdo a la importancia, a una situación donde prestan asistencia a un compañero en necesidad dentro de un contexto escolar.
Las situaciones se presentan en forma gráfica mediante fotografías que representan seis emociones: tristeza, ira, alegría, asco, miedo y sorpresa. Las imágenes se escogen en función del género para las niñas y para los niños, mientras que el orden de presentación de las emociones es el mismo para cada fotografía. En cuanto a la evidencia basada en la validez y confiabilidad, la escala demostró buenas propiedades psicométricas; sin embargo, el lenguaje utilizado en las instrucciones de la escala de medición merece atención en las futuras investigaciones (Garton & Gringart, 2005).
El Griffith Empathy Measure (GEM) es otro instrumento que permite evaluar la empatía en niños y, a diferencia de los anteriores, es un cuestionario para padres de niños y adolescentes (Dadds et al., 2008). Es decir, evalúa la empatía en un mayor rango de edad. Al igual que los otros instrumentos mencionados, el GEM evalúa tanto la empatía cognitiva como la afectiva (Deschamps, Schutter, Kenemans, & Matthys, 2015).
Otro instrumento lo constituye el Índice de Empatía para Niños de Bryant (1982), derivado del Questionnaire Measure of Emotional Empathy de Mehrabian y Epstein (1972) . Tiene como objetivo evaluar la empatía a partir de 22 afirmaciones orientadas a medir la empatía afectiva y las creencias sobre la expresión de sentimientos (Garaigordobil & Maganto, 2011). Las respuestas se organizan a partir de una escala Likert de 7 puntos entre 1 (nada) y 7 (muchísimo; Gorostiaga, Balluerka, & Soroa, 2014). Para adolescentes y niños las respuestas son dicotómicas (sí o no), puntuando sólo la respuesta que se orienta a una respuesta empática. Este índice fue adaptado por Mestre, Pérez Delgado y Frías (1999) en una muestra española, y hallaron un coeficiente a igual a .73. En cuanto a la validez, se correlacionó con cada una de las subescalas del Interpersonal Reactivity de Davis (1980) , y se obtuvieron resultados psicométricos favorables (Alvarado, 2011); aunque el autor recomendó revisar la redacción de los ítems en sentido negativo o inversos para mejorar la comprensión del instrumento.
Otro instrumento empleado para valorar la empatía es la Escala Básica de Empatía (BES) de Jollife y Farrington (2006) que consta de 20 ítems. En adolescentes, el BES fue abreviado en un estudio español (Oliva et al., 2011) conformando la Escala Básica de Empatía Breve (BES-B). Tras remover ítems con baja relación con sus constructos respectivos, se redujo la escala original a nueve ítems, los cuales fueron inferidos mediante procedimientos de análisis factorial. La brevedad del instrumento es una gran ventaja cuando la situación de evaluación exige premura, cuando es importante reducir el agotamiento de los evaluados, y en los casos en que la medición de la empatía es secundaria pero necesaria. Su parsimoniosa estructura factorial también puede facilitar su replicación intercultural, y sus constructos son una aproximación de las características fundamentales de un adecuado desarrollo empático en la niñez y en la adolescencia, es decir, la comprensión emocional propia y del resto, y la capacidad de regular su propia emoción (Henao & García, 2009).
La generalización de la estructura del BES abreviado, sin embargo, no ha sido establecida independiente, pues es un instrumento reciente y posiblemente requiere más evidencias de validez sobre su estructura interna y sobre sus correlatos con constructos convergentes y divergentes. Estas características no solamente consisten en verificar la distribución de los ítems en sus factores y el número de factores establecido (empatía cognitiva y emocional), pues existen otros aspectos que no fueron evaluados en los estudios precedentes (Merino & Grimaldo, 2015; Oliva et al., 2011), como la igualdad de las cargas factoriales dentro de cada factor, la invarianza de las cargas factoriales, interceptos y residuales entre grupos. Debido a que las propiedades psicométricas pueden variar entre grupos, es altamente recomendable examinar si estas propiedades se mantienen invariantes (Hopwood & Donnellan, 2010) antes de examinar las diferencias sustanciales entre los grupos; esto permite controlar y distinguir las diferencias de contenido en el constructo entre los grupos, de las variaciones potenciales en las propiedades psicométricas (Hopwood & Donnellan, 2010; Meredith, 1993; Steinmetz, 2010).
En el presente estudio, por lo tanto, se examinarán las propiedades estructurales y la invarianza de medición del BES-B en una muestra peruana; en esta última propiedad, las comparaciones entre los grupos estarán concentradas de acuerdo a los dos grandes niveles de edad (correspondientes con los niveles educativos elemental y secundaria, y asociadas en esencia a dos etapas evolutivas altamente diferenciadas, niñez y adolescencia) y al sexo de los participantes, tal como se realizaron en algunos estudios (Albiero & Matricardi, 2013; Allison, Baron-Cohen, Wheelwright, Stone, & Muncer, 2011; Aluja & Blanch, 2007; Laible, Carlo, & Roesch, 2004; Péloquin & Lafontaine, 2010; Vachon & Lynam, 2016). Estas propiedades crean el contexto psicométrico necesario para contrastar parámetros entre los grupos que tienen interpretación más sustancial que psicométrica, como las medias, las varianzas y las covarianzas (Meredith, 1993).
Método
Participantes
La población para el presente estudio fue identificada como niños y adolescentes de Lima Metropolitana (Perú), matriculados en educación básica regular y sin evidentes problemas psicológicos de acuerdo a la observación de los docentes. Para ello, se muestrearon aleatoriamente las aulas de los participantes de dos instituciones educativas públicas ubicadas en Lima Metropolitana, en un distrito que puede considerarse de estrato socioeconómico medio o medio bajo. Los participantes matriculados en ambas instituciones provienen predominantemente de los alrededores de estas instituciones, sugiriendo la homogeneidad de cada grupo respecto a su distribucional zonal. Los grupos muestreados, para el propósito del estudio, fueron del nivel elemental o primario (niños entre 6 y 11 años, aproximadamente; y distribuidos en seis años escolarizados), y del nivel secundario (adolescentes entre 12 y 17 años, aproximadamente; y distribuidos en cinco años escolarizados); cada grupo provino de las instituciones mencionadas.
El grupo del nivel elemental o básico de educación (primaria) estuvo conformado por 152 escolares (70, 46.1%), distribuidos en 82 varones y el resto mujeres, de los grados cuarto (63, 41.4%) y quinto (89, 58.6%); el promedio de edad fue 11 años (DE = .83, min = 10, max = 14). No existieron diferencias sustanciales de edad respecto al género, Z Mann-Whitney =.86 (p>.10). Debido a situaciones contextuales en la institución educativa escogida, únicamente participaron los niños de cuarto y quinto año escolar.
Con respecto a los participantes del nivel secundario, el grupo de adolescentes fueron 265, todos escolarizados provenientes de la otra institución educativa, distribuidos en 138 varones (52.1%) y el resto mujeres. Todos los grados educativos de este nivel fueron muestreados, con la siguiente distribución: primero (48, 18.1%), segundo, (50, 18.9%), tercero (60, 22.6%), cuarto (51, 19.2%) y quinto (56, 21.1%). La edad promedio fue 14 años (DE=1.4, min = 11, max = 18); no se detectaron diferencias en la edad sustanciales de acuerdo al sexo, z Mann-Whitney =.59 (p>.10). El tamaño muestral final en los grupos etarios varió de acuerdo al tamaño de la población en ambos niveles educativos.
Instrumento
Escala Básica de Empatía Breve (BES-B; Oliva et al., 2011). El instrumento es una versión adaptada del original de 20 ítems (Jollife & Farrington, 2006). Consta de dos factores empíricamente correlacionados, empatía afectiva (ítems 1, 2, 3 y 6) y empatía cognitiva (ítems 4, 5, 7, 8 y 9). Los puntajes para ambos factores se obtienen mediante la suma simple de sus respectivos ítems. Oliva et al. (2011) obtuvieron coeficientes de consistencia interna moderadamente diferentes entre cada una (.73 y .63, respectivamente); en el estudio de Merino y Grimaldo (2015), fueron superiores a .75. Las opciones de respuesta son de tipo ordinal de cinco puntos, desde totalmente en desacuerdo hasta totalmente de acuerdo; las instrucciones para responder requieren que el evaluado responda en un marco atemporal y general.
Procedimiento
Para la recolección de datos, se solicitó autorización a los directores de las instituciones educativas, a quienes les fue presentado el proyecto y una descripción clara de las actividades que involucraban. Los directores, junto con representantes de los tutores-profesores y padres de familia, dieron su aprobación y autorización para proceder con la aplicación del cuestionario. Para esta aplicación, se siguieron pautas estandarizadas respecto a la presentación del material, instrucciones de diligenciamiento y registro de sucesos durante el proceso. En cada aula seleccionada, hubo entre 20 y 25 estudiantes, quienes primero diligenciaron el formulario de consentimiento informado, y luego resolvieron el contenido del instrumento durante el horario regular de clases.
El modelo de medición fue analizado con el análisis factorial confirmatorio desde el modela-miento de ecuaciones estructurales (SEM; Jöreskog, 1973). Se aplicó el método de máxima verosimilitud robusto, que ajusta el error estándar de los parámetros y la prueba X2 para atenuar el impacto de la no normalidad multivariada de los ítems (SB-X2; Satorra & Bentler, 1994). La significancia práctica del ajuste fue evaluada mediante varios indicadores (Brown, 2006): Comparative Fit Index (CFI≥.96), Root Mean Squared Error Approximation (RMSEA≤.04) y sus intervalos de confianza (90%), el Standardized Root Mean Square Residual (SRMR≤.05), el McDonald's Fit Index (McDonald, 1989; MFI>.95), y el Índice de Información de Akaike Corregido (Bozdogan, 1987). Debido a la potencial aparición de residuales correlacionados (Brown, 2006), se verificó su importancia práctica y estadística mediante el método de Saris, Satorra, y Van der Veld (2009) , en que se juzga si la mala especificación inicial del modelo es relevante.
El valor contra el cual se comparó el parámetro estandarizado mal especificado fue δ=.30, con el nivel a fijado en .05 y la potencia estadística(β) en .80 (Saris et al., 2009). Se estableció un parámetro más conservador (δ =.30) debido a que únicamente se tomaron en cuenta los residuales correlacionados con fuerte magnitud, para controlar el efecto de realizar múltiples contrastes estadísticos. La decisión de valorar la importancia estadística y práctica de la mala especificación, se hizo bajo reglas basadas en la magnitud del cambio esperado del parámetro (CEP), la potencia estadística y la ratio CEP/ δ >1.0 (Saris et al., 2009).
Para la interpretación sustancial de los ítems, se examinaron las cargas factoriales (λ) y los coeficientes estructurales (Graham, Guthrie, & Thompson, 2003; Thompson, 1997); este último sirve para obtener más información interpretativa de los factores y los ítems, y evaluar la simplicidad factorial de los ítems. La validez discriminativa de los factores F1 (empatía afectiva) y F2 (empatía cognitiva) se evaluó mediante la comparación de la varianza extraída promedio (AVE: average variance extracted;Fornell & Larcker, 1981), y el intervalo de confianza de la covarianza para ambos factores; si este intervalo incluye 1.00, entonces la hipótesis de divergencia psicométrica entre los factores no se acepta (Anderson & Gerbing, 1988). Finalmente, la confiabilidad por consistencia interna fue estimada desde el enfoque de la teoría clásica con el coeficiente a (Cronbach, 1951), y desde el modela-miento factorial con el coeficiente ω (McDonald, 1999) y H (Hancock & Mueller, 2001).
Para examinar la invarianza de medición, se empleó un procedimiento que consiste en aplicar restricciones acumulativas a los parámetros de los ítems y así examinar secuencialmente varios modos de invarianza (Meredith, 1993; Cheung & Rensvold, 2002): configuracional, métrica, escalar y residual. Este modo secuencial es frecuentemente utilizado en estudios de este tipo (Steinmetz, 2010; Van de Schoot, Lugtig, & Hox, 2012). La primera evaluación de la invarianza es de tipo configuracional, examina la consistencia del número de dimensiones entre los grupos comparados, y ayuda a construir el modelo de línea base (van de Schoot et al., 2012). En el segundo modo se examinó la igualdad de las cargas factoriales (invarianza métrica), y requirió especificar la igualdad de estas entre los grupos. La comparación estadística entre este modelo y el modelo de línea base permitió probar el decremento de los estadísticos de ajuste -los cuales no deberían ser sustanciales- para aceptar la invarianza métrica. En el tercer nivel de invarianza, a la anterior restricción se añadió la restricción de igualdad de interceptos de los ítems (invarianza escalar), y se lo comparó con el modelo de invarianza métrica; un decremento insustancial de los estadísticos de ajuste garantizó la aceptación de este modelo. Finalmente, se añadió la igualdad de residuales para probar un nivel de invarianza complejo y estricto (Steinmetz, 2010; van de Schoot et al., 2012); el ajuste se obtuvo comparándolo con el modelo de invarianza escalar. Todas las evaluaciones de invarianza fueron inspeccionadas mediante la comparación de índices de ajuste: ΔMFI≤-.02 (Cheung & Rensvold, 2002; Meade, Johnson, & Braddy, 2008) y ΔCFI≤-.01 (Cheung & Rensvold, 2002). Todos los análisis SEM se hicieron con el programa EQS 6.3 (Bentler & Wu, 2015).
Una vez completada la invarianza de medición, se procedió a la comparación de las medias latentes, y para ello se cambió la escala de los factores, identificando el intercepto y la carga factorial del primer ítem de cada factor con 0 y 1, respectivamente; de este modo, se estimaron libremente las medias y varianzas latentes. La magnitud de la diferencia entre las medias latentes fue obtenida por el estimador estandarizado para medias latentes (d; Hancock, 2001); su estandarizador se obtuvo con la raíz cuadrada del promedio de las varianzas de los grupos (Bonett, 2008; Keselman, Algina, Lix, Wilcox, & Deering, 2008) y su precisión estimada de intervalos de confianza en el nivel de 95% con el método de Bonett (2008), que no requiere la presunción de homogeneidad de varianzas.
Resultados
Análisis de Ítems
Los ítems fueron respondidos en el rango completo de opciones de respuesta, y la variabilidad fue aproximadamente similar entre cada uno. En ambos grupos, los ítems de empatía afectiva fueron más simétricos respecto a los ítems de empatía cognitiva, y la curtosis fue heterogénea. Ambos estadísticos distribucionales variaron de manera similar en ambos grupos. La respuesta media de los participantes tendió a ubicarse entre las opciones 3 (Ni de acuerdo ni en desacuerdo) y 4 (De acuerdo), pero se observó un patrón de respuesta media diferente entre los grupos, lo que sugirió variaciones de grupo en los constructos medidos.
Estructura Factorial
Grupo de instrucción elemental. En el grupo de instrucción elemental, la solución factorial se obtuvo únicamente con cinco iteraciones; el ajuste alcanzado por el modelo fue satisfactorio, de acuerdo a la Tabla 2. Únicamente tres residuales presentaron valores alrededor de |.10|, y los índices de Lagrange no detectaron modificaciones post hoc sustanciales, pues su implementación produciría cambios en sus parámetros de |.2| o menos. Todas las cargas factoriales (λ) fueron estadísticamente significativas (z entre 3.68 y 10.85) y sus magnitudes variaron entre un nivel fuerte en la variable empatía afectiva (F1; λ>.63) y un nivel moderado en empatía cognitiva (F2; λ>.43). Las cargas estructurales fueron moderadamente elevadas (λ ε >.30) en términos absolutos, pero comparativamente fueron menores que las cargas factoriales. La correlación entre los factores alcanzó elevada magnitud (r=.803, z= 10.20, p<.01), indicando alta dependencia lineal entre ambos. Para evaluar si esta relación sugería reconfigurar la dimensionalidad del BES hacia una sola dimensión latente, se modelaron unidimensionalmente los ítems. Los resultados fueron: SB-X2 (gl)=39.70(27), p=.054, CFI=.938, RMSEA=.056 (IC 90% = .00, .091), SRMR=.058, CAIC=-122.938. Aunque el estadístico SB-X2 no fue estadísticamente significativo, sus valores de ajuste fueron modestos, e indicaron que este modelo no fue comparativamente mejor comparado con el modelo de dos dimensiones (ΔCFI =.041, ΔRMSEA =.026). Además, el AVE de F1 (.44) es superior que el AVE de los coeficientes estructurales de sus ítems en el otro factor F2 (AVEF2=.28), en 1.55 veces más varianza promedio retenida. En F2, su AVE fue también 1.55 veces mayor que la varianza retenida por los coeficientes estructurales de sus ítems en el factor F1 (AVEF1 =.20). Finalmente, el intervalo de confianza de la covarianza entre los factores (error estándar=.079, IC95%=.64, .96) no incluyó el valor 1.0. En conjunto, se aceptó el modelo de dos factores en la muestra de niños.
Tabla 2 Solución Factorial para el Grupo Elemental y el Grupo Secundaria
Nota: En negrita, las cargas factoriales. Sin negrita: cargas estructurales. F1: empatía afectiva. F2: empatía cognitiva. AVE: varianza extraída promedio. BES: ítems del BES-B
Grupo de instrucción secundaria. Los resultados para los adolescentes (Tabla 2) también fueron satisfactorios y suficientes para concluir que el modelo de dos variables latentes es apropiado. La solución factorial se obtuvo con cuatro iteraciones; acorde con ello, los modificadores de Lagrange sugirieron cambios menores a |.3|, y las cargas factoriales fueron sustanciales pero moderadamente heterogéneas (Tabla 3) y estadísticamente significativas en F1 y F2 (para ambos, z>5.0). La correlación interfactorial fue .264 (z=2.91, p<0.05), sugiriendo fuerte independencia entre los factores; esto fue reforzado al examinar el AVE, en que F1 y F2 (.43 y .38, respectivamente) fueron ambos 14.3 veces más fuerte que los coeficientes estructurales en los otros factores (.03 y .02, respectivamente).
Invarianza de Medición
Niveles académicos (grados). Al evaluar la invarianza configuracional, se obtuvieron índices de ajuste satisfactorios, indicando que el constructo está representado por dos variables latentes en ambos grupos de edad (Tabla 3). Sin embargo, se detectaron ocho posibles malas especificaciones (p<.05), cuyos parámetros fueron errores correlacionados y una influencia directa de F2 sobre el ítem 4 (F2 → 4). Los más fuertes fueron los errores correlacionados entre los ítems 3 y 7 en el grupo de niños (índice de modificación, IM=7.907; cambio esperado del parámetro, CEP=-0.109), y entre los ítems 7 y 8 (IM=6.324, CEP=-0.218) en el grupo de adolescentes. Estos parámetros tuvieron alto poder estadístico (1.00 y .99, respectivamente) y fueron estadísticamente significativos, pero la magnitud del CEP no pareció suficientemente alta (ratio CEP/ δ <1.0); esto también se concluyó para F2→4. Por lo tanto, las malas especificaciones detectadas no fueron incluidas en el modelo.
Luego de establecer el modelo de línea base (invarianza configuracional), el siguiente nivel de restricción, la invarianza métrica, produjo cambios pequeños en los índices de ajuste: ΔCFI=.006, ΔMFI=.004; por lo tanto, este nivel de invarianza se consideró satisfactorio. En el siguiente nivel de restricción (igualdad de los interceptos, o invarianza escalar), también ocurrió una discrepancia pequeña (ΔCFI=.004, ΔMFI =.004), y en consecuencia la igualdad estadística de los interceptos puede aceptarse. Finalmente, la invarianza residual presentó diferencias sustanciales, ΔCFI=.084 y ΔMFI =.05. La falta de invarianza residual fue verificada al examinar los índices de Lagrange, mediante los cuales se detectó que su liberación produciría variación significativa (entre Δ sb-χ2 =18.50 y 8.38) en los residuales de los ítems 6, 7, 8 y 9.
Género. Una vez verificada la invarianza entre los niveles de grado educativo, se continuó examinando la invarianza de acuerdo al sexo. El modelo de línea base (invarianza configuracional) mostró un ajuste bueno, estableciéndose que las dos dimensiones representan bien el constructo de empatía (Tabla 3). El siguiente nivel de invarianza, la invarianza métrica, también arrojó similar magnitud de ajuste, y su diferencia con el modelo de línea base (ΔCFI=.003, ΔMFI=.002) puede considerarse pequeña, por lo tanto, se aceptó este modelo. El siguiente modelo de invarianza (escalar o igualdad de interceptos) obtuvo índices de ajuste satisfactorios, y su diferencia con el modelo de invarianza métrica fue pequeña (ΔCFI=.003, ΔMFI=.002), por lo tanto, la invarianza escalar también fue aceptada. Finalmente, los indicadores de ajuste del último nivel de invarianza (residual) fueron buenos, y la diferencia con el modelo anterior no fue consistentemente pequeño: en el en (ΔCFI=.007) fue satisfactorio, pero no en el criterio MFI (ΔMFI =.013). Por lo tanto, la invarianza en este nivel no fue aceptada.
Invarianza Estructural
En la Tabla 4 se muestran los parámetros latentes para los factores. La comparación de medias entre los grupos de elemental y secundaria para el constructo empatía afectiva (F1) arroja que los niños superan moderadamente (Cohen, 1988) a los adolescentes; con respecto a empatía cognitiva (F2), el grupo del nivel elemental fue sustancial-mente mayor comparado con los adolescentes, es decir, por lo menos dos desviaciones estándares de diferencia. Por otro lado, la comparación entre varones y mujeres indica que estas presentaron moderada y fuerte superioridad sobre los varones, en empatía afectiva y cognitiva, respectivamente.
Confiabilidad
En el grupo del nivel elemental, la confiabilidad estimada para F1 y F2 con un coeficiente basado en el modelamiento factorial (ω, Rodríguez, Reise, & Haviland, 2016) fueron aceptables (ω =.757 y .689, respectivamente). La replicabilidad del constructo, evaluada por el coeficiente H (Hancock & Mueller, 2001) fue .771 y .709, respectivamente. Ambos pueden considerarse dentro de los límites aceptables de replicabilidad (H ≥.70; Hancock & Mueller, 2001; Rodríguez, Reise, & Haviland, 2016). Una implicación de la replicabilidad del constructo, estimada mediante el coeficiente H, es que los ítems pueden no necesitar ponderarse óptimamente para obtener un puntaje que sea replicable (Rodríguez et al., 2016). Basado en la Teoría Clásica de los Tests, el coeficiente α para ambos factores fue, respectivamente, .740 y .747. Basado en el coeficiente ω, el error estándar de medición para F1 y F2 fue 1.69 y 1.93, respectivamente. La diferencia confiable entre ambos factores fue 7.443; y en el nivel de confianza de 90%, 95% y 99%, corresponden a 12, 15 y 19 puntos de diferencia confiable entre ambos puntajes.
Discusión
De los resultados explicitados previamente se aprecia que respecto a las estructuras factoriales analizadas en este estudio, se acepta en ambos casos (niños y adolescentes) el modelo de los dos factores, que representarían la empatía cognitiva y afectiva. Además, se desprende del análisis estructural que, en el caso del grupo de menor edad, las correlaciones entre los factores empatía cognitiva y empatía afectiva son más fuertes, lo que indicaría que en este grupo dichos factores son más dependientes entre sí. Por otra parte, en el caso de los adolescentes, el análisis estructural arrojaría menor dependencia entre los factores. A la luz de la literatura científica, la mayor dependencia de los factores en el primer caso estaría en la línea teórica de algunos autores que defienden una postura integradora de los dos componentes, que se complementarían en un mismo constructo (Fernández-Pinto, López-Pérez, & Márquez, 2008). Por otra parte, una posible explicación al hecho de que esa dependencia sea menor en el grupo de adolescentes, podría estar relacionada con teorías que defienden la importancia de aspectos disposicionales y situacionales en el desarrollo de la empatía (Fernández-Pinto et al., 2008), y por supuesto, tener en cuenta otros aspectos que podrían haber influido.
Un resultado similar fue encontrado por Mestre et al., (2004) en un estudio realizado con adolescentes. De la misma manera, Grimaldo, Manzanares, & Macavilca (en prensa), en un estudio con estudiantes universitarios, hallaron correlaciones débiles entre las escalas cognitiva y afectiva, tanto en los varones como en las mujeres. Considerando todo lo anterior, y en contraste con los hallazgos realizados en el grupo de los niños, es probable que la empatía cambie en función a la experiencia y el desarrollo del niño, y que tales cambios se mantengan hasta la edad adulta (Feshbach, 1975).
En este orden de ideas, el desarrollo cerebral que se produce en las diferentes edades, podría ser un factor a tener en cuenta. Romero (2015) , argumenta que la empatía emocional y la empatía cognitiva tienen sus bases neuropsicológicas en zonas definidas del cerebro. Así se definen los sustratos anatómico-cerebrales para los componentes afectivo y cognitivo (Klimecki, Leiberg, Ricard, & Singer, 2014). Por un lado, la empatía emocional se relacionaría más con el giro frontal inferior, área 44 Broadman y, por otro lado, la empatía cognitiva estaría más en consonancia con la activación del giro frontal superior y del giro medio, que se hallan en las áreas 1 y 11 de Broadman. No cabe duda de que la maduración de la corteza prefrontal ocurre evolutivamente más tarde que la de otras estructuras cerebrales (Bird, Castelli, Malik, Frith, & Husain, 2004). De hecho, las habilidades relacionadas con estas estructuras aparecen a temprana edad, pero sería con el desarrollo madurativo cuando estas se expresan con más intensidad y logran consolidarse (Manga & Ramos, 2011).
Respecto a la evaluación de la invarianza de medición realizada, los resultados comparativos sobre los aspectos estructurales de medición del BES-B demuestran que se mantienen estadísticamente similares entre los dos grupos examinados, niños y adolescentes, excepto en los residuales de alguno de los ítems. La discrepancia en este aspecto no parece ser sustancial respecto a su impacto sobre las características de medición principales del BES-B, y más bien este tipo de discrepancias no parece raro en la investigación psicométrica. Efectivamente, el nivel de invarianza estricta, que corresponde a establecer la igualdad de los residuales, generalmente es difícil de cumplir en la práctica (Brown, 2006; Meredith, 1993) y puede no tener valor práctico importante para comparar parámetros usualmente más relevantes para la interpretación, como las medias o las correlaciones.
En cuanto al análisis de invarianza de acuerdo al sexo, los resultados reflejan que existen diferencias estadísticamente significativas entre las mujeres y los varones, favorables a las primeras. La literatura científica ya había encontrado diferencias en la empatía en este sentido. Por ejemplo, Retuerto (2004) señaló en un estudio previo dichas diferencias, en este caso, empleando el instrumento IRI ya comentado. Con una muestra española de 556 estudiantes de entre 13 y 23 años, se evidenció que las mujeres puntuaban mejor que los hombres en todas las dimensiones de la prueba, excepto en la de toma de perspectiva. Retuerto (2004) apuntaba como posible explicación a factores sociales, en este caso, los estereotipos asociados a cada uno de los géneros.
Más recientemente, Overgaauw, Rieffe, Broekhof, Crone y Güroğlu (2017) analizaron en una muestra de los Países Bajos de 1250 personas las diferencias de género en empatía, empleando el Questionnaire for Children and Adolescents (EmQue-CA), que evalúa la empatía a través de tres componentes: afectivo, cognitivo e intención de confortar. Los resultados evidenciaron que las chicas obtenían mejores puntuaciones que los chicos. Una posible explicación a estos hallazgos, de nuevo, podría radicar en las diferencias sociales asociadas al género (Overgaauw et al., 2017), en cuanto a que las mujeres tendrían mayor presión social para estar pendientes de los demás y de sus sentimientos. Además, las puntuaciones inferiores alcanzadas por los hombres también podrían deberse a diferencias biológicas, de tipo hormonal, ya que la testosterona de los chicos en la edad adolescente podría influir en esos resultados, ya que se centrarían en su propia persona y en ser competitivos -amparados en una expectativa social que fomentaría dichas conductas-, generando estas diferencias por la combinación de ambos factores (Overgaauw et al., 2017). Así, los chicos mostrarían conductas de tipo competitivo, y las chicas tendrían expectativas sociales más relacionadas con todo lo referente a aspectos interpersonales (Overgaauw et al., 2017).
Respecto al examen de invarianza de acuerdo a la edad o grado que cursan los estudiantes de la muestra, también existen diferencias estadísticamente significativas entre ambos grupos, favorables a los niños, que serían inconsistentes con algunos estudios previos, pero consistentes con otros, dado el poco acuerdo existente en este sentido en la literatura científica. En este sentido, estudios anteriores, como el de Retuerto (2004) , también encontraron diferencias entre grupos de diferentes edades, aunque en este caso, favorables a los de mayor edad, al contrario de lo que se presenta en esta investigación. Estas diferencias se hallarían en las dimensiones de toma de perspectiva, fantasía y preocupación empática, pero no en malestar personal. En concreto, estas diferencias estarían más marcadas en la toma de perspectiva y la fantasía entre los grupos de edad de entre 13 años y los 19, con respecto a los de 20 y 23 años. Con la variable preocupación empática, estas diferencias se verían más marcadas entre las franjas de edad de los 13 y 17 años, con respecto a los grupos de edad entre los 18 y 23 años. En el mismo estudio, además, se analizó la correlación entre la edad y la variable empatía, encontrándose dicha relación estadísticamente significativa y positiva, a excepción de la dimensión de malestar personal.
Por otra parte, López-Fernández, Arias-Castro, González-Restrepo, & García (2018) también encontraron mayor empatía, concretamente cognitiva, en los alumnos de menor edad que en los de mayor edad en el contexto de Colombia. Estos resultados se hallaron comparando alumnos de 10 a 13 años con alumnos de 14 a 16 años. Los autores trataron de explicar estos resultados amparados en aspectos disposicionales y situacionales. De tal forma, sería muy relevante tomar en consideración las características de las personas hacia las cuales se muestra empatía (Fernández-Pinto et al., 2008). En esta línea, Allemand, Steiger y Fend (2014) defienden que existen diferencias individuales que pueden ayudar a explicar los resultados encontrados.
A parte de esas diferencias individuales, las interacciones entre la edad y el género pueden ayudar a una mejor comprensión de los resultados. De hecho, cuando se analizan los resultados de esa interacción, estudios como el de Overgaauw et al. (2017) encontraron que en las chicas la empatía cognitiva y la afectiva se incrementaba con la edad. Sin embargo, parece ser que en las chicas, a los 13 años, la empatía afectiva se estabilizaría (Van der Graaff et al., 2014). Por otra parte, en el caso de los chicos, la empatía afectiva se veía reducida desde la niñez a la adolescencia temprana, esto es, con la edad, tanto en la empatía afectiva, en la empatía cognitiva y la intención de confortar.
Con base en lo comentado, no cabe duda de que se requieren más estudios al respecto, ya que es fundamental que en este tipo de estudios se incluyan todas las variables posibles que puedan influir en los resultados y analizar las interacciones de dichas variables, así como examinar las diferencias empleando varios instrumentos, homogeneizando las comparaciones en función de los instrumentos usados, considerar estudios diferentes con edades similares, así como realizar estudios de tipo longitudinal. Es muy importante generar instrumentos apropiados para valorar un constructo tan importante en la vida, como es la empatía, que incluso se ha relacionado con la prevención de bullying (Overgaauw et al., 2017). En este sentido, este trabajo ha abordado la propiedad estructural del instrumento, así como su invarianza, aunque contando con una serie de limitaciones. Por ejemplo, la matriz de relaciones entre los ítems elegida para el presente estudio, debido a que estas covariaciones inter-ítem pueden ser mejor aproximadas con correlaciones policóricas (Domínguez, 2014) en relación a la variable latente que representan; en consecuencia, puede indicarse un análisis capaz de considerar la característica categórica de los ítems. El tamaño muestral y la representatividad de la muestra aún pueden ser un límite para conseguir parámetros estables, reducir el error de muestreo y hacer apropiadas generalizaciones
