Español (pdf)
Articulo en XML
Referencias del artículo
Traducción automática
Enviar articulo por email
Citado por SciELO 
Citado por Google 
Similares en
SciELO 
Similares en Google 
Permalink
Introducción
La preocupación empática y angustia personal son respuestas emocionales que componen la empatía emocional según el modelo de Davis (1983) y dos de las explicaciones tradicionales de la conducta prosocial (Batson, 2011; Stocks et al., 2009). Existen dos concepciones sobre estos componentes: disposicional o situacional (p. ej., Hall & Schwartz, 2019; Light et al., 2015). La perspectiva dispo-sicional implica entender a la empatía emocional y cada uno de sus componentes como un rasgo, una inclinación general a experimentar este tipo de respuestas emocionales ante una persona en estado de necesidad en diferentes contextos. Mientras que la concepción situacional refiere a cuando estas respuestas emocionales ocurren ante una o varias personas concretas en un escenario específico, por lo que depende de diversos factores contextuales, por ejemplo, de las características de dicha persona, y la cercanía genética y emocional con ella, entre otros (Batson et al., 1987; Coke et al., 1978; Davis, 2015; Eisenberg, 2000; López-Pérez et al., 2019; Wolgast et al., 2019). Los análisis sobre la preocupación empática y angustia personal tienden a considerar escalas bajo la concepción disposicional (p. ej., Fabi et al., 2019; Garcia-Barrera et al., 2017; Gómez-Tabares & Narváez, 2020; Grevenstein, 2020; Lucas-Molina et al., 2017), requiriéndose aún mayor evidencia para la perspectiva situacional. El presente estudio pretende aportar en esta línea, evaluando la estructura factorial de la Escala Situacional de Empatía Emocional, compuesta por la preocupación empática y angustia personal.
Empatía emocional: preocupación empática y angustia personal
Una persona en estado de necesidad o situación de peligro evoca empatía emocional en un observador. Esta consiste en una respuesta emocional congruente con el estado de otra persona, y se compone de la preocupación empática y angustia personal (Cuff et al., 2016; Davis, 1983). Estos dos componentes difieren en una serie de aspectos, los que han sido respaldados empíricamente. La preocupación empática consiste en una reacción emocional orientada hacia -y congruente con- el estado de esa otra/s persona/s e incluye emociones como simpatía, preocupación, compasión, entre otras. En cambio, la angustia personal es una reacción emocional orientada hacia el propio sujeto y se compone de emociones como tensión, alarma, angustia, entre otros (p. ej., Batson et al., 1995; Beechler, 2018; Coke et al., 1978; López-Pérez et al., 2014; Ministero et al., 2018; Oceja et al., 2014).
La preocupación empática y angustia personal se componen de un grupo de emociones que difieren en ciertas características cognitivas y fisiológicas. Por ejemplo, la angustia personal está más relacionada con una activación del sistema nervioso simpático, es percibida como menos placentera, y más auto-orientada que la preocupación em-pática; mientras que, dentro de esta última, la compasión se asocia más a una menor conductancia eléctrica en la piel, tasa de frecuencia cardíaca y mayor activación del sistema parasimpático (Goetz et al., 2010; López-Pérez et al., 2014).
Según el modelo de Davis (1983), la preocupación empática y la angustia personal son los dos componentes emocionales de la empatía, siendo este modelo uno de los más usados para evaluar la empatía, que también incluye un componente cognitivo (Kerr-Gaffney et al., 2019; Murphy et al., 2020; Silke et al., 2018; Zych et al., 2019). La preocupación empática y angustia personal pueden entenderse de forma disposicional o situacional. Solo unos pocos estudios han evaluado la relación entre ambas concepciones, reportando una nula o baja correlación (r entre -.14 [no significativa] y .35) (Fabi et al., 2019; Light et al., 2015; Verhofstadt et al., 2016) y diferentes efectos en el tipo de ayuda entregada a otra persona. Por ejemplo, la preocupación empática y angustia personal disposicionales (vs. situacionales) se asocia a menores y mayores actitudes negativas hacia la pareja -críticas, ofrecer consejos que no ayudan, entre otros-, respectivamente (Verhofstadt et al., 2016).
La nula o baja correlación entre la concepción disposicional y situacional, contrasta con que ambas evalúan el mismo constructo (empatía emocional), y, por tanto, se esperaría una mayor correlación. Una posible explicación para ello es que mientras los estudios que abordan este tema (Fabi et al., 2019; Light et al., 2015; Verhofstadt et al., 2016) usan la misma escala disposicional -el índice de reactividad interpersonal desarrollado por Davis (1980) -, los ítems para evaluar la preocupación empática y angustia personal situacional, varían de un estudio a otro. Una explicación tentativa diferente es que una disposición, al expresarse en una determinada situación, está modulada por factores contextuales, por lo que podría variar entre los diferentes diseños de los estudios. Ambas explicaciones requieren ser examinadas en futuras investigaciones que consideren estos aspectos.
Análisis de las mediciones disposicionales de preocupación empática y angustia personal han sido ampliamente estudiadas, contrastando con los pocos estudios disponibles que se enfocan en mediciones situacionales (Fabi et al., 2019). Esto dificulta un mejor entendimiento de la empatía emocional, ya que, como se dijo, ambas maneras de medición no correlacionan en forma alta entre sí y difieren en el tipo de ayuda que predicen (Verhofstadt et al., 2016). Por lo tanto, el objetivo del presente estudio fue analizar la estructura factorial de la Escala Situacional de Empatía Emocional, compuesta por la preocupación empática y angustia personal.
Para evaluar la preocupación empática y angustia personal bajo un enfoque situacional, los estudios establecen un contexto donde una/s persona/as está/n en una situación de necesidad que requiere ayuda. Luego, evalúan la preocupación empática y angustia personal experimentada hacia esa/s persona/s, pidiéndole a los participantes del estudio que señalen el grado en que experimentaron una serie de emociones que caracterizan a ambas variables en una escala Likert. Entre esas emociones de la preocupación empática están la bondad, sentirse afectuoso, sentirse conmovido, ser simpático, tener preocupación y ser compasivo; por otro lado, dentro de la angustia personal están la alarma, ansiedad, tensión, angustia y malestar. Los estudios han considerado distintos números de ítems/emociones para evaluar cada variable (p. ej., Ambrona et al., 2016; Cialdini et al., 1997; Graziano et al., 2007; McAuliffe et al., 2018; Mikulincer et al., 2001). En dichos contextos, la persona que requiere ayuda está en distintos niveles de amenaza, desde haber perdido la mochila en una ciudad extranjera (Stürmer et al., 2006), hasta estar en riesgo vital (Kruger, 2003).
Para las medidas situacionales de preocupación empática y angustia personal, la mayoría de los estudios previos han reportado un amplio rango de correlaciones positivas entre r = .37 y r = .78 (Fabi et al., 2019; López-Pérez et al., 2014; Myers et al., 2014; Stürmer et al., 2006). Análisis factoriales han mostrado un mejor ajuste del modelo de dos factores, con cargas factoriales superiores a .50, por sobre el de un factor (Batson et al., 1987; Batson et al., 1981; Fultz et al., 1988; Mikulincer et al., 2001).
La estructura factorial de segundo orden de la concepción situacional de la empatía emocional, con sus componentes, preocupación empática y angustia personal, también se ve reflejada en la mayor predicción de la primera sobre la conducta prosocial. La preocupación empática y angustia personal son parte de las principales explicaciones del comportamiento prosocial, pero asociadas a distintas motivaciones. La percepción de una persona en estado de necesidad, según la hipótesis empatía-altruismo, gatilla preocupación empática por ella, y esta respuesta emocional promueve la motivación altruista -cuyo fin sería ayudar para reducir el sufrimiento o aumentar el bienestar de la/s otra/s persona/s-. Mientras que para la hipótesis de reducción de la activación-aversiva, la situación evoca angustia personal, que a su vez impulsa la motivación egoísta-cuyo fin sería ayudar para reducir la propia activación aversiva- (Batson, 2011; Batson et al., 2015; Stocks et al., 2009). Así, mientras la preocupación empática promueve la ayuda, la angustia personal puede ser reducida ayudando o escapando de la situación (Batson et al., 1987; Batson et al., 2015; Eisenberg, 2000; Fabi et al., 2019; FeldmanHall et al., 2015; Stürmer et al., 2006).
Esta relación de la preocupación empática y angustia personal con la conducta prosocial se ha observado en diversos contextos, como juegos de distribución de recursos económicos (Zhao et al., 2019), escribir una carta a un desconocido que necesita apoyo emocional (McAuliffe et al., 2018), ayudar con una serie de actividades o tiempo a una persona que se ha quedado sin un lugar para vivir (Maner & Gailliot, 2007) o a una estudiante universitaria que debe cuidar de sus hermanos menores tras la muerte de sus padres (Batson et al., 1997), entre otros.
Acorde a la literatura, el presente estudio propone un modelo factorial de segundo orden para la empatía emocional situacional y sus componentes, la preocupación empática y angustia personal.
Método
Tipo de estudio
Se realizó un estudio instrumental (Montero & León, 2002) que analizó la estructura factorial de la Escala Situacional de Empatía Emocional.
Participantes
La muestra fue a conveniencia. Se incluyeron estudiantes universitarios/as chilenos/as, dada la capacidad de acceso (n = 539, 357 mujeres, edad promedio = 23.5 años, DE = 5.19, mínimo = 18 años, máximo = 51 años). La muestra estuvo compuesta en su mayoría por estudiantes de las carreras de Medicina y Nutrición (28.76 %), Ingeniería y Geología (18.74 %), Administración Pública y Auditoría (12.99 %), y Derecho (9.46 °%), mientras que las demás carreras presentaron un porcentaje inferior al 8 °%. La muestra provino principalmente de la Universidad de Concepción (19.29 °%), Universidad de Valparaíso (17.63 °%) y Universidad de Chile (16.51 %), donde el resto de las universidades tuvo una representación inferior al 10 %.
Empatía situacional
Esta escala consta de una pregunta que incluyó la adaptación de ítems usados en distintos estudios (p. ej., Batson et al., 1997; Cialdini et al., 1997; Kruger, 2003; Myers et al., 2014), pero no en forma conjunta. La adaptación se realizó a través del método de traducción inversa (Berry, 1980). Los términos traducidos fueron compassion (compasión), softheartedness (bondad), sympathy (simpatía) para preocupación empática, y distress (angustia), anxiety (ansiedad) y tension (tensión) para angustia personal.
Tras establecerse un escenario en que cinco compatriotas estaban en peligro, cada participante contestó, en una escala desde 0 (Nada) a 6 (Mucho), la siguiente pregunta: ¿Cuánto experimentaste las siguientes emociones hacia la situación en que están los cinco miembros? Simpatía, compasión, bondad (asociadas a la preocupación empática), angustia, tensión y ansiedad (asociadas a la angustia personal). Estos términos se presentaron en orden aleatorio. La literatura ha reportado índices de confiabilidad entre α = .71 y α = .98 para medidas similares de preocupación empática situacional (Batson et al., 2002; Batson et al., 1995; Batson et al., 1997; Fabi et al., 2019; Kruger, 2003; López-Pérez et al., 2014), y de entre α = .61 y α = .94 (Ambrona et al., 2016; López-Pérez et al., 2014; Maner et al., 2002; Stürmer et al., 2006) para la angustia personal situacional.
Procedimiento
Dentro de una investigación más amplia que examinó el efecto de la fusión de identidad sobre la respuesta a un dilema moral, y que incluía la escala del presente estudio, se contactó a las universidades chilenas, solicitándoles que invitaran a participar a sus estudiantes vía correo electrónico. Todos los procedimientos fueron aprobados por el Comité de Ética de la Facultad de Ciencias Sociales de la Universidad de Chile. Los/as participantes recibieron la invitación con un enlace2 que los dirigió a una página provista por el sistema de investigación en línea Survey Monkey. Luego leyeron los objetivos y condiciones del estudio, y aprobaron el consentimiento informado con un clic en la pantalla. Más adelante indicaron su edad, género, universidad y carrera, y luego completaron una serie de cuestionarios, entre ellos la medición situacional de la preocupación empática y angustia personal. Para el presente estudio solo se consideró este último cuestionario.
Para evocar las respuestas de preocupación empática y angustia personal, se adaptó un escenario que se ha usado en el estudio de dilemas morales (Swann et al., 2010): el participante debe elegir si pone en riesgo su vida para salvar a cinco miembros del país (compatriotas) en peligro, en el contexto de un terremoto, considerando la relevancia de estos eventos en Chile (Ruiz & Madariaga, 2018). Luego de leer el dilema los/as participantes contestaron el cuestionario para evaluar la empatía emocional situacional.
Análisis de datos
Se realizó un análisis factorial confirmatorio del modelo de segundo orden y se comparó con la estructura unifacto-rial usando el programa R y el paquete Lavaan (Rosseel, 2012), también se examinó la normalidad mutivariante (Mardia, 1970). En cuanto al cálculo de la bondad del ajuste, el estadístico x2 es sensible al tamaño muestral, siendo relativamente fácil rechazar la hipótesis nula en un modelo con un buen ajuste cuando la muestra es mayor a 400 casos (Hair et al., 1999; Kenny, 2020). Por tanto, se utilizó como condición de un buen ajuste X2/gl < 3 (Schreiber et al., 2006). El resto de los ajustes se consideraron adecuados si: ты > .95, CFI > .95, RMSEA < .08 y SRMR < .08 (Schreiber, 2017). Para la confiabilidad ordinal se usó esta convención (Alexandre et al., 2013): muy bajo (α < .30), bajo (.30 < α ≤ .60), moderado (.60 < α ≤ .75), alto (.75 < α ≤ .90) y muy alto (α > .90). Las cargas factoriales > .500 fueron consideradas adecuadas (Ferreira-Valente et al., 2016). Se consideró que hay diferencias entre los ajustes de los modelos unifactorial y de dos factores si el ΔX2 es significativo y los valores de |ΔCFI|, |ΔRMSEA| y |ΔSRMR| son superiores a .01 (Kong, 2017; Lima et al., 2022; Miaja et al., 2021), |ΔAIC| > 10 (Mohsin et al., 2013), y |ΔBIC| > 10 (Kass & Raftery, 1995).
Resultados
Los estadísticos descriptivos y correlaciones están detallados en la Tabla 1. No se cumplió con el supuesto de normalidad multivariante de acuerdo con la prueba multivariante de Mardia (asimetría = 414.13, p < .001, curtosis = 15.21, p < .001).
Tabla 1 Estadísticos descriptivos y correlaciones de los ítems de la Escala Situacional de Empatía Emocional
Nota. Todas las correlaciones fueron significativas (p < .001).
Acorde a una estructura de segundo orden, las correlaciones fueron mayores entre los ítems que correspondían al mismo concepto, preocupación empática o angustia personal.
Se calculó el ajuste de la Escala de Empatía Situacional en los modelos unifactorial y factorial de segundo orden (Tabla 2). Se utilizó el estimador de máxima verosimilitud robusto, que es el apropiado al no cumplir el supuesto de normalidad multivariante (Muthén & Muthén, 2017). Las cargas factoriales y confiabilidades de los modelos unifactorial y factorial de segundo orden se presentan en la Tabla 3.
Tabla 2 Índices de ajuste de la Escala de Empatía Emocional Situacional
Nota. Todos los valores de X2 fueron significativos con p < .001.
Tabla 3 Cargas factoriales y confiabilidad de los modelos unifactorial y factorial de segundo orden
Nota. Todas las cargas factoriales fueron significativas (p < .001).
Ambos modelos presentaron alta consistencia interna (> .75). El modelo de segundo orden mostró cargas factoriales adecuadas (> .500), mientras que el unifactorial solo para las variables angustia, tensión, ansiedad y compasión (> .500). En el material suplementario están los errores típicos, valores z, significancia e intervalos de confianza asociadas a cada carga factorial de los modelos unifactorial (Tabla 1) y de segundo orden (Tabla 2). La Figura 1 muestra los coeficientes del modelo de segundo orden.
Nota. Todas las cargas factoriales fueron significativas (p < .001).
Figura 1 Modelo factorial de segundo orden de la Escala Situacional de Empatía Emocional
En el modelo unifactorial ningún indicador fue adecuado, en el factorial de segundo orden lo fueron los índices CFI y SRMR, mientras que el resto (X 2/gl, ТЫ y RMSEA) estuvieron cerca del límite de aceptabilidad. Tal como fue hipotetizado, la estructura de segundo orden tuvo un mejor ajuste que la unifactorial (X 2 diferencia (2) = 158.576, p < .001, |ΔCFI| = .237, |ΔRMSEA| = .696, y |ΔSRMR| = .076, todos > .01, |ΔAIC| = 209.633 > 10 y |ΔBIC| = 201.053 > 10).
Discusión
El objetivo del presente estudio fue analizar la estructura factorial de la Escala de Empatía Emocional Situacional, compuesta por la preocupación empática y angustia personal. Los resultados mostraron un mejor ajuste del modelo factorial de segundo orden que el unifactorial, el cual presentó un ajuste inadecuado. En ambos modelos, los índices de consistencia interna fueron altos, mientras que las cargas factoriales solo lo fueron para la estructura de segundo orden y los ítems angustia, tensión, ansiedad y compasión de la estructura unifactorial. El mejor ajuste de la estructura de segundo orden es concordante con la literatura (Coke et al., 1978; Fultz et al., 1988; Mikulincer et al., 2001), y con la propuesta disposicional de Davis (1983) sobre los dos componentes emocionales de la empatía.
Los resultados obtenidos contribuyen al sustento de la estructura factorial de segundo orden de la medición situa-cional de la preocupación empática y angustia personal.
No era posible extrapolar directamente los resultados de análisis factoriales de la medición disposicional, ya que ambas concepciones presentan una baja correlación (Eisenberg et al., 1994; Fabi et al., 2019; Light et al., 2015; Verhofstadt et al., 2016). La concepción situacional permite entender las reacciones hacia una determinada persona en un contexto concreto. Futuros estudios podrían realizar análisis de validez predictiva y divergente para esta escala y así tener mayor evidencia de su robustez. La validez predictiva puede evaluarse analizando las conductas prosociales que los/as participantes realizan después de haber contestado la Escala de Empatía Situacional. Mientras que la validez divergente se puede examinar con versiones situacionales de escalas que evalúen violencia o insensibilidad emocional. De la misma manera, podrían generar una matriz donde se observe el comportamiento de ambas reacciones emocionales dependiendo del contexto y el tipo de persona en estado de necesidad, por ejemplo, su similaridad con el observador (Hodges et al., 2010) y el grado de amenaza de la situación (Cialdini et al., 1997), ya que ambas promoverían una mayor preocupación empática.
La recolección de información fue en línea, y aunque no se controló el contexto de respuesta de los participantes, fue de corta duración y los resultados de estudios por este medio serían consistentes con los realizados en vivo (Carrera et al., 2013; Fultz et al., 1988; McAuliffe et al., 2018).
Las limitaciones del presente estudio están asociadas a la muestra y medición. En el primer caso, la mayor parte de los estudios sobre preocupación empática y angustia personal son realizados en muestras de países occidentales, educados, industrializados, ricos y democráticos (Western, Educated, Industrialized, Rich and Democratic [WEIRD];Henrich et al., 2010), por lo que no serían extrapolables directamente a otro tipo de poblaciones. La presente muestra podría estar dentro de esos parámetros, y considerando además que fue por conveniencia y no aleatoria, no necesariamente es representativa de los estudiantes del país, por lo que los resultados y su posible generalización deben ser tomados con cautela. Además, la muestra estuvo compuesta principalmente por mujeres, las que tienden a señalar mayores niveles de empatía en cuestionarios de autorreporte (Baez et al., 2017). Futuros estudios podrían considerar el mismo porcentaje de hombres y mujeres para evaluar si estas variables pueden afectar los resultados de análisis factoriales.
En cuanto a las mediciones, el uso del autorreporte para evaluar la preocupación empática y angustia experimentada hacia unas personas, requiere tener la capacidad para distinguir entre ambas, lo que es cuestionable (Gazzaniga, & LeDoux, 1978). Esta limitación podría abordarse con mediciones fisiológicas complementarias, que puedan compararse con los presentes resultados. Por último, el método de traducción inversa no fue logrado completamente. Los traductores que participaron fueron psicólogos/as con un alto nivel de conocimiento en inglés. Los tres términos de preocupación empática y distress (parte de la angustia personal), fueron traducidos del inglés al español por un traductor (que llamaremos traductor 1), tension fue traducida por el primer autor del presente artículo, y anxiety por otros dos traductores. La traducción del español al inglés fue realizada solo para los términos ansiedad (anxiety) y angustia (distress) por el traductor 1. Aunque no se cumplieron todos los pasos de la traducción inversa, la traducción final fue consistente con otras realizadas en diferentes países de habla hispana. En la adaptación al contexto español de Oceja y Jiménez (2007), evaluaron sympathy a través de tres ítems: "I feel sorry for what happened to him", "I have sympathy for this person", "I am very sorry it may be happening", donde sympathy fue traducido como simpatía. Asimismo, nuestra traducción de compassion, softheartedness (Oceja & Jiménez, 2007) y tension (Pérez-Albéniz et al., 2003), coincide con la de los estudios citados usados en adaptaciones al contexto de España.
Pese a estas limitaciones, el presente estudio reporta una estructura factorial de segundo orden de la Escala de Empatía Emocional Situacional, compuesta por la preocupación empática y angustia personal, que ha sido poco estudiada en la literatura.
