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Introducción
En una sociedad marcada por la globalización de la información y el conocimiento, anticiparse a los cambios en la educación requiere comprender las competencias necesarias que el profesorado debe desarrollar para afrontar las dificultades de los nuevos contextos y asegurar el éxito del proceso de enseñanza y aprendizaje (Valente et al., 2022). De esta forma, la inteligencia emocional (IE) se destaca como una de las competencias esenciales para la actividad docente (Agyapong et al., 2022; Valente & Lourenço, 2020). La IE es una competencia emocional que refiere a las habilidades para percibir, expresar, comprender y gestionar las emociones (Mayer & Salovey, 1997). Esta competencia es un factor protector contra la carga emocional experimentada en determinadas profesiones (Bru-Luna et al., 2021), sobre todo en el contexto educativo, donde se resalta su importancia en los profesores (Peláez-Fernández et al., 2021).
El modelo teórico de Mayer y Salovey (1997) considera la IE como una competencia centrada en el procesamiento de la información emocional que vincula las emociones y el razonamiento. Permite utilizar las emociones para facilitar un razonamiento eficaz y un pensamiento inteligente sobre la vida emocional. Este modelo se compone de cuatro habilidades interconectadas:
i) Percepción, evaluación y expresión emocional: la habilidad para percibir y reconocer conscientemente las emociones e identificar lo que sentimos, sabiendo así percibir, evaluar y expresar las emociones con precisión; ii) Facilitación emocional del pensamiento: la habilidad para producir emociones que faciliten el pensamiento;
iii) Comprensión y análisis de las emociones: la habilidad para integrar lo que sentimos en nuestros pensamientos y saber comprender la capacidad de los cambios emocionales experimentados;
y iv) Gestión y regulación emocional: la habilidad para gestionar y regular eficazmente las emociones, tanto positivas como negativas, en uno mismo y en los demás.
Con base en el modelo de Mayer y Salovey (1997) se desarrollaron diferentes medidas para evaluar la IE. Por ejemplo, el Mayer-Salovey-Caruso Emotional Intelligence Test (MSCEIT; Brackett & Salovey, 2006), el Emotional Skills and Competence Questionnaire (ESCQ; Takšić et al., 2009) y el Wong and Law Emotional Intelligence Scale (WLEIS; Wong & Law, 2002). De ellos se destaca el ESCQ porque ya ha sido validado anteriormente en el contexto portugués entre profesores (Valente et al., 2023).
El ESCQ es una medida de autoinforme que consta de 45 ítems y evalúa tres habilidades emocionales de la IE: percibir y comprender emociones (la habilidad para identificar y discriminar emociones en los propios sentimientos, pensamientos y comportamientos); expresar y etiquetar emociones (la habilidad para expresar adecuadamente los propios estados emocionales y nombrarlos correctamente); y gestionar y regular emociones (la habilidad para reajustar eficazmente las propias emociones para alcanzar un resultado deseado). Este instrumento presenta evidencia psicométrica favorable de diferente índole (contenido, estructural, predictiva, etcétera) y en diferentes contextos culturales (Takšić et al., 2009) y ocupacionales: con alumnos de secundaria (Costa & Faria, 2022; Schoeps et al., 2021), con alumnos de secundaria y universitarios (Faria & Lima-Santos, 2012), con estudiantes de la Facultad de Educación, es decir, futuros profesores (Gabrijelčič et al., 2021), y con profesores de educación básica y secundaria (Valente et al., 2023).
Una medida derivada es el Emotional Skills and Competence Questionnaire for Teachers (ESCQ-T), orientada a los profesores, ya que los ítems se modificaron para reflejar la experiencia en el aula (se habla de aula, alumnos, etcétera). La evidencia psicométrica en Portugal muestra que la estructura factorial del ESCQ-T reproduce las tres dimensiones originales del ESCQ y los distintos indicadores brindaron evidencia psicométrica favorable (Valente et al., 2023). Teniendo en cuenta la realidad emocional de los profesores y la creciente dificultad que tienen estos profesionales para encontrar tiempo para responder a largos cuestionarios, la pregunta de inicio de este estudio fue si un cuestionario más breve tendría buenas propiedades psicométricas para evaluar las capacidades y competencias emocionales de los profesores.
El valor de la IE en la práctica docente
Las exigencias laborales aumentaron en las últimas décadas (Fitzgerald et al., 2019), y eso obliga a los docentes a ajustarse emocionalmente a los diferentes roles que desempeñan y que implican una mayor participación y toma de decisiones inherentes a su práctica docente (Valente et al., 2022), ya que es una actividad profesional marcada por altos niveles de estrés y burnout (Agyapong et al., 2022). Esta situación los hace propensos a desarrollar problemas de salud mental (Fu et al., 2021), lo que afecta su práctica docente (Peláez-Fernández et al., 2021; Wang, 2022) y la gestión de conflictos en las aulas (Valente & Lourenço, 2020). En este contexto, los profesores desarrollan su actividad profesional rodeados de desequilibrios que requieren altas competencias emocionales para su equilibrio personal y el éxito en su práctica profesional (Valente et al., 2022).
Cabe destacar que los profesores son los principales líderes emocionales de los alumnos y su capacidad para percibir, comprender y regular las emociones es el mejor indicador del equilibrio emocional de una clase (Fernández-Berrocal & Extremera Pacheco, 2002), lo que repercute favorablemente en el rendimiento académico de los alumnos (Wang, 2022). Entonces, considerando que la IE de los profesores mejora su salud y bienestar (Kant & Shanker, 2021), facilita las relaciones interpersonales (Gill & Sankulkar, 2017), favorece los enfoques pedagógicos (Lourenço et al., 2024) y promueve mayor compromiso laboral (Fu et al., 2021), es esencial aportar más información relacionada al vínculo de la IE con otros constructos (investigación básica). También realizar intervenciones para promover la salud y el bienestar de los docentes, y un entorno de enseñanza y aprendizaje más positivo y eficaz, que beneficie tanto a ellos como a los alumnos (investigación aplicada). A este respecto, existen diferentes programas de formación en IE y diferentes habilidades de IE desarrolladas en los profesores (Extremera Pacheco et al., 2021; Schoeps et al., 2020). Sin embargo, un aspecto clave para ambos escenarios (investigación básica y aplicada) es contar con instrumentos adecuados, entre los que se destaca el uso de las versiones breves de instrumentos ya consolidados a nivel psicométrico.
Importancia de las versiones breves
Las versiones breves brindan mayor eficiencia a la recogida de datos, que es especialmente valiosa en estudios con muestras grandes y poco tiempo disponible para evaluar, o incluso si se trata de un estudio con múltiples variables (Dominguez-Lara et al., 2023). Por el contrario, al evaluar con escalas largas, los participantes pueden cansarse o desmotivarse, lo que llevaría a respuestas apresuradas y posiblemente imprecisas, que afectarían la calidad de los datos. En este sentido, las escalas breves minimizan este riesgo al aumentar la probabilidad de obtener respuestas más cuidadosas y fiables, ya que son menos intimidatorias, lo que puede aumentar la disposición de los participantes a completar la encuesta. Asimismo, a la hora de evaluar la eficacia de las intervenciones, las escalas breves permiten una evaluación rápida y continua del progreso de los participantes.
Entonces, teniendo en cuenta la importancia de la IE de los profesores y las ventajas de los instrumentos breves, se decidió desarrollar una versión abreviada del ESCQ-T. Así, el presente estudio tuvo como objetivo analizar la estructura interna de la ESCQ-T (Valente et al., 2023) y obtener una versión breve a partir de esta, denominada ESCQ-T15 en lo sucesivo. En cuanto a las hipótesis de investigación, se esperó una estructura interna de tres dimensiones, tanto en la version extensa (hipótesis específica 1.1.) como en la breve (hipótesis específica 1.2.). Luego de ello, se esperó que ambas versiones, extensa y breve, sean empíricamente equivalentes (hipótesis específica 2). Finalmente, con relación a la versión breve, se esperó que la medida sea invariante entre hombres y mujeres (hipótesis específica 3), que no existan diferencias entre las puntuaciones de ambos grupos (hipótesis específica 4) y que la confiabilidad sea aceptable en todos los casos (hipótesis específica 5).
Participantes
El proceso de muestreo fue no probabilístico, por conveniencia. Los profesores fueron reclutados de forma no aleatoria en escuelas públicas portuguesas. Un total de 1.619 profesores (de primaria a secundaria) participaron en este estudio. En la muestra de validación (n = 776), 55,4 % son mujeres y las edades oscilan entre 21 y 67 años (Medad = 50,16; DEedad = 8,78). Respecto de la experiencia profesional: 19,1 % posee menos de diez años de experiencia, 19,3 % de 11 a 20 años, 33,2 % de 21 a 30 años y 28,4 % más de 30 años. En cuanto a las titulaciones académicas: 4 % tiene una titulación de grado, 54,9 %, licenciatura, 13,5 %, posgrado, 25,4 %, máster, y 2,2 %, doctorado.
En la muestra de repetición (n = 843), 61,2 % son mujeres y las edades oscilan entre 21 y 67 años (Medad = 51,07; DEedad = 8,78). Referente a la experiencia profesional: 9,6 % posee menos de diez años, 27 % de 11 a 20 años, 42,7 % de 21 a 30 años y 20,6 % más de 30 años. En cuanto a la formación académica: 2,4 % tiene una titulación de grado, 75,6 %, licenciatura, 20,4 %, máster, y 1,7 %, doctorado.
Instrumentos
Se usó el ESCQ-T (Valente et al., 2023) con 45 ítems en un formato de respuesta tipo Likert, que va de 1 (nunca) a 5 (siempre). El ESCQ-T es una medida de autoinforme de la IE de los profesores, distribuida en tres dimensiones: percibir y comprender las emociones (PCE; 15 ítems; por ejemplo, “puedo ver fácilmente los cambios de humor de mis alumnos”), expresar y etiquetar las emociones (EEE; 14 ítems; por ejemplo, “expreso bien mis emociones durante las clases”), y gestionar y regular las emociones (GRE; 16 ítems; por ejemplo, “puedo mantenerme de buen humor, incluso cuando ocurre algo desagradable durante la clase”).
También se administró un cuestionario sociodemográfico para recoger información que permitiera caracterizar la muestra en términos de edad, género, experiencia profesional y formación académica.
Procedimiento
Todos los procedimientos aplicados se ajustaron a las normas éticas del comité nacional de investigación y fueron aprobados por los directores de los centros escolares y los profesores participantes. Este estudio se llevó a cabo de acuerdo con la Declaración de Helsinki (Asociación Médica Mundial, 2013). Los datos fueron recogidos por los investigadores y antes de recogerlos, lo que ocurrió en un único momento, en cada escuela, se informó a los profesores participantes sobre el propósito del estudio y se garantizaron los procedimientos éticos, a saber, el anonimato, la confidencialidad de las respuestas y la participación voluntaria. La aplicación se realizó de manera colectiva, mediante papel, en grupos de 15 a 20 profesores por escuela. Aunque el muestreo fue no probabilístico y por conveniencia, se adoptaron procedimientos para garantizar una representatividad equilibrada entre las muestras de validación y de replicación, con base en criterios como la distribución geográfica (incluyendo escuelas de diferentes regiones de Portugal) y la diversidad de niveles educativos (1º ciclo, 2º ciclo, 3º ciclo y enseñanza secundaria). El reclutamiento tuvo lugar en contextos escolares similares, garantizando la diversidad en términos de género, edad, años de experiencia profesional y cualificaciones académicas, con el fin de maximizar la comparabilidad entre las muestras. El criterio de inclusión en este estudio fue que los profesores participantes trabajen en escuelas públicas.
Análisis de datos
Antes de analizar las evidencias de validez con relación a la estructura interna de la versión extensa, que sirvió de base para la versión breve, se ejecutó un análisis descriptivo preliminar de los ítems. La normalidad univariada se valoró según la asimetría (< 2) y curtosis (< 7), mientras que la normalidad multivariada se analizó mediante el coeficiente G2 (< 70).
En cuanto a los modelos de medición, se evaluó el modelo de tres factores oblicuos de 45 ítems (versión original) y el ESCQ-T15 de 15 ítems (versión breve). En cuanto a la configuración del ESCQ-T15, en primer lugar, se consideraron los cinco ítems con las cargas factoriales más altas en cada factor (Valente et al., 2023) para elevar la presentación empírica del constructo. En segundo lugar, se analizó la correlación entre ítems de cada dimensión para descartar redundancia, ya que magnitudes mayores que .85 indican multicolinealidad. En tercer lugar, se analizó la estructura interna mediante un exploratory structural equation modeling (ESEM) con ambas muestras para consolidar los constructos. Finalmente, se analizó si ambas versiones (extensa y breve) son equivalentes, y para ello se empleó un análisis correlacional corregido, debido a que las versiones extensa y breve comparten ítems y se consideraron aceptables las correlaciones por encima de .70.
El análisis se enmarcó en el ESEM (Asparouhov & Muthén, 2009) con el weighted least squares mean-variance adjusted (WLSMV) para las muestras de validación (n = 776) y replicación (n = 843), con rotación target oblicua (ε = .5; Asparouhov & Muthén, 2009), es decir, que se estimaron libremente las cargas factoriales pertenecientes al factor principal, mientras que las cargas factoriales secundarias se especificaron como próximas a cero (~0).
Los modelos de medición se evaluaron en la muestra de validación y replicación. La pertinencia de los modelos se evaluó considerando índices de ajuste como el comparative fit index (CFI; > .90), la root mean square error of approximation (RMSEA; < .08) y la weighted root mean square residual (WRMR; ?? 1.00). Para el caso de la versión breve, se valoró la magnitud de las cargas factoriales (> .50) y, adicionalmente, considerando el enfoque principal (ESEM), se analizó si las cargas secundarias impactan sobre la estructura interna de la escala. En ese sentido, se estimó el índice de simplicidad factorial (ISF) que informa si el ítem recibe influencia predominante de uno o más factores, y magnitudes mayores de .70 indican que un ítem recibe influencia mayoritaria de un solo factor. Del mismo modo, las correlaciones interfactoriales se consideraron como significativas por encima de .20.
Luego de consolidar la ESCQ-T15, se analizó la invarianza entre hombres y mujeres en las dos muestras (validación y replicación). Entonces se incorporaron gradualmente algunas restricciones a fin de comprobar la invarianza configural, invarianza débil, invarianza fuerte e invarianza estricta. Así, se evidencia un grado aceptable de invarianza según la variabilidad de los índices de ajuste (ΔCFI > -.01; ΔRMSEA < .015). Posteriormente, las diferencias entre hombres y mujeres en cada dimensión se analizaron mediante un enfoque de magnitud del efecto y se consideró como significativa una d de Cohen mayor que .41. Por último, la fiabilidad se estimó a nivel de puntuaciones (α > .70) y de constructo (ω > .80).
En cuanto al soporte informático, el análisis factorial y de fiabilidad se ejecutó con el programa Mplus versión 7 (Muthén & Muthén, 1998-2015), mientras que las correlaciones se calcularon con el programa SPSS versión 29.
Resultados
El análisis preliminar indica que la normalidad multivariada no recibió respaldo en la muestra de validación (G2 = 560.162) ni en la de replicación (G2 = 555.447). Sin embargo, los ítems presentan magnitudes aceptables de asimetría y curtosis (Apéndice A, Tabla A1 .).
En cuanto a los ítems seleccionados para el ESCQ-T15, se observó que presentan un grado aceptable de asociación dentro de cada factor, tanto la muestra de validación (EEE: rpromedio = .303; PCE: rpromedio = .564; GRE: rpromedio = .241) como de replicación (EEE: rpromedio = .346; PCE: rpromedio = .547; GRE: rpromedio = .278), lo que indica la ausencia de redundancia. Por otro lado, en cuanto al análisis estructural preliminar de la versión extensa, los índices de ajuste fueron aceptables en hombres y mujeres en ambas muestras (Tabla 1).
En cuanto al análisis ESEM, el ESCQ-T15 evidenció buenos índices de ajuste en hombres y mujeres, tanto en la muestra de validación como en la de replicación (Tabla 1). De forma específica, también se observan cargas factoriales aceptables en todos los ítems (versión breve) así como un grado aceptable de complejidad factorial y correlaciones interfactoriales significativas entre dimensiones en todos los grupos (Apéndice B, Tabla B1 .). Estos resultados apoyan empíricamente las hipótesis específicas 1.1. y 1.2.
Asimismo, en lo que respecta a la equivalencia entre la versión extensa y la breve (según muestra y sexo), la mayoría de las dimensiones es equivalente entre versiones en las dos muestras estudiadas según el coeficiente de correlación corregido (> .70; Tabla 2), ya que solo la dimensión GRE de la muestra de validación está ligeramente por debajo del límite establecido en tres comparaciones. En general, la hipótesis específica 2 recibió respaldo.
Tabla 2: Reporte de fiabilidad y equivalencia entre versiones
Nota: F1: Expresar y etiquetar las emociones; F2: Percibir y comprender las emociones; F3: Gestionar y regular las emociones; M1: Muestra de validación; M2: Muestra de replicación; H: Hombres; M: Mujeres; DT: Desviación típica; r: Coeficiente de correlación.
Asimismo, el ESCQ-T15 evidencia un grado aceptable de invarianza de medición entre hombres y mujeres tanto en la muestra de validación como en la de replicación (Tabla 3), y no existen diferencias significativas en las dimensiones de la IE entre hombres y mujeres en las dos muestras (Tabla 4), lo que apoya empíricamente las hipótesis específicas 3 y 4, respectivamente. Entonces, los análisis posteriores se condujeron sin distinción de sexo ni tipo de muestra.
Tabla 4: Diferencias entre hombres y mujeres
Nota: F1: Expresar y etiquetar las emociones; F2: Percibir y comprender lasemociones; F3: Gestionar y regular las emociones; M: Media; DE: Desviación estándar; d: d de Cohen.
De este modo, con la muestra total (n = 1.619) se encontraron índices de ajuste excelentes (CFI = .989; RMSEA = .050, IC 90% .044, .055; WRMR = 0.016), así como cargas factoriales aceptables en todos los casos y asociaciones significativas (> .20) entre dimensiones (Tabla 5).
Tabla 5: Análisis ESEM con la muestra completa
Nota:F1: Expresar y etiquetar las emociones; F2: Percibir y comprender lasemociones; F3: Gestionar y regular las emociones; ISF: Índice de simplicidad factorial.
En cuanto al reporte de la fiabilidad del ESCQ-T15, es aceptable a nivel de puntuaciones para el caso de EEE (α = .700) y PCE (α = .858), aunque para GRE está por debajo de lo esperado (α = .634). Sin embargo, la fiabilidad del constructo es adecuada en las tres dimensiones: EEE (ω = .791), PCE (ω = .899) y GRE (ω = .709). Estos resultados soportan empíricamente la hipótesis específica 5.
Discusión
El objetivo del presente estudio fue realizar un análisis de la estructura interna del ESCQ-T y obtener una versión breve (ESCQ-T15). Los resultados confirman la estructura interna de los tres factores correlacionados inicialmente propuesta del ESCQ-T15, lo que significa que la dimensionalidad de esta versión corta conserva un buen poder discriminatorio, además de que es empíricamente equivalente a la versión extensa (ESCQ-T). Esto indica que la reducción de ítems no impactó de forma significativa sobre la evaluación del constructo, es decir, que la varianza explicada por los ítems que configuran la versión breve es equivalente a la explicada por la versión extensa.
Con relación a la dimensión EEE, los ítems que componen la versión abreviada reflejan en mayor medida el constructo, dado que si bien los otros ítems presentan un componente de reconocimiento, en algunos casos el contenido de los ítems eliminados se enfocaba en otros actores del ámbito educativo (ítem 29: “Los alumnos siempre son capaces de describir mi estado de humor”) o era tangencial al núcleo del constructo (ítem 8: “Consigo cautivar fácilmente a mis alumnos”). En cuanto a la dimensión PCE, el panorama es similar, ya que todos los ítems conservados en la versión abreviada se centran en el reconocimiento de una amplia gama de emociones en los alumnos, mientras que los ítems que fueron eliminados se enfocaban en brindar apoyo (ítem 3: “Cuando encuentro a un alumno, me doy cuenta inmediatamente de su estado de ánimo”; ítem 15: “Consigo animar fácilmente a un alumno cuando está triste”) o realizar interacciones positivas (ítem 44: “Sé sorprender gratamente a mis alumnos”).
Por último, en cuanto a la dimensión GRE, los ítems de la versión corta se enfocan en el manejo de situaciones cotidianas en el aula usando como recurso las emociones positivas, mientras que los ítems que no forman parte de esta versión mencionaban a otras personas, tanto en lo que respecta a las actividades (ítem 10: “Cuando un alumno me elogia, trabajo con más entusiasmo”) como a la gestión emocional (ítem 31: “Puedo persuadir fácilmente a un alumno de que no hay nada de qué preocuparse”). Es así que, desde un punto de vista de contenido, los ítems que componen cada dimensión de la versión breve reflejan de forma más precisa cada constructo, mientras que los otros reactivos, si bien valoran de forma significativa el contenido del constructo, parecen no ser tan relevantes.
Además, se confirma que, incluso en una muestra diferente de la utilizada como base para construir el instrumento, los ítems reflejan eficazmente la experiencia emocional, tanto en hombres como en mujeres. Entonces, esta estructura tiene valores similares a los encontrados en la versión original (Takšić et al., 2009) y en estudios posteriores (por ejemplo, Costa & Faria, 2022; Schoeps et al., 2021), lo que apoya la validez estructural de esta versión breve.
Las correlaciones entre las tres dimensiones también fueron significativas. Esto pone de relieve que no son independientes entre sí y que convergen en la evaluación del constructo IE, lo que confirma que una gestión emocional adecuada requiere una buena comprensión emocional, que a su vez necesita de una percepción emocional adecuada.
Cabe destacar que se llevó a cabo un análisis de la invarianza de la medición entre hombres y mujeres, y se constató que ambos grupos entienden de la misma forma el constructo y no presentan diferencias en cuanto a sus puntuaciones como sucede en otros estudios con el ESCQ (por ejemplo, Gabrijelčič et al., 2021; Schoeps et al., 2021). El análisis en hombres y mujeres por separado brinda una perspectiva más amplia de los resultados, ya que normalmente se analizan estos grupos de forma conjunta cuando es probable que existan algunas características diferentes en cuanto a las vivencias emocionales.
Las dimensiones muestran una consistencia interna adecuada en términos de puntuaciones (α > .70) y constructo (ω > .70), próximos a los valores obtenidos en estudios anteriores con versiones extensivas (por ejemplo, Costa & Faria, 2022; Valente et al., 2023). Los valores encontrados sugieren que los ítems son coherentes con las dimensiones a las que pertenecen. Sin embargo, dentro de cada dimensión existen algunas diferencias en las cargas factoriales, lo que indica que los ítems no representan homogéneamente el constructo evaluado, es decir, que algunos ítems son mejores que otros para evaluar el constructo, con posibles implicaciones para la estimación de la fiabilidad.
En cuanto a las fortalezas del estudio, debe destacarse el uso de un tamaño muestral elevado (n > 1000) y dos muestras, de validación y de replicación. Esto brinda mayor solidez a los hallazgos, ya que en ocasiones el uso de una sola muestra podría sesgar los resultados hacia algunas características específicas del grupo. Sin embargo, el uso de más de una muestra consolida los hallazgos de la primera y esto ofrece un panorama de replicabilidad (Centeno-Leyva & Dominguez-Lara, 2020).
Entre las limitaciones se destaca, en primer lugar, que este estudio se basa en procedimientos de muestreo no probabilístico utilizando una muestra de conveniencia y que solo se llevó a cabo en escuelas públicas, lo que limitaría su uso y aplicaciones en escuelas privadas que, en ocasiones, presentan diferencias estructurales. En segundo lugar, la subrepresentación del constructo en una versión breve es una limitación inherente, dado que la estructura final de un instrumento es en general un muestreo significativo de las conductas que operacionalizan el constructo. Pero, como se indicó en la sección introductoria, el uso de una versión breve no es generalizado y se recomienda solo cuando se tiene poco tiempo para evaluar o se debe considerar una elevada cantidad de variables. En ausencia de estas limitaciones siempre será recomendable la versión extensa.
En cuanto a las implicaciones de este estudio, es importante destacar que el ESCQ-T15 es un instrumento que permite evaluar la IE de los docentes con evidencia de la validez de la estructura interna. Del mismo modo, es importante señalar que también es una buena herramienta para evaluar los programas de intervención centrados en la IE de los profesores, ya que se trata de un cuestionario breve que facilita la recogida de datos.
Se concluye que el ESCQ-T15 demuestra buenas propiedades psicométricas (estructura interna, invarianza de medición y fiabilidad) para evaluar la percepción de las habilidades y la competencia emocional de los profesores. Sin embargo, es recomendable implementar otras estrategias de validez, como la asociación con otras variables similares (por ejemplo, otras medidas de IE) o teóricamente afines (por ejemplo, autoeficacia docente) e incluir otras evidencias de invarianza de medición que por motivos de espacio no se pudieron abordar en este manuscrito (por ejemplo, edad o experiencia laboral), así como analizar el comportamiento longitudinal de la escala breve. También se sugieren estudios de medidas repetidas para evaluar la estabilidad del constructo.
