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La empatía es una respuesta emocional y cognitiva procedente de la comprensión de la condición de otra persona (Eisenberg, 2000), permite afrontar exigencias vitales (Cañero et al., 2019), motiva la cooperación (Zaki, 2018) y la moralidad (De Waal, 2010). Ha sido estudiada desde tres perspectivas, la cognitiva, la emocional y la integradora (Lorente, 2014; Palma, 2013). La visión integradora de la empatía cobra fuerza en la década de los 80 (Parra et al., 2012). Un representante importante de esta perspectiva es Davis (1980), quien la define como una reacción a la experiencia observada, y plantea la presencia de diferentes factores que intervienen en el constructo.
Con base en esta estructura teórica, Davis (1980) diseñó el Índice de Reactividad Interpersonal (IRI) que constituye una de las medidas de autoinforme más utilizadas en jóvenes y adultos para medir este atributo (Jordan et al., 2016; Lucas-Molina et al., 2017). El IRI está conformado por cuatro subescalas que miden dos componentes cognitivos: (a) toma de perspectiva, que constituye la tendencia a adoptar el punto de vista del otro y (b) fantasía, considerada como la tendencia a identificarse con los sentimientos y acciones de personajes ficticios, y dos componentes afectivos: (c) preocupación empática, referida a los sentimientos de preocupación por las personas necesitadas, y (d) malestar personal, referido a los sentimientos de ansiedad personal frente a la angustia de otros.
Para el presente estudio se usó la adaptación española de Mestre et al. (2004), que analiza la validez del IRI a partir de la relación con otros constructos con los cuales correlacionó positivamente, tales como conducta prosocial y estilos de razonamiento prosocial, y negativamente con conducta agresiva e inestabilidad emocional. En cuanto a la confiabilidad, arrojó los siguientes valores: fantasía .70, preocupación empática .65, malestar personal .64 y toma de perspectiva .56.
El IRI ha sido adaptado y validado en diferentes contextos. En Asia (Siu & Shek, 2005), se obtuvo un índice de confiabilidad que fluctuaba entre .65 y .70 para sus dimensiones; además de definir tres factores mediante el análisis factorial. Wang et al. (2020) señalan que los investigadores a menudo utilizan los puntajes del IRI de manera flexible en sus estudios basándose en las diferentes construcciones de empatía. Así, algunos lo asumen como constructo general y suman las cuatro dimensiones del IRI para obtener una puntuación de empatía (Sun et al., 2018), aunque sin evidencia empírica que justifique dicho proceso (Dueber & Toland, 2021). Además, los investigadores que reconocen la empatía como un constructo dualista combinan las dimensiones de preocupación empática y malestar personal en un factor de empatía afectiva y las dimensiones de toma de perspectiva y fantasía en un factor de empatía cognitiva (Fan & Hu, 2017). En otros casos, combinan las dimensiones de preocupación empática y malestar personal para representar la empatía afectiva, pero solo toma de perspectiva como empatía cognitiva (He & Zhu, 2016). También se ha encontrado que solo consideran la dimensión preocupación empática y toma de perspectiva como representantes de la empatía afectiva y la empatía cognitiva, respectivamente (Luo et al., 2013).
Respecto a lo anterior, en Estados Unidos, Pulos et al. (2004) encontraron que, si se desea una escala de empatía de orden superior al IRI, resultan útiles las subescalas de preocupación empática, toma de perspectiva y fantasía. De esta manera, se deja de lado la dimensión malestar personal, debido a su baja correlación con las otras dimensiones. Recientemente, se ha encontrado que la dimensión malestar personal es deficiente en la validez de constructo (Murphy et al., 2018). En Canadá, en un estudio realizado con jóvenes adultos, consideraron el puntaje de las subescalas toma de perspectiva y preocupación empática como la puntuación general (Nicol & Rounding, 2013). En México, Ahuatzin et al. (2019) encontraron la existencia de cuatro factores, aunque algunos ítems se desplazaron de una dimensión a otra, tal como se halló en el estudio de Pérez-Albéniz et al. (2003).
En Holanda, se examinaron las propiedades psicométricas del IRI mediante un análisis factorial confirmatorio (AFC) y los resultados revelaron que hay necesidad de realizar una adecuación psicométrica de los puntajes en términos de la estructura de los factores. Sin embargo, en general la consistencia interna, y la estructura factorial de las puntuaciones de la versión holandesa sugieren que es un instrumento útil (De Corte et al., 2007).
En América Latina, se encuentran diversos estudios instrumentales en diferentes países. En Colombia, Bernal et al. (2015) determinaron las propiedades psicométricas del IRI y concluyeron que debían eliminar cinco ítems que tenían en común el estar redactados negativamente, para mejorar los índices de confiabilidad de cada una de las subescalas. De la misma manera, García-Barrera et al. (2017) examinaron la estructura interna del IRI en excombatientes, y encontraron que los ítems negativos presentaron cargas factoriales bajas.
En Argentina, Richaud de Minzi (2008) validó el instrumento en población infantil mediante la verificación de la estructura interna a través de análisis factoriales exploratorios realizados consecutivamente en muestras independientes, estos mostraron que el IRI conserva su estructura interna básica, aunque se observó un comportamiento inestable de los ítems redactados de forma negativa; se encontró un alfa de .70 para la versión total. Por su parte, Müller et al. (2015) analizaron la estructura factorial mediante un AFC con una muestra de adultos, y obtuvieron un modelo de cuatro dimensiones ajustado al modelo teórico, con una fiabilidad adecuada para cada dimensión. En Chile, Fernández et al. (2011) aplicaron el AFC demostrando un buen ajuste del modelo en línea a la propuesta de Davis (1980), con una adecuada consistencia interna.
En el Perú (Díaz et al., 2015), la estructura interna no demostró solvencia y en cuanto a la fiabilidad obtuvo coeficientes alfa igual a .41 para la dimensión toma de perspectiva, .49 para fantasía, .48 en preocupación empática y .52 en la dimensión malestar personal. Estos resultados sugieren que los ítems redactados negativamente podrían influir en las respuestas debido a las diferencias culturales e incluso lingüísticas.
Una de las propiedades psicométricas menos exploradas en el IRI es su invarianza respecto a la edad. En este sentido, para establecer la invarianza de la medida implica que la estructura, los ítems, las medidas y los errores de medida sean similares en ambos grupos. Es decir, solo sería posible interpretar de una misma manera las puntuaciones del instrumento en diferentes grupos (Byrne, 2008). Así, dado que en el presente estudio se realizó sobre una muestra de estudiantes de Psicología, es de esperarse que en las primeras etapas de su formación no se establezcan variaciones respecto a la empatía. Sin embargo, es posible que la exposición a actividades y conocimientos propios de la carrera puedan generar cambios en el atributo conforme va avanzando en su formación. Es por ello que se ha considerado la edad como criterio, ya que esta característica está relacionado con el ciclo académico de los universitarios.
La medición de la empatía en estudiantes de Psicología resulta importante puesto que el dominio de la capacidad empática es un elemento esencial en la formación de los profesionales (Hernández, 2019). Además, el IRI constituye una herramienta muy usada en la evaluación de la empatía, por su carácter multidimensional (Müller et al., 2015). En ese sentido, el objetivo del presente estudio fue brindar evidencias de la estructura factorial del IRI. Se verificó la existencia de un factor general subyacente a las dimensiones de esta escala, se analizó la invarianza según edad y, por último, la confiabilidad por consistencia interna.
Método
Participantes
Se seleccionaron intencionalmente 859 estudiantes de psicología provenientes de dos universidades de Lima, 31.8 % estudiaban de una universidad pública y 68.2 % en una privada. El 77.3 % fueron mujeres, con una edad promedio de 20.36 (DE= 2.69), y 22.7 % varones, con una edad promedio de 21.29 (DE= 2.64), las edades de la muestra total oscilaron entre 17 y 29 años (M= 20.57; DE = 2.70). Para la distribución de los participantes en los grupos de edad se tuvo en consideración el concepto de adultos emergentes, cuyas edades van desde los 14 a los 29 años; en este caso, se subdividió la muestra en dos grupos de adultos emergentes: el primer grupo de 17 a 20 años (55.50 %), en donde existe un predominio de estudiantes de primeros ciclos, con características más hacia la adolescencia; y un segundo grupo de 21 a 29 años (44.50 %), con un predominio de estudiantes de ciclos intermedios y finales, cuyas características estaban más orientadas a la adultez. En cuanto a su distribución por ciclo año de estudio, se encontró que el 26.4 % eran de primer año, 14.7 % de segundo año, 23.1 % de tercer año, 17.8 % de cuarto año, y 18 % de quinto año.
Instrumento
El Índice de Reactividad Interpersonal (IRI; Davis, 1983) es una medida que explora la empatía cognitiva y afectiva, mediante un formato de respuesta tipo Likert con cinco opciones: No me describe bien (1), Me describe un poco (2), Me describe bien (3), Me describe bastante bien (4) y Me describe muy bien (5). Consta de 28 ítems que permiten medir las diferencias individuales del constructo empatía, mediante las siguientes cuatro subescalas (7 ítems cada una): toma de perspectiva (TP) y fantasía (F) (componente cognitivo), y preocupación empática (PE) y malestar personal (MP) (componente emocional). Para la presente investigación se ha empleado la adaptación española de Mestre et al. (2004), quienes analizaron las evidencias de validez basada en un análisis discriminante, encontrando correlaciones canónicas igual a .436 entre las subescalas del IRI que permiten una clasificación correcta de varones en 70.2 % y 69.7 % en mujeres. Estos autores señalan que tanto el sexo como la edad introducen sesgos en la medición de la empatía. La validez en relación con otros constructos se verificó con la conducta prosocial (.312), agresividad (-.171) y razonamiento hedonista (-.142). La consistencia interna de las dimensiones resulta parcialmente aceptable TP (.56), F (.70), PE (.64) y MP (.68).
Procedimiento
La administración del instrumento fue realizada en los meses de abril y mayo del 2019, en diferentes grupos y de forma colectiva. Se consideraron las recomendaciones y normativas para la aplicación de pruebas propuestas por la International Test Commission (2001), con el objetivo de minimizar la varianza irrelevante al constructo proclive a ocurrir durante la administración de pruebas psicológicas. Los participantes completaron las pruebas y firmaron el consentimiento informado, en el que se detallaban aspectos relacionados a su participación, con énfasis en el carácter voluntario y la libertad para participar del estudio, por ello se comunicó que la administración sería anónima y que los resultados serían confidenciales.
Análisis de datos
En primer lugar se analizó la presencia de datos faltantes, al constatar su ausencia se procedió a verificar los outliers. Luego, se exploró la frecuencia absoluta de las opciones de respuesta a fin de identificar que todas resulten funcionales, para ello se siguió el criterio de Linacre (2002), quien refiere que frecuencias inferiores a 10 pueden resultar problemáticas. A continuación, se analizaron las medidas descriptivas de los ítems considerando la media (M), desviación estándar (DE), asimetría (g 1 ) y curtosis (g 2 ), a través de estos últimos fue posible evaluar la distribución de los ítems considerando ± 2.0 como valor marginal de normalidad (Reed & Wu, 1974).
Se analizó la estructura interna, mediante un análisis factorial confirmatorio, probándose 3 modelos: modelo 1, incluye 28 reactivos; modelo 2, excluye los ítems inestables; y modelo 3, excluye todos los ítems inversos. Se utilizó el método Weighted Least Square Mean and Variance Adjusted (WLSMV), debido a la naturaleza ordinal de los datos. Se revisó el chi-cuadrado entre los grados de libertad, el Error cuadrático medio de aproximación (RMSEA) y el Resido cuadrático medio estandarizado (SRMR), ambos con valores por debajo de .08. También se corroboraron el Comparative Fit Index (CFI) y el Índice Tucker-Lewis (TLI), cuyos valores aceptables se encuentran por encima de .90 (Kline, 2016; Xia & Yang, 2018). Adicionalmente, se calculó la Average Variance Extracted (AVE), con valores satisfactorios de alrededor de .50. Asimismo, se exploró la invarianza de la medida, considerando deltas menores a .01 para ΔCFI y ΔRMSEA (Byrne, 2008).
Por último, se analizó el coeficiente omega categórico (ω) con sus intervalos de confianza. Debido al efecto del error aleatorio, es recomendable establecer un rango para estimar el valor real de la fiabilidad (Ventura-León, 2018). Se calculó la Compositive Reliability (CR; Zumbo et al., 2007). Los análisis se realizaron con el IBM SPSS, versión 25 y el RStudio versión 3.3.2 (RStudio Team, 2015), empleándose el paquete Lavaan (Rosseel, 2012).
Resultados
En la Tabla 1 se presentan las frecuencias absolutas de las opciones de respuesta de cada uno de los reactivos del IRI, observándose que estas resultan funcionales, con excepción del ítem 27, en el que la opción de respuesta Me describe muy bien presenta una frecuencia de respuestas baja. Sin embargo, esto no afectó los cálculos realizados.
Tabla 1: Estadísticos descriptivos del IRI
Nota: M: Media; DE: Desviación estándar; g1: Coeficiente de asimetría; g2: Coeficiente de curtosis.
Evidencias de validez basada en la estructura interna
En la Tabla 2 se presentan los tres modelos evaluados. El primer modelo corresponde a la propuesta original de cuatro factores. Este modelo presenta cargas factoriales inestables en los ítems redactados en forma negativa (< .40), asimismo, presenta valores AVE que oscilan entre .20 y .36 y sus índices de bondad de ajuste resultan inadecuados (CFI = .521; RMSEA = .133; SRMR = .139). Por esta razón, estos reactivos no fueron considerados para el tercer modelo, que obtuvo cargas factoriales adecuadas e índices de ajuste aceptables (CFI = .924; RMSEA = .073; SRMR = .058). Estos resultados demuestran que la versión reducida del IRI es una medida que sostiene su estructura original, pero que mejora cuando se excluyen los ítems inversos (7, 15, 7, 12, 4 ,14, 18, 13 y 19) y los enunciados redundantes (ítem 9) (ver Tabla 3).
Tabla 2: Análisis factorial confirmatorio del IRI
Nota: ʎ 2= Determinante; AVE: Average Variance Extracted; CR: Composite Reliability.
Invarianza factorial del IRI según edad
Se analizó la invarianza de la versión reducida del IRI (modelo 3) según la edad de los participantes, diferenciando dos grupos: uno de menores de 21 años y otro de mayores de esa edad. Se aprecia que los valores RMSEA y sus variaciones son aceptables (ΔRMSEA < .01), al igual que las variaciones en SRMR (ΔSRMR < .01). En cuanto a los cambios del CFI, se demostró su suficiencia (ΔCFI < .01). Estos hallazgos demuestran que la invarianza de la medida se ha establecido en ambos grupos. En la Tabla 4 se observa que los valores de los índices de ajuste son satisfactorios para la invarianza configuracional, métrica, escalar y estricta, el delta de la variación métrica se encuentra en los márgenes sugeridos por la literatura (Byrne, 2008).
En la Figura 1 se presenta un AFC de segundo orden, se establecen las variables latentes sobre las que se agrupan las dimensiones originales del IRI. Se empleó el método de DWLS y se obtuvo un ajuste satisfactorio (CFI = .957; RMSEA = .078 (.073-.083); SRMR = 0.068; WRMR = 1.902. A través del modelamiento propuesto se confirma la estructura de dos factores latentes (empatía cognitiva y empatía emocional), que contienen a los factores específicos (empatía cognitiva: toma de perspectiva y fantasía, y empatía emocional: preocupación empática y malestar personal) que se describen en el modelo teórico original del IRI.
Consistencia interna del IRI
La consistencia interna se analizó a través del coeficiente omega categórico con sus respectivos intervalos de confianza. Los resultados muestran que las dimensiones del IRI son consistentes en cuanto a sus puntuaciones, para la dimensión toma de perspectiva se obtuvo un omega .757 (.719-.784), en fantasía se encontró un omega igual a .802(.776-.825), la dimensión preocupación empática alcanzó un omega igual a .653(.606-.689) y la dimensión malestar personal un omega de .782(.753-.806)
Discusión
Los hallazgos refieren que la evidencia basada en la validez estructural del instrumento es apropiada luego de la eliminación de los ítems inversos, pues presenta una estructura coherente con el modelo teórico original. Además, se aprecia un incremento favorable de los índices de fiabilidad. Con ello, se demuestra que los ítems redactados negativamente tienen un efecto importante sobre la validez y la fiabilidad (Suárez-Álvarez et al., 2018; Tomás et al., 2012), lo que coincide con lo reportado por Bernal et al. (2015), en una muestra colombiana. Así, se encontraron similares dimensiones. Sin embargo, la presencia de ítems negativos o aquellos que poseen una direccionalidad opuesta a la lógica del constructo (Weijters & Baumgartner, 2012) afectan la estructura del IRI.
Aunque algunos autores, como Nunnally (1978), sugieren la necesidad de incorporar ítems negativos para controlar la aquiescencia; es decir, la tendencia a contestar orientado a un extremo independientemente del contenido (Hidalgo-Rasmussen & Gonzáles-Betanzos, 2019), lo que genera parcialidad y podría producir patrones de respuesta (Van Sonderen et al., 2013). Además, la presencia de ítems inversos puede provocar confusión en los encuestados (Podsakoff et al., 2003), a este fenómeno se le conoce como efecto de método (Abad et al., 2016; Danner et., 2015), y puede producir sesgos en la medición de un atributo (Tomás et. al, 2013).
Respecto a lo anterior, Benson y Hocevar (1985, citados en Weems et al., 2003) señalan que resulta complejo determinar la evidencia basada en el constructo, ya que los ítems se organizan más por un aspecto semántico que por el constructo teórico y, por ello, debe realizarse con precaución. Otros estudios revelan que la combinación de ítems positivos y negativos no logra reducir el sesgo de aquiescencia (Sauro & Lewis, 2011), que podría ser característico en muestras que tengan bajos niveles educativos o cognitivos (Meisenberg & Williams, 2008), razón por la cual no pueden establecer diferencias en los ítems redactados de manera positiva y negativa (Solis, 2015). Aunque también podría evidenciar la pereza o indiferencia en el momento de contestar una prueba (Solis, 2015), lo que se demuestra también en la inconsistencia entre los ítems y podría conducir a un error de medición.
Tal como se ha encontrado en este estudio, los ítems redactados de manera negativa o inversa al parecer no fueron comprendidos o, tal como lo señalan Suárez-Álvarez et al. (2018), podrían haber sido mal interpretados. Por ello, algunos autores sugieren utilizar ítems redactados positivamente (DeVellis, 2003), aunque ello depende de la cultura y nivel educativo (Tomás et al., 2012). Así, se ha encontrado que en Estados Unidos el reconocimiento de los ítems negativos es más viable en comparación con los países asiáticos (Wong et al., 2003). De la misma manera, el estudio de Marín et al. (2002) mostró inconsistencias al combinar ítems positivos y negativos.
Finalmente, luego de la eliminación de los ítems negativos o inversos, la evidencia apoya la validez basada en la estructura interna y consistencia de las puntuaciones del IRI, en línea con el modelo teórico propuesto por Davis (1980). Se aprecia un incremento sustancial en todos los índices de bondad de ajuste cuando se excluyen estos reactivos, donde los valores de AVE también se aproximan a un nivel satisfactorio, y las cargas factoriales alcanzan valores satisfactorios (Kline, 2016). Este crecimiento se extiende además a las medidas de fiabilidad. Se concluye que el Índice de Reactividad Interpersonal es una medida válida y fiable del constructo empatía en los estudiantes universitarios de Lima.
Asimismo, se analizó un modelo de segundo orden para identificar la congruencia teórica del IRI respecto de la propuesta original. Los hallazgos fueron favorables, identificándose que el IRI en su versión reducida conserva la estructura teórica propuesta inicialmente por Davis (1983). Estos resultados coinciden con otros estudios (Mestre et al., 2004; Mestre et al., 1999). Estos hallazgos tienen una implicancia práctica muy importante y es que a partir de lo reportado es posible obtener un puntaje total de las dimensiones que componen el IRI y que este puntaje sea interpretable como la presencia del atributo empatía.
A partir de los resultados obtenidos se establece la invarianza de la medida. Las implicancias prácticas de estos hallazgos aluden a que el constructo es comprendido de igual forma por universitarios de ciclos iniciales y finales. Del mismo modo, se establece la equivalencia del constructo en ambos grupos y, por lo tanto, es posible utilizar el instrumento para realizar comparaciones en muestras similares y bajo los mismos criterios (Byrne, 2008). Esto implica que la formación y los conocimientos propios de la carrera no afectan la autopercepción de este atributo, ni su medición con esta escala.
En lo que refiere a las evidencias de fiabilidad, los hallazgos dan cuenta de la consistencia de las puntuaciones del IRI, que a pesar de la reducción de los ítems redactados en forma negativa, todas las dimensiones alcanzaron coeficientes omega aceptables. Estos resultados coinciden con otros estudios en los que también se señala la estabilidad del IRI (Fernández et al., 2011; Müller et al., 2015). No obstante, es necesario mencionar que si bien la dimensión preocupación empática obtuvo un omega ligeramente inferior a .70, que a su vez resulta inferior al obtenido en las otras dimensiones, ello no inhabilita el uso de la medida, pues tal como lo señalaron Oviedo y Campos-Arias (2005) estos resultan son valores referenciales. Además, de acuerdo con Cortina (1993), su utilización es pertinente en la medida en que no exista otra más eficiente. En línea con ello, estos resultados son sustancialmente mejores a los valores reportados por Mestre et al. (2004), en la validación realizada en población española.
Una limitación de este estudio fue que los participantes no fueron seleccionados mediante un muestreo probabilístico, lo que restringe la capacidad de generalización de los resultados. Tampoco fue posible calcular la estabilidad de las puntuaciones del IRI, siendo esta propiedad necesaria pues es evidencia complementaria a la consistencia interna, denota la presencia del atributo y su susceptibilidad a ser modificado (Correa-Rojas, 2021).
Se sugiere replicar el estudio en distintos grupos urbanos de diferentes ciudades y carreras, pues se ha encontrado que los niveles de empatía pueden variar en función al sexo, carrera y grado académico (Kidron et al., 2018).
