La empatía es comprendida como una variable multidimensional, integrada por componentes afectivos y cognitivos (Decety & Holvoet, 2021; Lemos et al., 2022). El componente cognitivo tiene que ver con el reconocimiento de los estados mentales ajenos, y el afectivo puede entenderse como la habilidad para compartir esos estados mentales y reaccionar a ellos de modo adecuado (Davis, 2018; Lemos & Richaud, 2021). La empatía permite comprender los estados emocionales de los demás y, por lo tanto, es una capacidad primordial para la interacción social y la vida en comunidad. Este atributo motiva el cuidado de los demás y los comportamientos prosociales, proporcionando una base afectiva para el desarrollo moral (Decety & Holvoet, 2021; Decety & Steinbeis, 2020; Richaud de Minzi, 2013).
La empatía comienza a desarrollarse durante la primera infancia y se moldea por una variedad de factores tales como la genética, el temperamento y el contexto inmediato (Decety & Holvoet, 2021). Aunque los seres humanos nacen con la capacidad innata para la empatía, el desarrollo de sus componentes funcionales depende de la experiencia y las interacciones sociales (Zahn-Waxler et al., 2018). En efecto, las primeras experiencias emocionales entre los bebés y sus padres o cuidadores, son esenciales para la génesis y el desarrollo posterior de la empatía. Así, los niños que se sienten seguros y amados por sus progenitores o cuidadores son posteriormente más sensibles a las necesidades emocionales de los demás (Decety & Holvoet, 2021).
Particularmente, la empatía percibida de los padres puede conceptualizarse como las percepciones que tienen los hijos sobre las conductas empáticas de sus padres o cuidadores (Benítez Goncalvez & Lemos, 2021; Richaud de Minzi et al., 2011). El desarrollo de la empatía está ligado fuertemente a las conductas parentales percibidas por los hijos, en las primeras etapas del desarrollo (Decety & Holvoet, 2021), ya que estos aprenden a través del modelado (Richaud de Minzi, 2009; Richaud de Minzi et al., 2011). En esta dirección, Eisenberg et al. (1991) hallaron que el modelado de las relaciones empáticas de los padres hacia sus hijos y hacia otras personas en presencia de estos, estaba relacionado profundamente con el desarrollo de conductas y actitudes prosociales en los niños.
En esta línea, Bandura (1986) menciona que los niños que están expuestos a modelos de una conducta específica son más propensos a imitar estas acciones. A partir de este razonamiento, Richaud de Minzi (2013) propone que proveer a los niños un ambiente donde puedan presenciar conductas empáticas, puede facilitar el futuro desarrollo de acciones empáticas. En ese sentido, se esperaría que los padres o cuidadores que mantienen e incentivan conductas empáticas, promuevan su desarrollo en sus hijos.
No obstante, es importante mencionar que más allá de la conducta en sí misma, lo que parecería influir de mayor manera en el desarrollo socioemocional y conductual de los hijos, es la percepción que estos tienen de las conductas de sus padres (Ong et al., 2017; Richaud de Minzi, 2013; Schaefer, 1965; Vargas Rubilar et al., 2020). Por ejemplo, la percepción por parte de los niños de las conductas prosociales de los padres les da una base segura, lo que favorece la exploración del ambiente en búsqueda de relaciones altruistas y positivas con otros (Decety & Holvoet, 2021). Por este motivo, posiblemente lo que más influya en la empatía de los hijos sea la empatía de los padres percibida por los hijos y no la empatía autopercibida o informada por los progenitores o cuidadores (Richaud de Minzi, 2013).
Debido a la importancia que tiene la percepción de ciertas conductas o habilidades parentales para el desarrollo psicosocial de los hijos, se han construido diferentes instrumentos para su evaluación en el contexto argentino (véase Balabanian et al., 2022 para Prosocialidad Parental Percibida; Waigel et al., en prensa para Competencias Parentales Percibidas en Adolescentes o Richaud de Minzi, 2007 para Percepción de Estilos de Relación Parental). En cuanto a la empatía parental específicamente, se han desarrollado instrumentos que evalúan este constructo desde la autopercepción de los padres o cuidadores, como por ejemplo The Parental Empathy Measure (PEM) construido por Kilpatrick (2005) en Australia; el instrumento Parental Affective and Cognitive Empathy Scale (PACES) validado por Stern et al. (2014) en EE. UU. En Argentina, también se ha desarrollado un instrumento que evalúa la percepción de los niños de la empatía de sus padres (Richaud de Minzi et al., 2011; Richaud de Minzi, 2013). Así mismo, basado en el Test de Empatía Cognitiva y Afectiva (TECA) (Lemos et al., 2022; López-Pérez et al., 2008), se realizó una versión preliminar de una escala para la evaluación de la empatía de los padres percibida por sus hijos adultos jóvenes (Benítez Goncalvez & Lemos, 2021).
Para esta versión se modificaron los ítems para que los hijos contesten según lo que ellos perciben de la empatía de sus padres y madres. Sin embargo, de este instrumento solo se realizaron algunos análisis psicométricos preliminares de consistencia interna y se analizó la validez de constructo concurrente. Por ello, en este trabajo se pretende realizar un estudio psicométrico más profundo del instrumento, que incluya el análisis del poder discriminativo de los ítems (diferencia de grupos contrastantes e índice de homogeneidad corregido), sumando evidencias de validez externa e interna de la escala, para analizar su estructura factorial mediante AFE (Estudio 1) y AFC (Estudio 2), y comparar diferentes modelos de medición, a fin de proponer y validar una versión reducida de la escala. Esto permitiría no solo una evaluación válida y confiable del constructo, sino una medida ágil y de sencilla administración, características especialmente valoradas en el contexto de investigación.
Estudio 1
Método
Este estudio se realizó a partir de un diseño no experimental, transversal, de tipo instrumental (Ato et al., 2013; Montero & León, 2007).
Participantes
A partir de un muestreo no probabilístico intencional, se seleccionaron 177 adultos jóvenes de entre 18 y 35 años (M = 23.03; DE = 4.82), residentes de las provincias de Entre Ríos (52.5 %), Buenos Aires (16.4 %), Córdoba (6.2 %), Santa Fe (5.6 %), Río Negro (4 %), Chubut (2.8 %), Corrientes (2.8 %), Misiones (2.8 %), La Pampa (2.3 %), Neuquén (1.7 %), Salta (1.1 %), Mendoza (.6 %), San Juan (.6 %) y San Luis (.6 %) (para más características sociodemográficas, ver tabla 1). Los datos fueron recolectados desde diciembre del 2022 hasta junio del 2023.
Tabla 1
Características sociodemográficas de los participantes
Instrumento
Se estudió la Escala de Empatía Percibida de los Padres (EEPP), un instrumento que surge a partir de la adaptación del Test de Empatía Cognitiva y Afectiva (TECA), en el que cada uno de los ítems fue modificado para evaluar lo que los adultos jóvenes perciben sobre la empatía de sus padres. El TECA fue desarrollado por López et al. (2008) para la evaluación de la empatía autopercibida teniendo en cuenta aspectos cognitivos y emocionales, en cuatro dimensiones: 1) comprensión emocional, la cual se refiere a la capacidad para reconocer intenciones, impresiones y estados emocionales ajenos; 2) adopción de perspectivas, comprendida como la capacidad para ponerse de manera imaginativa en el lugar del otro; 3) alegría empática, entendiéndose como la habilidad para resonar con las emociones o situaciones positivas de los demás; 4) estrés empático, explicado como la capacidad para experimentar, junto con los demás, sus estados emocionales negativos. Tanto el instrumento original como su validación argentina presentaron adecuadas propiedades psicométricas en cuanto a consistencia interna y validez (Lemos et al., 2022; López-Pérez et al., 2008).
Como se mencionó, la EEPP surgió a partir de la modificación de los 33 ítems que componen la versión original del TECA. En un estudio anterior se realizaron dos versiones para la evaluación de la empatía de los padres percibida por sus hijos, una para la percepción de la empatía materna y otra para la percepción de la empatía paterna (Benítez Goncalvez & Lemos, 2021). Es decir, si un ítem de la escala original del TECA decía: Me siento bien si los demás se divierten (i.e., ítem 2), este se modificó para decir: Mi madre se siente bien si los demás se divierten o Mi padre se siente bien si los demás se divierten. Esta modificación se realizó con toda la escala, que resultó en dos escalas (versiones padre y madre), compuestas por 33 ítems cada una.
Procedimiento
Los participantes fueron contactados por medio de diferentes redes sociales (e. g., Instagram y WhatsApp), o a través de un código QR que los direccionaba a un formulario de Google donde se explicaba el proyecto, se proporcionaba el consentimiento informado para la participación y la respectiva escala. Cada participante fue habilitado para contestar el instrumento luego de haber brindado su consentimiento informado. El proyecto fue previamente aprobado por el comité de ética de la Universidad Adventista del Plata (Resolución N° 100/22).
Análisis de datos
Se realizaron análisis descriptivos de los reactivos de ambas versiones del EEPP. A continuación, se evaluó la normalidad de las variables a partir del estadístico Kolmogorov-Smirnov (K-S). Dado que las mismas no se distribuían normalmente, se analizó el poder discriminativo de cada uno de los ítems, utilizando el criterio de grupos contrastantes, a partir de la prueba U de Mann-Whitney.
Para corroborar la factibilidad de la realización de un Análisis Factorial Exploratorio (AFE), primero se llevó a cabo la prueba de Kaiser-Meier- Olkin (KMO) y de esfericidad de Bartlett. Una vez comprobada su factibilidad, se realizó el AFE para la evaluación de la estructura interna del instrumento. Por último, a través del estadístico Omega de McDonald se evaluó la consistencia interna de los factores observados. Para la realización de cada uno de los análisis mencionados, se utilizó el programa IBM Statistical Package for the Social Sciences (SPSS), versión 25 (IBM Corp., 2017).
Resultados
En primer lugar, se llevaron a cabo análisis descriptivos, de asimetría y curtosis y la prueba de Kolmogorov-Smirnov para analizar la normalidad de la distribución de los reactivos de ambas versiones de la EEPP (tabla 2 y 3).
Tabla 2
Estadísticos descriptivos para los 33 ítems de la EEPP en su versión para evaluar la empatía percibida materna
Tabla 3
Estadísticos descriptivos para los 33 ítems de la EEPP en su versión para evaluar la empatía percibida paterna
Acto seguido, dado que la prueba de K-S indicó que las variables no se distribuían normalmente, se calculó el poder discriminativo de los ítems a través del método de grupos contrastantes utilizando la prueba U de Mann-Whitney para muestras independientes. Todos los ítems de ambas versiones del instrumento resultaron discriminativos (p <.001) (tabla 4 y 5).
Tabla 4
Poder discriminativo de los ítems de la versión materna a través de la prueba U de Mann-Whitney
Tabla 5
Poder discriminativo de los ítems de la versión paterna a través de la prueba U de Mann-Whitney
Una vez evaluada la calidad de los ítems, se procedió a realizar los AFE para estudiar la estructura interna del instrumento en ambas versiones. Como método de extracción se utilizó la factorización de ejes principales, dado que es un método clásico recomendado para situaciones donde los datos no se distribuyen normalmente (Beavers, 2013; Costello & Osborne, 2005).
Además, debido al grado de correlación entre los factores (i.e., r ˃ .30), se realizó una rotación oblicua. En un primer AFE, si bien tanto la prueba KMO (versión madre: r = .83; p < .001; versión padre: r = .81; p < .001), como la prueba de esfericidad de Bartlett (versión madre: χ2 = 1094,15; gl = 120; p < .001; versión padre: χ2 = 1200,18; gl = 105; p < .001) evidenciaron valores adecuados, se eliminaron algunos ítems ya sea por complejidad factorial, presentar una saturación elevada en factores para los cuales no fueron redactados, tener una saturación < .40 o por no aportar a la consistencia interna (i.e., versión materna: 3, 6, 7, 8, 10, 14, 15, 18, 19, 20, 21, 22, 23, 25, 27, 29, 31; versión paterna: 1, 3, 6, 7, 8, 10, 11, 12, 14, 15, 19, 20 21, 22, 25, 27, 29, 30).
Se realizó un segundo AFE para ambas versiones, después de eliminar los ítems mencionados anteriormente, lo cual resultó en dos escalas breves de 16 ítems para la versión materna y 15 para la versión paterna (tabla 6 y 7).
Tabla 6
Matriz factorial de la versión materna
Tabla 7
Matriz factorial de la versión paterna
Siguiendo los criterios de autovalor mayor a 1 de Kaiser, la variancia total explicada superior al 50 % y el juicio teórico (Howard, 2016; Williams et al., 2010), los reactivos se agruparon en cuatro factores: adopción de perspectivas (AP), comprensión emocional (CE), estrés empático (EE) y alegría empática (AE), tal como propone la escala original del TECA. Estos factores explicaron el 64 % de la varianza en la versión materna y el 70 % en la versión paterna. En cuanto a la consistencia interna de cada factor, se evidenciaron valores satisfactorios en la versión materna (ω = .80; .75; .71 y .87) y en la versión paterna (ω = .84; .81; .74 y .89), respectivamente.
Estudio 2
Método
El diseño del segundo estudio fue no experimental, transversal, de tipo instrumental (Ato et al., 2013; Montero & León, 2007).
Participantes
El Estudio 2 se realizó a partir de una nueva muestra de tipificación, la cual estuvo compuesta por 168 adultos jóvenes de entre 18 y 35 años (M = 23.17; DE = 3.83), seleccionados a partir de un muestreo no probabilístico intencional. Los mismos respondieron la versión materna de la EEPP. Sin embargo, del total de sujetos, solo 161 (M = 23.10; DE = 3.76) completaron la versión paterna del inventario, ya que siete participantes no tuvieron relación con su padre, resultando en respuestas neutras en su totalidad. Por este motivo, la cantidad de participantes fue diferente para cada instrumento (para más características sociodemográficas, ver tabla 8).
Tabla 8
Características sociodemográficas de los participantes
Instrumentos
Además de administrar la versión de 33 ítems de la EEPP ya descrita en el Estudio 1, se administraron la Perth Empathy Scale (PES) (Benítez Goncalvez et al., 2023a, 2023b; Brett et al., 2023) y la dimensión de empatía de la escala Compassion of Other’s Lives (COOL) (Chang et al., 2014; Klos & Lemos, 2018), con el objetivo de estudiar la validez externa de la EEPP.
Por otro lado, la COOL adaptada y validada para ser utilizada en adultos argentinos por Klos y Lemos (2018) , evalúa la compasión a partir de 26 ítems, orientados a dos dimensiones, empatía y conducta de alivio, cada una compuesta por 13 ítems. Las opciones de respuesta, presentadas en formato Likert de 7 puntos, van desde “fuertemente en desacuerdo” a “fuertemente de acuerdo”. El instrumento presentó adecuados valores de consistencia interna y validez de constructo, convergente y de criterio, proporcionando un instrumento pertinente para la evaluación de la compasión en adultos argentinos. Para el objetivo del presente estudio, se utilizaron solamente los 13 ítems que componen la dimensión empatía.
Procedimiento
La PES es un instrumento novedoso que evalúa la empatía teniendo en cuenta aspectos cognitivos y afectivos de la misma, así como sus valencias. Está compuesto por 20 ítems que se agrupan en las siguientes dimensiones: 1) Empatía cognitiva: puede definirse como la habilidad para reconocer de manera precisa las emociones ajenas; 2) Empatía afectiva positiva: se comprende como la propia reproducción de emociones positivas ajenas; 3) Empatía afectiva negativa: se puede entender como la reproducción de emociones negativas de otros en la propia experiencia. Su versión original ofrece adecuados valores psicométricos (Brett et al., 2023). La versión utilizada en este estudio, adaptada y validada para adultos jóvenes argentinos, también presentó adecuados indicadores de funcionamiento técnico. Todos los ítems resultaron discriminativos (p < .001); la estructura factorial observada conservó los tres factores propuestos por la versión original de la PES, con adecuados valores de consistencia interna (entre α .75 y .88) (Benítez Goncalvez et al., 2023a, 2023b).
En el presente estudio se realizaron los mismos procedimientos éticos y de recolección de datos descritos en el Estudio 1.
Análisis de datos
A partir de las respuestas proporcionadas por los participantes, se llevó a cabo un análisis factorial confirmatorio (AFC) utilizando el software estadístico R Studio para el análisis de datos (R Studio Team, 2023). Debido a la naturaleza ordinal de los ítems y la falta de normalidad multivariada (versión materna: β Mardia = 1462.35, p < .001; β Mardia = 8.26 p < .001; versión paterna: β Mardia = 1082.92, p < .001; β Mardia = 7.11, p < .001), se empleó el método DWLS robusto para la extracción de factores.
Se evaluaron las estructuras breves de cuatro factores (i.e., adopción de perspectivas; comprensión emocional; estrés empático; alegría empática), derivadas de los análisis factoriales exploratorios (AFE) realizados en el Estudio 1. Estas se compararon con los modelos originales de 33 ítems. Para esta comparación, se consideraron varios índices de ajuste como x2/gl, CFI, GFI y TLI. Por otro lado, se tuvieron en cuenta el SRMR y el RMSEA como medidas de error. Los índices de ajuste con valores por encima de .90 se consideran aceptables y los que mantienen valores superiores a .95 se consideran óptimos (Escobedo Portillo et al., 2016). Ahora bien, en cuanto al error, se esperaría que los valores de SRMR no sean superiores a .08, mientras que los valores de RMSEA no deberían ser superiores a .09 (Hu & Bentler, 1999).
Además, como criterio de validez concurrente se calculó la correlación de las medidas breves de la EEPP en ambas versiones con las dimensiones de la PES y la del COOL, esperando una correlación positiva moderada.
Por último, se calculó la fiabilidad compuesta (FC), la varianza media extraída (VME) y la confiabilidad del constructo (H) a partir de los pesos de las cargas factoriales y la consistencia interna por medio del estadístico Omega de McDonald (Béland et al., 2017). Se esperaría que los valores de la FC y H sean superiores a .70, y que la VME fuera superior a .50 (Moral de la Rubia, 2019).
Resultados
Luego de realizar los AFC correspondientes, poner a prueba la estructura original de 33 ítems de la escala y la estructura breve resultante de los AFE realizados en el Estudio 1, los modelos que mejor ajustaron tanto en la versión materna como paterna, fueron los modelos de 16 y 15 ítems, respectivamente (tabla 9 y 10). En el caso de la versión paterna, se eliminó el ítem 28 por presentar baja variancia explicada con respecto al factor (R2 = .19), resultando en una versión de 14 ítems (figura 1 y figura 2).
Tabla 9
Índices de ajuste de los modelos 33 y 16 ítems de la versión materna de la EEPP
| Modelo | x 2/gl | TLI | CFI | GFI | SRMR | RMSEA [IC 90%] |
|---|---|---|---|---|---|---|
| 33m | 1.278 | .95 | .96 | .92 | .089 | .041 [.03/.05] |
| 16m | 1.235 | .96 | .97 | .96 | .081 | .038 [0/.06] |
Tabla 10
Índices de ajuste de los modelos 33 y 14 ítems de la versión paterna de la EEPP
| Modelo | x 2/gl | TLI | CFI | GFI | SRMR | RMSEA [IC 90%] |
|---|---|---|---|---|---|---|
| 33p | 2.210 | .83 | .84 | .87 | .120 | .087 [.08/.09] |
| 14p | .503 | 1.07 | 1 | .98 | .051 | .000 [0/0] |
Así mismo, respecto a la consistencia interna, los valores de Omega de McDonald para la versión materna fueron: AP ω = .73; CE Ω = .64; EE Ω = .68; AE ω = .80 y para la versión paterna: AP Ω = .79; CE Ω = .72; EE Ω = .73; AE ω = .86. Finalmente, se estimó la FC, H y VME para cada factor y también para toda la escala (tabla 11 y 12).
Tabla 11
Fiabilidad compuesta, confiabilidad del constructo y varianza media extractada de la versión materna de la EEPP
| Índices | Adopción de perspectivas | Comprensión emocional | Estrés empático | Alegría empática | Empatía general |
|---|---|---|---|---|---|
| Ω | .73 | .64 | .68 | .80 | - |
| FC | .72 | .63 | .63 | .80 | .90 |
| H | .75 | .65 | .73 | .80 | .92 |
| VME | .40 | .30 | .32 | .50 | .38 |
Tabla 12
Fiabilidad compuesta, confiabilidad del constructo y varianza media extractada de la versión paterna de la EEPP
| Índices | Adopción de perspectivas | Comprensión emocional | Estrés empático | Alegría empática | Empatía general |
|---|---|---|---|---|---|
| Ω | .79 | .72 | .73 | .86 | - |
| FC | .79 | .72 | .74 | .86 | .94 |
| H | .82 | .79 | .74 | .87 | .95 |
| VME | .56 | .40 | .48 | .61 | .51 |
Por último, en cuanto a la validez concurrente, solo se encontraron correlaciones positivas entre la alegría empática y la comprensión emocional de la EEPP en su versión materna, con empatía de la COOL. Respecto a las correlaciones con los puntajes obtenidos de la PES, se hallaron correlaciones positivas entre comprensión emocional de la EEPP y empatía cognitiva y empatía afectiva positiva. De igual manera ocurrió con la dimensión alegría empática de la EEPP (tabla 13).
Tabla 13
Correlaciones entre las dimensiones de la versión materna breve de la EEPP y las dimensiones de la PES y la COOL
En cuanto a la versión paterna breve de la EEPP, se hallaron correlaciones positivas en todas las dimensiones de la PES, a excepción de adopción de perspectivas y estrés empático con empatía cognitiva. Por otro lado, solo se hallaron correlaciones positivas entre las dimensiones comprensión emocional y alegría empática de la EEPP y empatía de la COOL. Por último, y de forma contraria a lo esperado, se halló una correlación negativa entre adopción de perspectivas y la dimensión empatía de la COOL (tabla 14).
Tabla 14
Correlaciones entre las dimensiones de la versión paterna breve de la EEPP y las dimensiones de la PES y la COOL
Discusión
El presente trabajo tuvo como objetivo estudiar el funcionamiento técnico de la EEPP, tanto de su versión materna como paterna, en una muestra de adultos jóvenes argentinos. Este instrumento, basado en el TECA (Lemos et al., 2022; López-Pérez et al., 2008), aporta a la comprensión de la empatía parental percibida por los hijos, en aspectos afectivos y cognitivos.
Aunque existen algunos instrumentos que evalúan la empatía parental autopercibida (e.g., Kilpatrick, 2005; Stern et al., 2014), hasta el momento no existen escalas que valoren este constructo desde la percepción de los hijos adultos jóvenes. Por lo tanto, el desarrollo de la EEPP aporta una perspectiva importante en la comprensión de un constructo tan complejo como es la empatía.
A partir de los resultados del Estudio 1, se puede mencionar que todos los ítems de la escala, en ambas versiones, resultaron discriminativos, lo cual permitió diferenciar los niveles del constructo en los sujetos. Por otro lado, como resultado de los diferentes AFE realizados, se evidenció una estructura multidimensional, compuesta por los mismos factores del TECA (López-Pérez et al., 2008.). Además, al seleccionar los ítems con mayor carga factorial y eliminar los reactivos complejos, se obtuvo una estructura simple y breve para cada versión de la EEPP, siendo este último aspecto de vital importancia para el área de investigación.
Por su parte, el Estudio 2 tuvo como objetivo poner a prueba las estructuras observadas en el Estudio 1 mediante AFC, estudiar la FC y la VME de la escala como así también sumar evidencias de validez concurrente mediante la correlación con la PES y la COOL. En cuanto a los AFC, se observó que las versiones breves de 16 y 14 reactivos de la EEPP mantuvieron un mejor ajuste en comparación con las versiones originales de 33 ítems. De igual manera, se observó un menor nivel de error, tanto de SRMR como de RMSEA en las versiones reducidas.
Por otra parte, en cuanto a la confiabilidad se puede mencionar que los valores de ω y H observados fueron adecuados para ambas versiones de la EEPP. Además, la FC en general presentó valores satisfactorios para ambas versiones. Sin embargo, los valores obtenidos por dimensión, específicamente en la comprensión emocional y el estrés empático maternos, resultaron levemente inferiores a los recomendados (Moral de la Rubia, 2019). Lo mismo se evidencia en cuanto a la VME. Esto podría deberse a que algunos ítems de esas dimensiones presentaron una carga factorial significativa, pero menor que las otras, y es a partir de estos pesajes que los índices mencionados son calculados. No obstante, algunos autores mencionan que, dependiendo de la cantidad de ítems que mantengan los factores, se podrían aceptar valores de VME desde .28, especialmente si la FC es adecuada (Moral de la Rubia, 2019).
Por último, en cuanto a la validez concurrente se observaron correlaciones positivas débiles y moderadas entre las dimensiones de la EEPP, la PES y la COOL. Si bien no todas las dimensiones mantuvieron esta relación, se evidencia cierta correlación en la dirección esperada según estudios anteriores (Benítez Goncalvez & Lemos, 2021). Es posible que el motivo de las correlaciones débiles o nulas entre las diferentes dimensiones de los constructos, radique en el foco que ponen las distintas operacionalizaciones que realizan los instrumentos utilizados. Por un lado, la PES fue construida para la evaluación de la empatía autopercibida, teniendo en cuenta sus aspectos afectivos y cognitivos, haciendo énfasis específico en el contagio emocional según valencias tanto positivas como negativas (Brett et al., 2023). Por otro lado, la dimensión empatía de la COOL surge de la conceptualización de la compasión, que enfatiza aspectos relacionados con la participación en la situación emocional del otro (Chang et al., 2014), aspectos conductuales. A su vez, la EEPP fue adaptada para evaluar la empatía de los padres percibida por sus hijos adultos jóvenes, no para la evaluación de la empatía autopercibida. Aunque todos los instrumentos utilizados operacionalizan constructos vinculados a la empatía, no parten necesariamente de una misma base teórica, ni pretenden evaluar constructos equivalentes. Por este motivo, tiene sentido que las correlaciones observadas sean débiles, o en algunos casos nulas, aunque en su gran mayoría apuntan en la dirección esperada.
En síntesis, con base en los resultados obtenidos en el Estudio 1 y 2, la EEPP en sus dos versiones (i.e., materna y paterna) cuenta con adecuadas propiedades psicométricas para evaluar de manera breve, válida y confiable la empatía de los padres percibida por sus hijos adultos jóvenes argentinos.
No obstante, ambos estudios presentan limitaciones. Por un lado, sería conveniente aumentar el tamaño muestral, ya que los estadísticos empleados son muy sensibles al N seleccionado. Además, al optar por un muestreo por conveniencia, se pierde la posibilidad de generalizar los resultados. Así mismo, sería interesante en futuras investigaciones equiparar los grupos de mujeres y varones a través de un muestreo por cuotas, pues diversos estudios evidencian diferencias en cuanto a la empatía a favor de las mujeres (Garaigordobil & Maganto, 2011; Lemos & Richaud, 2021; Lemos et al., 2022).
Por otro lado, respecto a la confiabilidad, no se estudió la estabilidad temporal del instrumento, sino únicamente su consistencia interna. Aunque los valores de consistencia interna se encuentran dentro de lo esperado, las dimensiones de comprensión emocional y estrés empático mostraron menor consistencia. Por esta razón, se recomienda para futuras investigaciones profundizar en un análisis más detallado de los ítems de estas dimensiones para identificar y modificar aquellos que podrían estar afectando la consistencia interna, así como redactar nuevos ítems para estas dimensiones en la versión materna del inventario, con el fin de aumentar la consistencia interna en dichas dimensiones.
A pesar de las limitaciones mencionadas, se puede concluir que la EEPP es un instrumento que tiene un funcionamiento técnico adecuado, el cual permite evaluar un aspecto importante para la construcción de la propia empatía y otras habilidades relacionadas: la percepción de la empatía de los padres o cuidadores. No solo ofrece la posibilidad de evaluar de manera válida y confiable este constructo, sino que también permite hacerlo en un lapso reducido de tiempo, gracias a la composición breve de la escala, aspecto muy valioso en la práctica profesional.