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Rodrigo Antonio Landabur Ayala, Gonzalo Javier Miguez Cavieres, Mario Arturo Laborda Rojas, María Isabel Salinas Chaud
Resumen La preocupación empática y angustia personal son los componentes emocionales de la empatía según los modelos más utilizados. Estos componentes pueden conceptualizarse en forma disposicional o situacional. Los análisis previos tienden a considerar escalas disposicionales con escasa evidencia para las situacionales. El presente estudio analizó la estructura factorial de la Escala Situacional de la Empatía Emocional, compuesta por la preocupación empática y angustia personal. En una muestra a conveniencia de estudiantes universitarias/os chilenos/as (N = 539), se analizó el ajuste de primer y segundo orden de la escala mediante análisis factorial. Los resultados indicaron un buen (X2/gl = 4.189, CFI = .964, ТЫ = .932, sRMR = .042, RMSEA = .086, AIC = 12041.418, BIC = 12097.185) y mejor ajuste del modelo de segundo orden Cfdiferenda(1) = 16.689,p < .001, |ΔCFI| = .237, |ΔRMSEA| = .636, y |ASRMR| = .076, todos > .01, |ΔAIC| = 211.633 > 10, y |ΔBIC| = 207.342 > 10), mientras que el de un orden no mostró un buen ajuste (X2/gl = 20.878, CFI = .727, ты = .544, SRMR = .118, RMSEA = .224, AIC = 12253.051, BIC = 12304.527). Los resultados fueron consistentes con la literatura. Se discute la necesidad de nuevas evidencias de validez y el uso de muestras más representativas.
Abstract Empathic concern and personal distress are the emotional components of empathy according to most utilized models. These components can be conceptualized in a dispositional or situational form. Previous analyzes tend to consider dispositional scales, with little evidence for situational ones. The present study analyzed the factor structure of a situational scale of emotional empathy, composed of empathic concern and personal distress. In a convenience sample of Chilean university students (N = 539), the one-order and second-order fit of the scale was analyzed using factor analysis. The results indicated a good (X2/gl = 4.189, CFI = .964, ТЫ = .932, SRMR = .042, RMSEA = .086, AIC = 12041.418, BIC = 12097.185) and better Ct2 difference(1) = 16.689, p < .001, |ΔCFI| = .237, |ΔRMSEA| = .636, y |ΔSRMR| = .076, all of them > .01, |ΔAIC| = 211.633 > 10, y |ΔBIC| = 207.342 > 10) second-order fit while one-order did not show a good fit (X2/gl = 20.878, CFI = .727, ты = .544, SRMR = .118, RMSEA = .224, AIC = 12253.051, BIC = 12304.527). The results were consistent with the literature. The need for new types of validity and the use of more representative samples was discussed.
