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 .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, ÑÑ = .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.
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 .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, ÑÑ = .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.
RESUMEN
Resumen La fusión de identidad consiste en un sentimiento de unión con un grupo, en el que el individuo experimenta una mezcla entre su identidad personal y la social; y es un buen predictor de la conducta extrema progrupo. El presente estudio analizó la estructura factorial de la Escala verbal de fusión de identidad elaborada por Gómez et al. (2011), en una muestra chilena. Se utilizó una muestra universitaria seleccionada por conveniencia de 411 participantes (66% mujeres) con una edad media de 24.45 años (DT = 5.89). Se analizó el ajuste unifactorial y bifactorial de la Escala a través del análisis factorial, y las respectivas confiabilidades. Los resultados indicaron un buen y mejor ajuste del modelo bifactorial (χ 2/gl = 3.34, p < .001, CFI = .975, TLI = .957, SRMR = .030, y RMSEA = .085), por sobre el unifactorial, que no mostró un buen ajuste (χ 2/gl = 5.26, p < .001, CFI = .946, TLI = .919, SRMR = .042, y RMSEA = .116). Ambos modelos contaron con altas confiabilidades (> .800). Se discutió sobre el mejor ajuste de la estructura bifactorial en relación con estudios realizados en Estados Unidos, España y población inmigrante en Chile. Se proyecta la necesidad de futuros estudios que incorporen otros análisis de validez y superen la limitación del presente estudio asociada al uso de una muestra no representativa.
Abstract Identity fusion consists in a form alignment with a group and is a significant predictor of extreme pro-group behavior. The present study analyzed the factor structure of the verbal scale of identity fusion developed by Gómez et al. (2011), in a Chilean sample. A Chilean university sample by convenience of 411 participants (66% women) with a mean age of 24.45 years (SD = 5.89) was used. One-factor and two-factor fit of the scale was analyzed through factor analysis, and the respective reliabilities. The results indicated a good and better fit of the two-factor (χ2/gl = 3.34, p < .001, CFI = .975, TLI = .957, SRMR = .030, and RMSEA = .085), than the one-factor model, which did not show a good fit (χ2/gl = 5.26, p < .001, CFI = .946, TLI = .919, SRMR = .042, and RMSEA = .116). Both models had high reliabilities (> .800). The better fit of the two-factor structure was discussed in relation to studies conducted in the United States, Spain, and an immigrant population in Chile. The need for future studies incorporating other validity analyses and overcoming the limitation of the present study associated with the use of a non-representative sample is projected.