Estructura interna de una medida breve de inteligencia emocional en estudiantes mexicanos de ciencias de la salud

Resumen

Objetivo

Obtener evidencias de validez respecto a la estructura interna de una medida breve de inteligencia emocional en estudiantes mexicanos de ciencias de la salud.

Método

Fueron evaluados con la EQ-i-M20 221 estudiantes (66,1% mujeres) de 4 carreras de ciencias de la salud. Se ejecutó un modelamiento exploratorio de ecuaciones estructurales, con el método de estimación WLSMV y rotación geomin. La fiabilidad del constructo fue evaluada con el coeficiente omega.

Resultados

La estructura original de 5 factores obtuvo índices de ajuste satisfactorios, así como un agrupamiento esperado de los ítems en sus factores teóricos. Del mismo modo, fueron obtenidos coeficientes de fiabilidad adecuados.

Conclusión

La estructura de la EQ-i-M20 se replica favorablemente en universitarios mexicanos. Se discuten las implicancias prácticas de los hallazgos.

Abstract

Objective

To obtain evidence on the internal structure of a brief emotional intelligence scale in Mexican health sciences students.

Method

A total of 221 students (66.1% women) from 4 health sciences degrees were evaluated with the EQ-i-M20. An exploratory structural equation modeling was carried out, with the weighted least square mean and variance (WLSMV) estimation method and geomin rotation. The reliability of the construct was evaluated using the omega coefficient.

Results

The original structure of 5 factors obtained satisfactory fit indices, as well as an expected grouping of the items in their theoretical factors. Similarly, adequate reliability coefficients were obtained.

Conclusion

The structure of the EQ-i-M20 is favourably replicated in Mexican university students. The practical implications of the findings are discussed.

Introducción

Desde un enfoque mixto, la inteligencia emocional (IE) puede conceptualizarse como un conjunto de competencias, aptitudes y facilitadores emocionales y sociales que permiten comprenderse y comprender a los demás, para hacer frente a las demandas diarias¹. Bar-On propuso que la IE está estructurada por 5 dimensiones, que son la intrapersonal, interpersonal, manejo del estrés, adaptabilidad y ánimo general. Dicho enfoque es relevante ya que permite conocer el funcionamiento diario del individuo en un contexto particular²; en este caso, el universitario.

Los estudios universitarios normalmente suceden al término de la adolescencia y al inicio de la juventud, que son momentos que suelen estar caracterizados por la inestabilidad, toma de decisiones y búsqueda de identidad³. Es en esta etapa donde la IE desempeña un papel fundamental para que esas decisiones de vida que se tomen sean las más adecuadas. De este modo, los jóvenes con mayor IE tendrían las herramientas para enfrentar de mejor manera los retos y exigencias de la formación universitaria, llevando a un mejor desempeño académico.

Entonces, considerando que el desempeño académico también se relaciona con el adecuado ejercicio de las profesiones, el fomento de la IE tendría además una importante contribución social en el ámbito laboral, y más aún en los estudiantes de ciencias de la salud⁴. En ese sentido, se ha encontrado que la IE se vincula con el cuidado físico y emocional en enfermeras⁵, así como con la empatía⁶, incluso con la satisfacción laboral en dentistas⁷. Por ello, es relevante su evaluación desde las primeras etapas a fin de detectar aspectos que pueden ser mejorados en el tiempo mediante intervenciones gestionadas desde la institución educativa⁸.

La medición de la IE desde el enfoque mixto suele llevarse a cabo con medidas estandarizadas, como el ICE de Bar-On⁹, aunque su extensión (más de 100 ítems) puede desanimar al encuestado, obteniendo así respuestas poco confiables. Recientemente ha sido trabajada una medida breve de la IE, la Brief Emotional Intelligence Inventory for Senior Citizens (EQ-i-M20)¹⁰, que evalúa las 5 dimensiones del modelo mixto de la IE con solo 20 ítems y ha recibido soporte psicométrico en España¹⁰ y Perú¹¹: estructura de pentafactorial, cargas de magnitud elevada e indicadores de fiabilidad satisfactorios. Esta evidencia previa en países hispanoparlantes la hace una opción viable para ser aplicada en evaluaciones masivas en las que se tiene poco tiempo para esa tarea, ya que otras medidas de IE no han tenido buen comportamiento psicométrico en universitarios mexicanos¹², por lo que puede considerarse un área de vacancia.

En ese sentido, dada la relevancia y utilidad práctica de la EQ-i-M20, el objetivo del presente estudio fue analizar su estructura interna en una muestra de estudiantes de ciencias de la salud procedentes de una universidad pública mexicana.

Materiales y método

Participantes

Fueron evaluados 221 estudiantes mexicanos (66,1% mujeres) de 5 carreras de ciencias de la salud (Nutrición = 160; Medicina = 41; Odontología = 16; Enfermería = 4) de una universidad pública, quienes cursaban entre el primer y quinto año de carrera (1.^er año = 3; 2.^o año = 39; 3.^er año = 99; 4.^o año = 66; 5.^o año = 9; 5 no respondieron). Las edades oscilaron entre 19 y 32 años (M_edad = 21,19; DE_edad = 1,769), la mayor parte estaba soltero al momento de realizar la encuesta (95%) y no trabajaba (82,4%).

Instrumento

Brief Emotional Intelligence Inventory for Senior Citizens (EQ-i-M20)¹⁰. La versión adaptada al Perú¹¹ también consta de 20 ítems que evalúan las 5 dimensiones originales del modelo mixto: intrapersonal, interpersonal, manejo del estrés, adaptabilidad y ánimo general. Cada ítem posee 4 opciones de respuesta (Nunca me pasa, A veces me pasa, Casi siempre me pasa, y Siempre me pasa). El significado de las puntuaciones es directo en todas las subescalas, exceptuando manejo del estrés (a mayor puntuación menor manejo del estrés).

Procedimiento

Este reporte forma parte de un proyecto mayor aprobado por el Instituto de Investigación de Psicología de la universidad del primer autor. La administración de los instrumentos fue aprobada por las instancias respectivas en la universidad mexicana. De manera preliminar, fue consultado un grupo de estudiantes con características similares a los que serían evaluados y no fueron reportados problemas de comprensión de los ítems. Luego de ello, la recolección de datos fue realizada previo consentimiento informado de los estudiantes, resaltando el anonimato y la confidencialidad de información.

Responsabilidades éticas

Protección de personas. Los autores declaran que actuaron según los principios de la Declaración de Helsinki.

Confidencialidad de los datos. Los autores declaran que fueron seguidos los protocolos de su centro de trabajo sobre el manejo de datos de los estudiantes, siendo la elección en este caso el anonimato.

Derecho a la privacidad y consentimiento informado. Los autores han obtenido el consentimiento informado de los sujetos referidos en el artículo.

Análisis de datos

Se realizó un análisis factorial confirmatorio así como un modelamiento exploratorio de ecuaciones estructurales (ESEM¹³) con el programa Mplus versión 7¹⁴. El método de estimación fue el WLSMV, orientado al análisis de datos categóricos, con rotación geomin (ɛ = 0,05). El ajuste del modelo se valoró con los índices más frecuentes (CFI > 0,90¹⁵; límite superior del RMSEA < 0,10¹⁶; WRMR < 1 ¹⁷), además de la magnitud de cargas factoriales (> 0,50), y simplicidad factorial (> 0,70)¹⁸ para el ESEM. Finalmente, se analizó la presencia de malas especificaciones vinculadas a potenciales cargas cruzadas con un módulo especializado¹⁹. Por otro lado, la fiabilidad del constructo fue evaluada con el coeficiente ω (> 0,70).

Resultados

La evaluación del modelo de 5 factores obtuvo índices de ajuste favorables para CFA (CFI = 0,975; RMSEA = 0,066 [IC90%: 0,055-0,077]; WRMR = 0,991) pero con 7 potenciales malas especificaciones vinculadas a cargas cruzadas significativas. Estas sugieren que el ítems 4 (ánimo) y el 13 (interpersonal) sean influidos por intrapersonal; que los ítems 1, 13 y 19 (interpersonal) y 4 y17 (ánimo) sean influidos por adaptabilidad, y que el ítem 13 (interpersonal) sea influido por ánimo.

En cuando al ESEM, los indicadores también fueron favorables (CFI = 0,994; RMSEA = 0,043 [IC90%: 0,024-0,058]; WRMR = 0,407). Del mismo modo, las cargas factoriales fueron aceptables en todos los ítems bajo el enfoque CFA, mientras que en la mayor parte de los ítems lo fueron para ESEM (tabla 1) excepto en algunos como el ítems 13 de la dimensión interpersonal o el ítem 3 de intrapersonal (< 0,50).

Tabla 1.

Estructura factorial y fiabilidad del EQ-i-M20

	CFA	ESEM
	λ	F1	F2	F3	F4	F5	ISF
F1: Interpersonal
Ítem 1	0,823	0,924	−0,040	0,076	−0,126	−0,052	0,963
Ítem 5	0,853	0,869	−0,064	−0,080	0,002	0,054	0,978
Ítem 13	0,619	0,377	0,119	0,161	0,263	−0,113	0,465
Ítem 19	0,559	0,421	0,158	−0,119	0,304	−0,002	0,533
F2: Manejo del estrés
Ítem 2	0,746	0,000	0,731	−0,063	−0,013	−0,035	0,988
Ítem 8	0,966	−0,049	0,960	0,013	0,014	−0,059	0,992
Ítem 12	0,895	−0,014	0,888	−0,028	0,049	−0,061	0,989
Ítem 18	0,469	0,070	0,467	−0,077	−0,116	0,013	0,875
F3: Intrapersonal
Ítem 3	0,493	0,111	0,069	0,443	0,133	−0,065	0,795
Ítem 7	0,927	0,185	−0,032	0,806	0,085	0,092	0,910
Ítem 10	0,944	0,122	−0,026	0,829	0,224	0,006	0,893
Ítem 16	0,913	0,148	0,021	0,795	0,018	0,217	0,878
F4: Adaptabilidad
Ítem 6	0,742	0,243	0,046	0,042	0,449	0,253	0,556
Ítem 9	0,825	0,077	0,057	0,124	0,696	0,127	0,903
Ítem 11	0,773	−0,018	−0,069	0,094	0,771	0,081	0,958
Ítem 14	0,784	0,185	−0,017	0,045	0,741	0,018	0,923
F5: Ánimo general
Ítem 4	0,897	0,024	0,049	0,247	0,281	0,622	0,679
Ítem 15	0,888	0,154	0,030	0,105	0,082	0,820	0,926
Ítem 17	0,763	0,046	−0,108	0,074	0,014	0,791	0,962
Ítem 20	0,729	0,024	−0,042	−0,033	0,221	0,671	0,875
ωCFA	-	0,819	0,864	0,902	0,862	0,893	-
ωESEM	-	0,764	0,858	0,818	0,765	0,819	-

λ: carga factorial; ω: coeficientes omega.

En negrita: carga factorial en el factor teórico.

Por otro lado, gran parte de los ítems son factorialmente simples (ISF > 0,70), aunque ítems con carga significativa en su respectivo factor bajo el enfoque CFA (p. ej., ítem 6) se muestran complejos cuando se analizan desde la óptica ESEM.

Por último, la fiabilidad del constructo evaluada con el coeficiente omega fue aceptable en todos los casos, sea CFA o ESEM (> 0,70; tabla 1).

Discusión

Este estudio reporta las primeras evidencias del EQ-i-M20 con estudiantes mexicanos de ciencias de la salud y bajo un enfoque de reciente aplicación en el contexto latinoamericano: el ESEM.

Los hallazgos coinciden con los estudios previos^10,11, tanto en lo que concierne a la estructura factorial de 5 factores como a los indicadores de fiabilidad. Sin embargo, un aspecto que resalta es que los ítems con cargas más bajas en el factor interpersonal son los mismos que en el estudio peruano (ítem 13: Me gusta hacer cosas para ayudar a los demás; ítem 19: Sé cuándo la gente está enfadada, incluso cuando no dicen nada). Igualmente, la aplicación del ESEM pudo detectar algunos ítems factorialmente complejos, como el ítem 6 (Es fácil para mí entender cosas nuevas) original de adaptabilidad, que recibe influencia adicional de la dimensión interpersonal y ánimo general.

Con todo, es difícil lograr una aproximación teórica para explicar tales similitudes o diferencias ya que es la primera vez que se aplica el ESEM al EQ-i-M20, aunque desde un punto de vista metodológico ligado al análisis factorial es probable que el uso de métodos restrictivos en estudios previos, como el CFA, oculte cargas cruzadas significativas que solo con análisis como el ESEM podrían encontrarse. De hecho, en el presente estudio se detectaron malas especificaciones, y además el ítem 6 obtuvo carga factorial elevada en el CFA, pero con el ESEM dicha carga disminuyó en su factor teórico siendo, explicado significativamente por más de un factor.

En cuanto a la fiabilidad del constructo, los hallazgos indican que, pese a su número, los ítems representan apropiadamente las dimensiones teóricas de la IE.

Las implicancias prácticas del presente estudio radican en la potencial aplicación del instrumento en evaluaciones rutinarias vinculadas a la IE, así como en su inclusión en modelos teóricos vinculados al comportamiento académico de los estudiantes de ciencias de salud como ya fue realizado anteriormente^5,6,8. Lo anterior resulta aún más relevante al considerar que el trabajo con IE en los profesionales de la salud debe ser prioritario por el contacto directo que tienen con personas que enfrentan sufrimiento para lo cual no basta la compasión, se requiere de IE que permita conectarse con los pacientes²⁰.

Fueron observadas algunas potenciales limitaciones en el proceso, como el tamaño muestral, pero teniendo en cuenta la magnitud de las cargas factoriales esperadas (> 0,50), podría considerarse adecuado²¹. Otro aspecto a resaltar es que no hubo equilibrio en cuanto a la distribución por sexo.

Se recomienda replicar los hallazgos con una muestra mayor. Del mismo modo, para próximas investigaciones incorporar otras fuentes de validez (p. ej., relación con otras variables), así como estudios de la invariancia de medida entre varones y mujeres a fin de lograr comparaciones justas dada la evidencia que existe de diferencias entre los géneros²². Por último, si se planea emplear como medida para evaluar la eficacia de programas orientados a la mejora de la IE, es necesario analizar su invarianza longitudinal, lo cual puede resultar relevante para la implementación de programas dirigidos a mejorar la IE en el contexto mexicano.

En conclusión, la estructura pentafactorial de la EQ-i-M20 se replica favorablemente en universitarios mexicanos, tanto en función de sus parámetros factoriales como en su fiabilidad.

Conflicto de intereses

Ninguno.