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Introducción
La evaluación de las variables que subyacen al comportamiento prosocial resulta de gran relevancia para la investigación en el campo de la salud mental y la psicopatología. A este respecto, la empatía se considera un componente principal para el desarrollo de interacciones interpersonales adecuadas (De Vignemont & Singer, 2006), y los estudios demuestran que la falta de ésta y sus dificultades se asocian a trastornos mentales tales como el trastorno de personalidad antisocial y la psicopatía (Van Langen, Wissink, Van Vugt, Van der Stouwe & Stams, 2014), los trastornos del espectro autista (Bons et al., 2013), el trastorno bipolar (Gálvez, Thommi & Ghaemi, 2011) y los trastornos de alimentación (Adenzato, Todisco & Ardito, 2012). Actualmente aunque el interés por la investigación sobre empatía sigue vigente y va en aumento, existe una gran escasez de instrumentos para su evaluación, especialmente adaptados a la lengua española (De Albéniz, De Paúl, Alvarez, Montes & Etxebarria, 2003).
Una de las medidas más útiles y empleadas a nivel internacional es el Empathy Quotient (EQ; Baron-Cohen & Wheelwright, 2004). Sin embargo, dado que ésta no se encuentra actualmente validada en nuestro país, el principal objetivo de este estudio consistió en adaptar el EQ al español analizando su estructura factorial así como su ajuste y propiedades psicométricas.
El EQ se enmarca dentro de la línea que considera la empatía un constructo de naturaleza multidimensional que incluye un componente cognitivo y otro afectivo difíciles de separar entre sí (Baron-Cohen & Wheelwright, 2004). El primero im- plica la capacidad de atribuir o captar estados mentales (pensamientos y sentimientos) en el otro (S. Baron-Cohen, 1997), mientras que el segundo, se centra en la capacidad de dar una respuesta emocional apropiada a los mismos. En este sentido, y tal como apuntan sus autores, el EQ pretende evaluar la empatía definida como “la habilidad o empuje a atribuir estados mentales a otras personas u animales, incluyendo también la capacidad de dar una respuesta afectiva apropiada” (Baron-Co- hen & Wheelwright, 2004, p. 168).
El EQ es un cuestionario breve, accesible y de rápida y fácil corrección. Se diseñó específicamente para ser aplicado en contextos clínicos evaluando la falta de empatía como rasgo psicopatológico, así como para detectar diferencias sutiles en el nivel de empatía de la población general y captar diferencias de género en dicho constructo. El test está formado por 60 ítems que puntúan y otros 20 “de relleno”, incluidos con el fin de distraer el foco de atención las preguntas que valoran la empatía. Existen 4 tipos de respuesta: “Desacuerdo total”, “Desacuerdo parcial”, “Acuerdo parcial”, “Acuerdo total” (Baron-Cohen & Wheelwright, 2004).
La versión original inglesa del EQ ya ha sido validada en Japón (Wakabayashi et al., 2007), Francia (Berthoz, Wessa, Kedia, Wicker & Grezes, 2008) y Corea (Kim & Lee, 2010), y ha mostrado su adecuación para evaluar la empatía tanto en muestras clínicas como no clínicas. Además, al igual que en la versión original, diversos estudios en los que se ha empleado el EQ, han informado de diferencias entre hombres y mujeres en empatía (Carroll & Chiew, 2006; Davis, 1994; Muncer & Ling, 2006; Wakabayashi et al., 2007; Wheelwright et al., 2006), con puntuaciones más altas para las mujeres. Algunos estudios han mostrado también su validez de constructo y validez convergente, ya que se han hallado correlaciones con las subescalas del IRI (Lawrence, Shaw, Baker, Baron-Cohen & David, 2004; Preti et al., 2011), con el RMET (Baron-Cohen & Wheelwright, 2004; Lawrence et al., 2004) y con el TAS-20 (Lombardo, Barnes, Wheelwright & Baron-Cohen, 2007; Preti et al., 2011).
Sin embargo, actualmente, existen algunas discrepancias acerca de la composición factorial del EQ. Así, en la mayoría de los estudios de validación llevados a cabo hasta la fecha, los ítems del EQ se han distribuido en 3 factores principales (Berthoz et al., 2008; Kim & Lee, 2010; Lawrence et al., 2004; Muncer & Ling, 2006) que tienen cierta correspondencia con la aproximación teórica de la empatía expuesta previamente. El primer factor, “Empatía Cognitiva” (EC), incluye ítems que miden la captación de estados afectivos tales como “puedo darme cuenta si alguien enmascara sus verdaderos sentimientos”, estados epistémicos “me resulta fácil ponerme en el lugar de otra persona” y estados basados en el deseo “enseguida me doy cuenta de qué quiere hablar la otra persona”. El segundo factor, “Reactividad Emocional” (RE), refleja la tendencia a tener una reacción emocional en respuesta a los estados mentales del otro, por ejemplo “ver a la gente llorar no me pone triste”. Por último, el tercer factor, “Habilidades Sociales” (HS), engloba ítems que se refieren al uso espontáneo de estas habilidades, y/o a la falta de comprensión intuitiva de situaciones sociales, por ejemplo “a menudo me es difícil juzgar si alguien es maleducado o educado” (Lawrence et al., 2004).
Esta estructura trifactorial apareció por primera vez en el estudio de Lawrence et al., (2004) e incluyó 28 ítems de los 40 originales; más recientemente, ha sido ratificada por Berthoz et al., (2008) mediante Análisis Factorial Confirmatorio (AFC). Por su parte, Muncer & Ling (2006) encontraron también una solución de 3 factores formados por 15 ítems tras probar la unidimensionalidad de la escala sin éxito, y Kim y Lee (2010) también confirmaron esta última estructura trifactorial en su muestra coreana. Sin embargo, Allison, Baron-Cohen, Wheelwright, Stone & Muncer (2011), combinando un AFC con un análisis Rasch, hallaron que 26 de los ítems del EQ ajustaban en una única dimensión, algo que también comprobaron que hacían los ítems del modelo propuesto por Lawrence et al., (2004) y por Muncer & Ling, (2006).
Sobre la base de lo previamente expuesto para adaptar el instrumento se persiguieron los siguientes objetivos específicos:
Analizar la estructura factorial del test en una muestra española mediante Análisis Factorial Confirmatorio (AFC) con el fin de clarificar la adecuación de los ajustes unidimensionales y trifactoriales propuestos por los diferentes autores.
Evaluar otros parámetros de fiabilidad y validez (alfa de Cronbach y correlaciones con otras medidas que miden constructos similares) para explorar sus propiedades psicométricas.
Evaluar la posible existencia de diferencias entre hombres y mujeres en las puntuaciones del EQ, tal como se ha mostrado en otros estudios.
Método
Participantes
Un total de 471 estudiantes universitarios procedentes de la Universidad del País Vasco (UPV) y de la Universidad de Deusto de Bizkaia seleccionados mediante muestreo incidental participaron en el estudio. En relación al sexo, el 74.4% fueron mu- jeres y el 25.6% hombres. La edades estuvieron comprendidas entre los 17 y los 30 años con una media de 20.0 (DT=2.05). Todos los participantes pertenecían a un nivel socioeconómico de rango medio y el 97.3% eran de nacionalidad española. Con respecto a la composición familiar, el 85.2% provenían de familias nucleares, el 10.2% de familias con padres separados o divorciados, y en el 4.6% de familias, alguno de los progenitores había fallecido.
Instrumentos
Además del Empathy Quotient (EQ; Baron-Cohen y Wheelwright, 2004) se aplicaron los siguientes cuestionarios:
Subescala Toma de Perspectiva (TP) de la adaptación al español del Interpersonal Reactivity Index (IRI; Davis, 1980). Esta subescala comprende 7 ítems que reflejan la tendencia o habilidad de los sujetos para adoptar la perspectiva y punto de vista de otras personas. Incluye afirmaciones como por ej., “A veces encuentro difícil ver las cosas desde el punto de vista de otros” o “A veces, intento entender mejor a mis amigos imaginando cómo ven las cosas desde su perspectiva”. Cada ítem se evalúa con una escala tipo Likert de cinco puntos (1= No me describe bien; 5= Me describe muy bien). El IRI mostró buenas propiedades psicométricas tanto en su versión original (Davis, 1980; Davis & Franzoi, 1991; Riggio, Tucker & Coffaro, 1989), como en la adaptación al castellano (Pérez-Albéniz, De Paúl, Etxeberría, Montes & Torres, 2003). En esta última, los valores alfa de Cronbach para todas las subescalas oscilaron entre .67 y .80, adquiriendo la subescala TP un valor de .74. Asimismo, la estructura factorial previa fue también confirmada obteniéndose buenos índices de ajuste. La validez convergente y discriminante para la subescala PT se puso de manifiesto, encontrándose correlaciones estadísticamente significativas (r=.38, p<.001) con las puntuaciones en el Hogan Empathy Scale (HES; Hogan, 1969). En este estudio el alfa de Cronbach de la escala fue de .69.
El “Reading the Mind in the Eyes Test Revised Version” (RMET; Baron‐Cohen, Wheelwright, Hill, Raste & Plumb, 2001) es una versión revisada y modificada de la original publicada por primera vez por Baron-Cohen, Wheelwright & Jolliffe (1997) y se trata de un test avanzado destinado a evaluar la Teoría de la Mente. Concretamente, intenta determinar la capa- cidad del sujeto para ponerse en la mente de otra persona y sintonizar con su estado mental permitiendo a diferencia de otras construidas con este fin, detectar las disfunciones sutiles en esta capacidad.
El test incluye 36 fotografías de la región de los ojos de un número equivalente de hombres y mujeres, donde el sujeto debe hacer una elección forzada de entre 4 palabras que se le presentan. El test incluye además un glosario con todos los términos que los sujetos pueden consultar para que los posibles problemas de comprensión no afecten al reconocimiento de la emoción propiamente dicha.
El RMET ha sido utilizado ampliamente en diversos estudios tanto en muestras clínicas como no clínicas (Baron‐Cohen et al., 2001; Richell et al., 2003; Sharp & Romero, 2007), y ha sido validado con población turca (Yildirim et al., 2011), italiana (Vellante et al., 2013) y francesa (Prevost et al., 2014). El test ha mostrado una solución unifactorial (Vellante et al., 2013) una consistencia interna de .65 y una fiabilidad test retest medida a través del coeficiente de correlación interclase de .83. En este estudio el valor de alfa de Cronbach fue de .50.
Escala de Alexitimia de Toronto (TAS-20; Bagby, Parker & Taylor, 1994). La versión española de la Escala de Alexitimia de Toronto (TAS-20; Bagby et al., 1994) está compuesta por 3 subescalas: (a) Dificultad para identificar emociones y diferen- ciarlos de sensaciones corporales o fisiológicas (DIF, por ej., “a menudo estoy confuso con las emociones que estoy sintiendo”); (b) Dificultades en la expresión verbal de las emociones (DEF, por ej.,“me es difícil encontrar las palabras correctas para mis sentimientos”) y (c) Estilo de pensamiento orientado hacia detalles externos (EOT, por ej.,“prefiero dejar que las cosas sucedan solas, mejor que preguntarme por qué suceden de ese modo”). El instrumento consta de 20 preguntas con cinco opciones de respuesta (1= Muy en desacuerdo; 5= Muy de acuerdo), siendo las mayores puntuaciones las que muestran mayores niveles de alexitimia. La versión española del TAS-20 (Martínez-Sánchez, 1996) ha mostrado propiedades psicométricas muy similares a las de la versión original, con una alta consistencia interna (alfa de Cronbach=.78) y una buena fiabilidad test-retest (r=.71, p<.001) en un periodo de 19 semanas. En el caso del estudio que se presenta, alfa mostró un coeficiente de .83.
Procedimiento
En primer lugar, el estudio recibió su aprobación por el Comité Ético de la Universidad de Deusto. La muestra no clínica se obtuvo de diferentes centros universitarios de la Comunidad Autónoma Vasca. Para ello se envió un email informativo a cada centro explicando la naturaleza y objetivos del mismo, y tras conseguir la aprobación por parte de algunos, se acudió a ellos para pedir la colaboración de los estudiantes. La investigadora les explicó que se trataba de un estudio sobre familia, emociones y salud en universitarios, haciendo hincapié en el carácter voluntario, anónimo y confidencial del mismo, respe- tando así los procedimientos éticos recogidos en la Declaración de Helsinki (World Medical Association, 2013). De todos los estudiantes, sólo 2 rechazaron tomar parte él. Asimismo, los participantes tuvieron la oportunidad de preguntar sus dudas acerca de la cumplimentación de las pruebas.
El EQ fue presentado junto con las medidas descritas previamente y otras que no se emplearon para esta validación. Los ítems del EQ se tomaron de la versión traducida de los mismos publicada por el Autism Research Centre (ARC), University of Cambridge en su web (para más información consultar web ARC: http://www.autismresearchcentre.com/arc_tests), que cuenta con la aprobación de los propios autores del test, y que se construyó con propósitos de investigación (Allison et al., 2011).
Asimismo, en este estudio las respuestas se puntuaron siguiendo una escala likert de 1 a 4 en los ítems directos, e invirtiendo estos valores en los ítems indirectos. La decisión se tomó con el fin de aumentar la sensibilidad de las respuestas obtenidas, dado que en la versión original las respuestas “Desacuerdo total” y “Desacuerdo parcial” obtienen indistintamente 0 puntos en los ítems directos, al igual que las de “Acuerdo parcial” y “Acuerdo total” en los indirectos (Baron-Cohen & Wheelwright, 2004; Lawrence et al., 2004).
Análisis de datos
El análisis de datos se llevó a cabo en tres pasos. El primero consistió en realizar un análisis factorial confirmatorio (AFC) para comprobar la estructura factorial original del EQ, así como la estructura unifactorial (más parsimoniosa) propuesta por otros autores. Los análisis se llevaron a cabo con el programa Lisrel 8.80 (Jöreskog & Sörbom, 1997) siguiendo el método de mínimos cuadrados ponderados diagonales (DWLS) para la estimación de parámetros. Este es el método más recomendado cuando la normalidad multivarida no está garantizada, como en el caso de los ítems con escala Likert (Mîndrila, 2010). Los resultados se interpretaron empleando el ajuste global del modelo, a través de los siguientes índices: el cociente entre χ² y los grados de libertad, que debe ser menor de 3 para poder aceptar el ajuste del modelo (Carmines & MacIver, 1981); el Root Mean Squared Error of Approximation (RMSEA), que ha de ser menor de .08 (Browne & Cudeck, 1992) y el Comparative Fit Index (CFI), el Non-Normed Fit Index (NNFI) y el Non-Normed Fit Index (NNFI), que han de ser superiores a .90 (Bentler & Bonett, 1980). Además del ajuste del modelo, se analizaron los coeficientes lambda y se eliminaron aquellos ítems cuya carga factorial era menor de .20. Una vez que se obtuvo el modelo final, se analizó la consistencia interna de los factores utilizando el coeficiente de fiabilidad de constructo, que se considera superior al índice alfa de Chronbach cuando el número de ítems es reducido.
El segundo paso consistió en hallar la validez convergente empleando correlaciones r de Pearson entre los factores del EQ, la subescala TP del IRI, el RMET y el TAS-20. Por último, en un tercer paso se evaluaron las diferencias de género en las puntuaciones del EQ mediante la Prueba t incluyendo la significación estadística y el tamaño de efecto (d de Cohen). El tamaño de efecto se calculó siguiendo los parámetros establecidos por Cohen (1988) de acuerdo a los cuales los tamaños de efecto menores que 0.20 se consideran pequeños, los menores de .50 se consideran medios y los mayores de 0.80 grandes.
Resultados
En primer lugar se llevó a cabo un AFC con la versión de 28 ítems del EQ. Los resultados mostraron un ajuste satisfactorio en un modelo de 3 factores excepto para el primer índice: χ²/df = 3.30; RMSEA = .073 (90% I.C.: .068 - .078); CFI = .91; NNFI = .90; GFI= .92. Se observó que algunos de los ítems (todos ellos pertenecientes al factor 2, tenían una carga factorial menor de 0,20, por lo que estos fueron eliminados y el AFC se realizó de nuevo con los 23 ítems restantes. En este caso, todos los índices mostraron un buen ajuste: χ²/df= 2.76; RMSEA=.064 (90% I.C.: .058-.070); CFI=.95; NNFI=.95; GFI=.95. Esta segunda estructura factorial tuvo un ajuste significativamente mejor que la primera χ² (120)= 519.86, p < .001. A continuación se comprobó la hipótesis de una solución unifactorial con 23 ítems, con la que no se obtuvieron buenos resultados, χ²/df= 4.00; RMSEA=.083 (90% I.C.: .077 - .088); CFI= 91; NNFI=.91; GFI=.94. Nuevamente se verificó que la estructura en 3 factores con 23 ítems tenía un ajuste significativamente mejor que la de un único factor χ² (3) = 292.61, p < .001.
Seguidamente se analizó el ajuste factorial de la versión de 15 ítems que obtuvieron Kim & Lee (2010). En este caso, no se obtuvo un ajuste correcto a los datos, ni en el caso de la versión trifactorial, χ²/df = 4.59; RMSEA = .091 (90% I.C.: .082 -.100); CFI = .85; NNFI= .83; GFI = .92, ni en el de la versión unifactorial, χ²/df = 4.00; RMSEA = .083 (90% I.C.: .077 - .088); CFI = .91; NNFI = .91; GFI = .94.
Una vez confirmada la estructura de 23 ítems en tres factores, se analizó su consistencia interna. Los resultados fueron satisfactorios, tal como se puede apreciar en la tabla 1, donde aparecen estos junto con los estadísticos descriptivos, las cargas factoriales y los errores de estimación. Como puede observarse, las puntuaciones medias oscilaron entre 2.43 (ítem 21) y 3.77 (ítem 7). En general la asimetría osciló entre +1.5, excepto en los ítems 7, 8 y 31.
Tabla 1 Estadísticos descriptivos (Media, Desviación Típica, Asimetría, Carga Factorial, Error de Estimación y Correlaciones ítems-escala total) de los ítems y factores del EQ.
Continuación tabla 1
Nota. M: Media; DT: Desviación Típica: AS: Asimetría; FC = Fiabilidad del Constructo
En segundo lugar se analizó la validez convergente y divergente. Los resultados se muestran en la tabla 2. Como puede observarse los tres factores del EQ correlacionaron positivamente entre sí, al igual que con la subescala IRI y con el RMET. Por el contrario, y tal como se esperaba, se asociaron negativamente con la variable TAS-20.
Por último se analizaron las diferencias de género en las puntuaciones del EQ. Los resultados mostraron diferencias estadísticamente significativas sólo en la subescala Reactividad Emocional, t(458)=-5.21, p < .001, d=-0.56, donde las mujeres puntuaron más alto que los hombres (M=15.69; SD=2.45). Sin embargo, no se hallaron diferencias de género ni en Empatía Cognitiva, t(447)=0.68, p = .496, ni en Habilidades Sociales, t(458)=1.26, p =.208, ni en el total de la escala, t(439) =-0.77, p =.440.
Discusión
El objetivo de este estudio fue examinar la fiabilidad, validez y estructura factorial del EQ. El EQ mostró valores correctos para la fiabilidad de constructo (FC), especialmente en lo referido a la escala Empatía Cognitiva (EC). El análisis factorial confirmatorio realizado ofreció un buen ajuste para un modelo de 23 ítems distribuidos en 3 factores, coincidiendo así con la propuesta de otros autores (Lawrence et al., 2004; Muncer & Ling, 2006) sobre la composición trifactorial del test.
El análisis detallado de las intercorrelaciones de los factores del EQ reveló que todos ellos mostraron correlaciones sig- nificativas y de alta magnitud con EQ Total, siendo el EQ-HS en que tuvo una asociación más baja, tal como también han apuntado otras investigaciones (Berthoz et al., 2008). En cuanto a las correlaciones entre los factores, todas ellas oscilaron alrededor de valores de .30, preservando así su validez discriminante.
Por otro lado, las correlaciones entre las puntuaciones del EQ con otras medidas de empatía y de desempeño emocional (Subescala Toma Perspectiva del IRI, RMET y TAS-20) demostraron la validez de constructo y convergente del test. Al igual que en otros estudios (Lawrence et al., 2004; Preti et al., 2011) el EQ Total mostró una correlación moderada y de similar magnitud a la hallada por esos autores con la Subescala Toma Perspectiva IRI. Cabe destacar que entre los factores del EQ, fue el EQ-RE el que obtuvo una mayor correlación con la Subescala Toma Perspectiva IRI y no con EQ-EC como cabía esperar. Una posible explicación a este hecho podría ser que el factor EQ-RE, al igual que Subescala Toma Perspectiva IRI, también contiene algunos ítems que se refieren a la captación de la perspectiva del otro o capacidad de “descentramiento” tales como “me resulta fácil ponerme en el lugar de otra persona”, o “la gente me dice a menudo que soy insensible, aunque no entiendo siempre por qué” y no sólo a tendencia a dar una respuesta emocional a los estados mentales de los demás. Por otro lado, aunque el factor EQ-EC recoge los aspectos más “cognitivos” de la empatía es menos específico que Subescala Toma Perspectiva del IRI para este fin, tal como se ha descrito en el apartado de introducción y como ya han señalado algunos autores (Lawrence et al., 2004).
La puntuación media del RMET correlacionó de forma significativa con la del EQ Total y todos sus factores, aunque la fuerza de la asociación fue baja. Estos datos son coincidentes con los de otros estudios que también emplearon el RMET (Baron-Cohen & Wheelwright, 2004; Lawrence et al., 2004). Dado que RMET puede considerarse una medida implícita y objetiva que evalúa aspectos empáticos, mientras que el EQ lo hace a modo de autoinforme, resulta de gran relevancia tener en cuenta dicha relación.
Igualmente, y de acuerdo a lo esperado, las puntuaciones del TAS-20 se asociaron negativamente y de forma moderada con la puntuación EQ Total, confirmando resultados hallados previamente en otros estudios (Guttman & Laporte, 2002). La mayor fuerza asociativa apareció entre el factor EQ-HS y el TAS-20, lo que sugiere que el conocimiento y capacidad de uso espontáneo de habilidades sociales en los contextos que así lo requieren tiene gran relación con la capacidad para identificar sentimientos y de expresarlos verbalmente.
Finalmente, a diferencia de lo reflejado en otros estudios (Baron-Cohen & Wheelwright, 2004; Carroll & Chiew, 2006; Davis, 1994; Wakabayashi et al., 2007; Wheelwright et al., 2006) los resultados no confirmaron la presencia de una mayor capacidad empática general en la muestra de mujeres. Sin embargo, sí se apreciaron diferencias estadísticamente significativas en el factor EQ-RE, con puntuaciones más altas para las mujeres. Esto es coincidente con la investigación en empatía llevada a cabo con el EQ, donde las mayores diferencias entre los grupos se encontraron en el factor EQ-RE (Lawrence et al., 2004; Muncer & Ling, 2006). En cualquier caso y tal como apuntan algunos autores, esta es una cuestión que ha de seguir investi- gándose, ya que a pesar de que en los estudios en los que se emplean test autoaplicados habitualmente las mujeres obtienen mejores resultados (Preti et al., 2011) esto raramente se confirma en test de laboratorio (llorar ante la respuesta del llanto de otra persona) o cuando la empatía de mide con métodos fisiológicos (pulsaciones, conductancia de la piel) u observadores externos (Eisenberg & Lennon, 1983).
De todo lo anteriormente expuesto puede concluirse que el EQ es una medida de autoinforme fiable y válida para muestras genéricas. Sin embargo, los resultados obtenidos han de valorarse a la luz de las limitaciones existentes. En primer lugar, hubiera sido conveniente seleccionar estudiantes universitarios de distintas carreras (por ejemplo de ciencias puras o naturales, además de humanidades y ciencias sociales), ya que se ha observado que la capacidad empática puede variar entre unos y otros (Focquaert, Steven, Wolford, Colden & Gazzaniga, 2007). Asimismo, una mayor equiparación del porcentaje de participantes por sexo podría contribuir a obtener resultados más precisos. Además, la inclusión en futuros estudios de muestras clínicas caracterizadas por alteraciones o un menor desarrollo que la capacidad empática resultaría de gran relevancia a este respecto. En segundo lugar, las variables relacionadas con los trastornos del estado de ánimo (ansiedad y depresión) podrían haber influido en las puntuaciones de empatía, ya que tal como afirmaron Baron-Cohen & Wheelwright (2004) “si estás enfadado o deprimido tu estado emocional puede enturbiar tu capacidad de captar la perspectiva de la otra persona” (p. 170). Por eso, futuros estudios con la versión española del EQ deberían incluir alguna medida para controlar dicho efecto.
Por otro lado, el empleo de la medida de fiabilidad test-retest como se ha hecho en otros estudios (Berthoz et al., 2008; Lawrence et al., 2004; Preti et al., 2011), hubiera sido deseable para poder ofrecer mejores datos sobre las propiedades psicométricas.
Finalmente, el hecho de que el EQ evalúe la empatía en forma de autoinforme ofrece datos acerca de la creencia que la persona tiene sobre su propia capacidad empática, lo que puede diferir de lo empática que sea en realidad. Por eso, la aplica- ción conjunta con otras medidas de ejecución y/o informes de personas cercanas podrían ayudar a solventar este problema. Alternativamente, algunos estudios introducen escalas de deseabilidad social (Berthoz et al., 2008; Preti et al., 2011) con el fin de controlar el efecto la tendencia a responder de acuerdo a cómo se quiere ser percibido/a.
