Introducción
La capacidad de los seres humanos para empatizar se ha estudiado ampliamente, ya que es un aspecto fundamental en la comprensión del funcionamiento de las relaciones interpersonales. Sin embargo, el concepto de empatía ha sido difícil de abordar, dada su complejidad y multidimensionalidad (Fernández, López & Márquez, 2008).
Desde un punto de vista histórico, han existido dos grandes tradiciones en la investigación sobre la empatía. Una primera línea que ha enfatizado los aspectos cognitivos de esta (Hogan, 1969; Wispé, 1986) y una segunda, que ha priorizado los elementos afectivos (Bryant, 1987; Eisenberg & Strayer, 1987; Mehrabian & Epstein, 1972). A partir de la década de los 80, surge una visión integradora de este constructo en la que se consideran ambos aspectos, desarrollada por Davis (1980, 1983, 1994).
Davis (1980, 1983) propone un modelo integral que plantea que la empatía sería una competencia relativamente estable, formada por componentes tanto cognitivos como afectivos. Dentro de los componentes cognitivos, se encuentra, la toma de perspectiva, la cual consiste en la habilidad para adoptar el punto de vista de otro. También el aspecto cognitivo está formado por la fantasía, la que da cuenta de la tendencia o facilidad para imaginarse y/o identificarse con situaciones ficticias (Davis, 1983). Por su parte, en los elementos afectivos se encuentra la preocupación empática, que alude a la propensión de las personas a experimentar sentimientos de compasión, simpatía y/o preocupación ante el malestar de otros. Además, como parte del elemento afectivo está el distrés personal que se refiere a la tendencia a experimentar incomodidad o malestar al ser testigo de situaciones interpersonales de tensión (Davis, 1980).
En los últimos años, el tema de la empatía se ha incorporado como una variable que permite comprender diversos aspectos del funcionamiento en las relaciones de pareja, sobre todo, en el marco de la identificación de factores que fortalecen los vínculos románticos. Por ejemplo, se ha señalado que la empatía sería un elemento clave para la satisfacción en las relaciones amorosas, dado que la percepción que el compañero comprende y comparte los propios sentimientos aumentaría la sensación de validación, intimidad y bienestar al interior de una relación (Aguilera, 2007; Cohen, Schulz, Weiss & Waldinger, 2012; Cramer & Jowett, 2010; Lemay, Clark & Feeney, 2007; Péloquin & Lafontaine, 2010). Asimismo, la capacidad de ponerse en el lugar del otro, tanto cognitiva como afectivamente, permitiría que los compañeros románticos desplieguen mejores herramientas para solucionar sus problemas y entreguen más apoyo emocional al otro (Aguilera, 2007; Simpson, Oriña & Ickes, 2003; Verhofstadt, Buysse, Ickes, Davis & Devoldre, 2008). Igualmente, se ha identificado a la empatía como un importante facilitador del perdón de heridas que se producen en la relación (Davis & Gold, 2011; Hodgson & Wertheim, 2007). En otro sentido, la baja empatía se ha reportado como un importante antecedente y facilitador de la conducta agresiva en las relaciones de pareja (Loinaz, Echeburúa & Ullate, 2012; Péloquin et al., 2011).
Considerando estos antecedentes, resulta relevante disponer de instrumentos adaptados para evaluar la empatía en el contexto específico de las relaciones de pareja. En la actualidad, se cuenta con el Self Dyadic Perspective Taking (SDPT) y el Other Dyadic Perspective Taking Scale (ODPT) (Long, 1990). Ambos, si bien miden la empatía diádica tanto propia como la expresada por el compañero, tienen como desventaja que evalúan solo el componente cognitivo de la empatía.
Otro instrumento del que se dispone, foco del presente estudio, es el Interpersonal Reactivity Index for Couples (IRIC) (Péloquin & Lafontaine 2010), adaptado a partir del cuestionario que desarrolló Davis (1980, 1983) para medir la empatía desde una perspectiva multidimensional: Interpersonal Reactivity Index. Este es un cuestionario de auto-reporte, originalmente compuesto por 28 ítems, que cubren las cuatro dimensiones de la empatía antes descritas (toma de perspectiva, fantasía, preocupación empática y distrés personal) y que tiene como objetivo medir la empatía en términos generales.
Péloquin y Lanfontaine (2010), retomando el concepto de empatía diádica desarrollado por Long (1990), adaptan este instrumento para su uso en relaciones románticas. Estos autores señalan que, en dicho contexto, sólo serían relevantes uno de los componentes cognitivos: la toma de perspectiva; y uno de los afectivos: la preocupación empática. Excluyen la dimensión de fantasía, por no guardar relación con los vínculos románticos y el distrés personal, porque, al contrario de la preocupación empática y la toma de perspectiva que son procesos orientados a otros, la dimensión de fantasía sería una respuesta paralela y más orientada hacia sí mismo (Davis, 1994). En el proceso de adaptación y validación de dicho instrumento, las autoras modificaron los ítems originales, incluyendo la referencia explícita a la pareja y/o la relación, en lugar de la alusión a las personas en general que caracteriza al IRI en su versión original. Los resultados obtenidos en dicho estudio apoyan la estructura bidimensional del IRIC: toma de perspectiva diádica y preocupación empática diádica, compuesta por seis y siete ítems respectivamente. La investigación se realizó en tres muestras independientes: individuos involucrados en relaciones de pareja heterosexuales, individuos en relaciones homosexuales y una muestra de parejas heterosexuales. Asimismo, se reportaron buenos índices de consistencia interna y evidencia de validez convergente, discriminante, concurrente y predictiva.
Pese al desarrollo de instrumentos que evalúan la empatía diádica en el contexto anglosajón, no se tiene conocimiento de instrumentos adaptados a la realidad chilena que midan este atributo en el ámbito de las relaciones de pareja. Este hecho limita la posibilidad de desarrollar estudios que exploren aquellos aspectos que contribuyen al mantenimiento de vínculos de pareja saludables.
Si bien se dispone de la validación del IRI original en contexto español (Mestre, Frías & Samper, 2004; Pérez-Albéniz, De Paúl, Etxeberría, Montes & Torres, 2003) y también chileno con población universitaria (Fernández, Dufey & Kramp, 2011), estas versiones tienen como foco las relaciones interpersonales en general y no las relaciones de pareja. Al respecto, se ha señalado que los cambios en formato, instrucciones y/o lenguaje de un instrumento requieren de un proceso de validación para su uso en las nuevas condiciones, estableciéndose sus propiedades psicométricas (Hambleton, Merenda & Spielberger, 2005).
En consecuencia, el objetivo de este estudio fue adaptar y validar la versión chilena del Indice de Reactividad Interpersonal para Parejas (IRIC-C), proporcionando evidencia preliminar de su validez y confiabilidad en dos muestras independientes: una de estudiantes universitarios y otra de población general.
Se ha optado por adaptar este cuestionario porque el instrumento original sobre el cual se basa, el IRI, es uno de los cuestionarios más utilizados para evaluar la empatía desde una perspectiva multidimensional, descansando sobre una sólida fundamentación teórica. Además, en el caso del IRIC, se tiene como ventajas las buenas propiedades psicométricas del instrumento, así como su brevedad.
Considerando los antecedentes previamente expuestos, se hipotetiza que la estructura factorial del IRIC-C replicaría la originalmente propuesta por Péloquin y Lafontaine (2010), es decir, compuesta por dos dimensiones: toma de perspectiva diádica y preocupación empática. Asimismo, se espera que la estructura factorial sea invariante entre hombres y mujeres.
Respecto de la validez discriminante, se espera que las dimensiones del IRIC-C no obtengan asociaciones significativas con variables socio-demográficas conceptualmente diferentes como la edad, la presencia de hijos, el nivel educacional o la afiliación religiosa. Se optó por ocupar dichas variables de modo similar al estudio original de validación del IRIC en inglés (Péloquin & Lafontaine, 2010).
Metodología
Participantes
Se evaluaron dos muestras independientes, reclutadas mediante un muestreo no probabilístico de tipo intencional, en el que los criterios de inclusión fueron ser mayor de 18 años y encontrarse en una relación de pareja al momento de la evaluación.
Muestra 1
Se evaluó a un total de 612 estudiantes universitarios de instituciones de educación superior de la ciudad de Antofagasta, Chile. Del total de la muestra, un 39.2% fueron mujeres y un 60.8 % hombres. El promedio de edad fue de 21.47 años (DE = 2.24), con edades entre los 18 y los 29 años. El promedio de edad de las mujeres fue de 21.42 años (DE = 2.27), mientras que la de los hombres fue 21.52 años (DE = 2.15). La mayor parte de los participantes reportó ser soltero (98%) y sin hijos (87.1%). La duración promedio de la relación fue de 27.52 meses (DE = 22.84).
Muestra 2
Se encuestaron 766 personas con base en un muestreo por cuotas, considerando rango de edad (18 a 65 años) y sexo. La distribución por sexo fue de 389 mujeres (50.8%) y 377 hombres (49.2%). El promedio de edad fue de 41.01 años (DE = 13.36). En el grupo de mujeres, el promedio de edad fue de 40.06 años (DE = 13.22) y de 41.99 (DE = 13.46), en el caso de los hombres.
Respecto de la distribución de la muestra según estado civil, un 52.9% de los participantes estaba casado, un 37.7%, soltero, un 8.7% separado o divorciado y un 0.7% viudo. El 71.4% de los participantes señaló tener hijos y el 28.6% no tenerlos. El tiempo promedio de duración de pareja fue de 15. 99 años (DE = 12.48).
En relación con el nivel educacional, un 35.7% de los participantes señaló poseer estudios universitarios completos, un 16.5% educación universitaria incompleta, un 17% estudios técnicos completos, un 21.9% educación media completa y/o técnica incompleta, mientras que el 8.9% tenía estudios de enseñanza media incompleta.
Procedimiento
Para la conducción del estudio se contó con la aprobación de las autoras del IRIC, así como del Comité de Ética de la Universidad Católica del Norte.
La recolección de datos constó de tres fases. En la primera fase, se realizó la adaptación lingüística de los reactivos del IRIC, ocupando como base la versión disponible en español del IRI desarrollada por Pérez-Albéniz et al. (2003). Se realizó una modificación en los ítems de modo tal que fuesen equivalentes a los propuestos por Péloquin y Lafontaine (2010) y aplicables a la población chilena. Dicha versión fue revisada por seis jueces expertos, quienes dieron sugerencias respecto del instrumento que fueron incluidas en la versión final del mismo. El equipo de jueces estuvo compuesto por profesionales psicólogos con experiencia en temas relativos a las relaciones de pareja y/o en la adaptación de instrumentos.
Posteriormente, en una segunda etapa, se realizó una aplicación piloto a una muestra de 130 participantes a fin de evaluar el comportamiento de la versión preliminar del IRIC. Se evaluaron los índices de consistencia interna de las escalas y se llevó a cabo el análisis de la validez de constructo del instrumento, mediante un análisis factorial exploratorio, el cual dio cuenta del carácter bidimensional de la escala. En función de los resultados obtenidos, se revisaron los ítems problemáticos y se elaboró la versión final.
La tercera etapa correspondió a la aplicación del cuestionario a las dos muestras antes descritas.
Para el reclutamiento de la muestra 1, se estableció contacto con los directivos de las universidades a fin de dar a conocer los objetivos del estudio y contar con la autorización para la recolección de datos. Los estudiantes fueron abordados en dos modalidades: grupal, en el contexto de clases, previa coordinación con el/la docente a cargo, e individual, enfatizándose en ambos casos el carácter voluntario, confidencial y anónimo de su participación. Luego de la firma del consentimiento informado de aquellos estudiantes que accedieron participar, se aplicó el instrumento. No hubo diferencias en las variables en estudio según la modalidad de aplicación.
Para la muestra 2, considerando las cuotas asignadas para cada rango de edad y sexo, se procedió a contactar a los potenciales participantes de la investigación en lugares como centros comerciales, plazas, instituciones públicas y privadas, colegios y mediante contactos personales, siendo abordados de manera individual. Previa aplicación de la encuesta, se le solicitó a cada participante leer y firmar el consentimiento, expresando su disposición a participar voluntariamente en la investigación. En todos los casos, se enfatizó el carácter anónimo y confidencial de la participación.
Instrumentos
Además de la caracterización socio-demográfica (sexo, edad, presencia de hijos, duración de la relación, nivel educacional y afiliación religiosa), los participantes completaron el Interpersonal Reactivity Index for Couples en su versión chilena (IRIC-C), desarrollado por Péloquin y Lafontaine (2010). Este instrumento de auto-reporte está destinado a evaluar las habilidades empáticas cognitivas y emocionales dentro del contexto específico de relaciones de pareja.
El cuestionario está compuesto de 13 ítems distribuidos en dos escalas correlacionadas: toma de perspectiva (habilidad para adoptar el punto de vista de la pareja) y preocupación empática (capacidad para experimentar sentimientos de compasión ante las emociones de la pareja). Los ítems se responden en formato Likert (0 = No me describe bien, 4 = Me describe muy bien), en que el mayor puntaje indica mayor preocupación, toma de perspectiva y/o preocupación empática. Los índices de consistencia interna del IRIC reportados por Péloquin y Lafontaine (2010) fluctúan entre .76 y .86 para la toma de perspectiva diádica y entre .68 y .79 para la preocupación empática. Asimismo, reportan evidencia a favor de la validez convergente, a través de su asociación con otras medidas de empatía, de la validez discriminante a través de un patrón de asociación no significativo con características socio-demográficas y de validez concurrente mediante su asociación con la satisfacción con la relación.
Resultados
Análisis Factorial Confirmatorio
De manera previa a la realización del análisis factorial confirmatorio (AFC), se examinaron los datos del IRIC en ambas muestras, con el objeto de detectar datos ausentes y evaluar la normalidad multivariada. A fin de maximizar la potencia estadística, se realizó imputación, mediante la sustitución de la media para reemplazar valores perdidos: 66 datos fueron reemplazados en la muestra de estudiantes (0.5% de los datos) y 95 en la muestra de población general (0.9% de los datos). El coeficiente de Mardia (1970) da cuenta de la existencia de no-normalidad multivariada en ambas muestras. Dado que el método de estimación de máxima verosimilitud ocupado en los AFC requiere del cumplimiento de este supuesto (Floyd & Widaman, 1995), se ocupó la técnica de bootstrapping no paramétrica (500 muestras). Esta aproximación asume que la distribución de las muestras y la de la población poseen básicamente la misma forma (Kline, 2005).
Primero se evaluó el modelo de dos factores identificado por Péloquin y Lafontaine (2010) en ambas muestras. Se especificó la correlación entre la toma de perspectiva y la preocupación empática. Asimismo, se permitió la correlación entre los ítems 6 y 8, dado que los autores reportaron su asociación. Tal como lo recomiendan Hu y Bentler (1999), se ocuparon una serie de índices para evaluar el ajuste del modelo: el SRMR, el cual con valores de .08 o menores indican un buen ajuste del modelo; el CFI, que con valores mayores que .90 indican un ajuste razonable a los datos; valores cercanos a .95 o mayores indican que el modelo se ajusta bien a los datos; el RMSEA, el cual con valores de .06, o menores, indican un buen ajuste del modelo; valores bajo .08 indican un ajuste aceptable a los datos. También se ocupó como indicador la proporción χ2/df bajo 3.
Con base en estos lineamientos, el modelo inicial evidenció un ajuste pobre a los datos, tanto en la muestra de estudiantes universitarios, (χ2(63, N = 612) = 243.47, p < .001; χ2/df = 3.87; CFI = .879; SRMR = .058; RMSEA = .068, 90% CI [.060, .078]) como en la de población general (χ2(63, N = 766) = 632.60, p < .001; χ2/df = 10.04; CFI = .746; SRMR = .096; RMSEA = .109, 90% CI [.101, .116]).
El examen de las cargas factoriales estandarizadas revela que los reactivos inversos (ítems 2: “A veces no siento mucha lástima por mi pareja cuando tiene problemas”, 6: “No suelo afectarme mucho el que mi pareja esté viviendo una desgracia”, 7: “Si estoy seguro/a de que tengo la razón en algo, no pierdo mucho tiempo escuchando los argumentos de mi pareja” y 8: “Cuando veo que mi pareja está siendo tratada injustamente, no suelo sentir demasiada compasión por él/ella”) poseen cargas factoriales de baja magnitud (bajo .30) en comparación con los otros ítems, y en algunos casos no fueron significativas. Estos resultados fueron similares en ambas muestras. Por este motivo, todos los ítems inversos fueron excluidos.
Con base en los índices de modificación, se permitió la correlación de dos pares de ítems (ítems 1 y 9; ítems 9 y 11). Ello se tradujo en un modelo con mejor ajuste tanto en la muestra de estudiantes (χ2(61, N = 612) = 71.92, p < .001; χ2/df = 3.13; CFI = .962; SRMR = .046; RMSEA = .059, 90% CI [.044, .075]) como en la de población general (χ2(23, N = 766) = 134.05, p < .001; χ2/df = 5.83; CFI = .940; SRMR = .049; RMSEA = .079, 90% CI [.067, .093]). Todos los parámetros individuales fueron significativos.
Las cargas factoriales estandarizadas de ambas muestras se presentan en la Tabla 1. Además, se encontró una correlación positiva y moderada entre los dos factores en ambas muestras (estudiantes: r = .55, p < .001; población general: r = .81, p < .001).
Tabla 1
Análisis factorial confirmatorio desarrollado en la muestra de estudiantes y en la de la comunidad.
| Muestra de estudiantes (n=612) | Muestra de la comunidad (n=766) | |||
| Factores | ||||
| Items | Toma de Perspectiva Diádica | Preocupación | Toma de | Preocupación |
| IRIC | Empática Diádica | Perspectiva Diádica | Empática Diádica | |
| 3 | .65 | .67 | ||
| 5. | .71 | .78 | ||
| 10. | .68 | .66 | ||
| 12. | .68 | .65 | ||
| 13. | .64 | .58 | ||
| 1. | .43 | .39 | ||
| 4. | .61 | .54 | ||
| 9. | .36 | .24 | ||
| 11. | .42 | .49 | ||
A fin de evaluar la invarianza métrica según sexo, se restringió a ser iguales el modelo entre hombres y mujeres. Para ello, y como primer paso, se estimaron libremente los parámetros en cada grupo y luego se fueron evaluando modelos más restrictivos de manera progresiva: el modelo de medición (equivalencia de las cargas factoriales en cada grupo), modelo estructural (equivalencia de las varianzas factoriales) y equivalencia de los errores entre los grupos. Se considera que los modelos son equivalentes si la imposición de restricciones sucesivas no produce una diferencia significativa en el chi cuadrado. En este caso, la invarianza factorial entre hombres y mujeres fue apoyada. En la muestra de estudiantes, asumiendo que el modelo no restringido es correcto, las cargas factoriales del modelo de medición, (Δχ2(7, N = 609) = 13.50, p = .061) fueron iguales. Asimismo, asumiendo que las cargas factoriales del modelo de medición son correctas, las covarianzas estructurales (Δχ2(3, N = 609) = 1.06, p = .787) también fueron equivalentes. Sin embargo, al asumir que la estructura de covarianzas del modelo es correcta, los residuos del modelo (Δχ2(12, N = 609) = 22.28, p = .035), no fueron equivalentes entre los grupos. No obstante, la equivalencia a este nivel no es imprescindible para asumir la existencia de invarianza métrica (Byrne, 2008). Similares resultados fueron obtenidos en la muestra de población general. Las cargas factoriales (Δχ2(7, N = 766) = 9.73, p = .205) y la estructura de covarianzas (Δχ2(3, N = 766) = 3.40, p = .334) fueron equivalentes entre los grupos. El modelo residual (Δχ2(12, N = 766) = 21.29, p = .047) no fue equivalente entre hombres y mujeres.
Confiabilidad
Los coeficientes de confiablidad fueron calculados para las dos subescalas y se presentan en la Tabla 2. Los coeficientes de Alfa para la toma de perspectiva diádica fueron similares a los valores originalmente reportados por Péloquin y Lafontaine (2010). Sin embargo, los valores de Alfa para la preocupación empática diádica, fueron menores que los obtenidos en la versión en inglés del IRIC.
Tabla 2
Índices de confiabilidad para las subescalas del IRIC-C
| Toma de Perspectiva Diádica(5 items) | Preocupación Empática Diádica(4 items) | ||
| Muestra | n | α | α |
| Estudiantes | 612 | .82 | .56 |
| Población General | 766 | .82 | .58 |
Validez Discriminante
Se ocuparon una serie de variables socio-demográficas que no tendrían relación teórica con la empatía diádica para evaluar la validez discriminante en ambas muestras. En el caso de la muestra de estudiantes, se consideró la edad, la presencia de hijos y la afiliación religiosa. La edad no estuvo significativamente asociada ni a la preocupación empática (r = 0.01, p = .809) ni a la toma de perspectiva (r = – 0.02, p = .705). Por otro lado, los participantes que tienen hijos (n = 78) no difirieron significativamente de quienes no los tienen (n = 525) en la preocupación empática (t(93) = 1.28, p = .204) o en la toma de perspectiva (t(98) = 1.23, p = .219). Además, el ANOVA reveló que no hay diferencias significativas en la preocupación empática (F(2,609) = .636, p = .530) ni en la toma de perspectiva (F(2,609) = .337, p = .714) en función de la afiliación religiosa (católico: n = 328; evangélico: n = 51; otros: n = 233).
En el caso de la muestra de población general se ocupó la edad y el nivel educacional. La edad estuvo negativamente correlacionada con la preocupación empática (r = – 0.13, p < .001) y con la toma de perspectiva (r = – 0.08, p = .031), sin embargo, ambas fueron de pequeña magnitud. La correlación de Spearman reveló que el nivel educacional no se asoció significativamente ni a la preocupación empática (rs = -0.03, p = .348) ni a la toma de perspectiva (rs = 0.01, p = .811).
| Dimensión | Ítems |
| Toma de Perspectiva | (3) En un desacuerdo con mi pareja, trato de ver las cosas desde el punto de él/ella antes de tomar una decisión |
| (5) A veces intento entender a mi pareja imaginando cómo ve las cosas desde su perspectiva | |
| (10) En mi relación, creo que todas las cosas se pueden ver desde dos perspectivas e intento considerar ambas | |
| (12) Cuando estoy molesto(a) con mi pareja, trato de ponerme en su lugar durante un momento | |
| (13) Antes de criticar a mi pareja, intento imaginar cómo me sentiría si yo estuviera en su lugar. | |
| Preocupación Empática | (1) A menudo tengo sentimientos de compasión y preocupación hacia mi pareja cuando está en una situación menos afortunada que yo |
| (4) Cuando veo que se aprovechan de mi pareja, siento necesidad de apoyarle. | |
| (9) A menudo me afectan las cosas que veo que pasan en mi relación | |
| (11) En mi relación de pareja, me describiría como una persona bastante sensible |
Conclusiones y discusión
El objetivo de este estudio fue evaluar las propiedades psicométricas de la versión adaptada al español del Índice de Reactividad Interpersonal para Parejas (IRIC-C) en dos muestras independientes provenientes de población chilena. Los análisis dan cuenta que el instrumento posee, en términos generales, características aceptables que permiten su uso en poblaciones similares a las evaluadas.
En términos más específicos, los resultados permiten confirmar la estructura bidimensional de la escala propuesta por las Péloquin y Lafontaine (2010): toma de perspectiva diádica y preocupación empática diádica, las cuales son componentes independientes, pero correlacionados entre sí. Además, de acuerdo a lo hipotetizado, los resultados dan cuenta de la invarianza métrica del instrumento, lo que indica que la estructura factorial es similar para hombres y mujeres.
Pese a ello, se identificaron ítems que no tuvieron un buen comportamiento en los análisis, correspondientes a los reactivos inversos 2, 6, 7 y 8, por lo que se decidió excluirlos. Tres de ellos formaban parte de la subescala de preocupación empática. De esta manera, la dimensión de toma de perspectiva diádica quedó compuesta por 5 ítems, mientras que la preocupación empática diádica por 4. Futuros estudios deberían revisar si una modificación en la redacción de tales ítems podría producir mejores resultados.
Respecto de la fiabilidad, la escala de toma de perspectiva diádica obtuvo valores similares a los reportados por Péloquin y Lafontaine (2010); no obstante, en relación con la preocupación empática diádica, sus índices de confiabilidad no fueron los óptimos. Si bien Péloquin y Lafontaine (2010) reportan que dicha escala tuvo índices de consistencia interna levemente más bajos que la toma de perspectiva diádica, los reportados en este estudio están por debajo de los límites aceptables. Si bien tales ítems fueron revisados a partir de los resultados del pilotaje, los cambios implementados no redundaron en una mejora en los índices de confiabilidad de estos.
Tales resultados pueden tener que ver con la baja cantidad de ítems de la escala, tras la exclusión de tres de ellos, siendo probable que un aumento en el número de reactivos pudiera mejorar los índices de consistencia interna. Sin embargo, y más allá de este punto, los resultados obtenidos ameritan realizar una nueva revisión del lenguaje en que estos fueron redactados, especialmente considerando que los reactivos que evidenciaron dificultades fueron los inversos.
En relación con la validez discriminante, se recogió evidencia a favor de ésta, al no encontrarse asociación significativa o de magnitud relevante entre variables socio-demográficas, conceptualmente no relacionadas y las escalas del IRIC-C.
Limitaciones
Pese a que este estudio aporta con un instrumento adaptado a nuestra realidad, que puede permitir el desarrollo de investigaciones en el ámbito de relaciones de pareja, posee limitaciones que son importantes de considerar. La primera es la necesidad de evaluar si las propiedades psicométricas reportadas en esta investigación se replican en otras muestras, por ejemplo, muestras clínicas o con otras características socio-demográficas.
En segundo lugar, es importante tener presente que la consistencia interna de la subescala de preocupación empática diádica no es la óptima, por lo que su uso amerita cautela.
En síntesis, y considerando las observaciones realizadas, los resultados preliminares de este estudio sugieren que en términos generales el IRIC-C es un instrumento que podría ser ocupado para evaluar la empatía diádica en parejas. Queda pendiente que futuras investigaciones puedan analizar la validez de criterio de la escala y examinar si una revisión de los ítems inversos puede producir mejoras en la confiabilidad de una de sus escalas.