Introducción

La identificación y el diagnóstico preciso de los factores personales y contextuales que pueden contribuir al crecimiento saludable durante los primeros años de vida representan un desafío impostergable para la Psicología y otras ciencias del comportamiento, ya que no sólo permiten detectar la prevalencia y el desarrollo deficiente de tales recursos sino también sentar las bases para la elaboración de planes y programas de salud mental basados en la evidencia. Dentro de los factores personales, viene cobrando cada vez mayor atención la exploración de la experiencia emocional positiva, de sus facilitadores, de su adecuada regulación y de su impacto sobre el bienestar físico y mental.

Fredrickson (2013), una de las mayores exponentes en esta línea de investigación, menciona dentro de una lista más extensa, cuatro emociones positivas que parecen tener una alta frecuencia de experimentación en la vida cotidiana, además del amor: la alegría, la gratitud, la serenidad y el orgullo; este último en su acepción positiva, al cual se denomina aquí satisfacción personal.

La alegría se caracteriza por una intensa sensación de agrado y regocijo generalmente provocada por la ocurrencia de sucesos deseables (Herring, Burleson, Roberts, & Devine, 2011; Lazarus, 2000). La gratitud es una emoción empática que surge al obtener un beneficio evaluado como positivo, otorgado intencionalmente por un benefactor (Emmons, McCullough, & Tsang, 2003; Lazarus, 2000). La serenidad, por su parte, es una emoción profunda que involucra calma, tranquilidad, paz interior, confianza y contentamiento (Floody, 2014; Fredrickson, 1998, 2000; Monnot & Beehr, 2014; Morales-Vives, De Raad, & Vigil-Colet, 2014). La satisfacción personal, también llamada orgullo, es la emoción positiva que acompaña los procesos de valoración, promoción del self y autoatribución de méritos valiosos (Fredrickson, 2013; Lazarus, 2000). Es una respuesta afectiva relacionada a la conformidad y a la aceptación de uno mismo.

Otra emoción positiva que se experimenta con frecuencia y tiene un valor social muy importante es la simpatía. Esta constituye el componente afectivo de la empatía y envuelve la capacidad de sintonizar con la emoción de los demás y la inclinación a ayudar (Eisenberg, 1991; Kienbaum, Volland, & Ulich, 2001). Como esta emoción puede involucrar placer por la fortuna ajena, pero también preocupación y sentimientos de pena por ver sufrir a otro, no es fácil determinar a priori su valencia (Fredrickson, Tugade, Waugh, & Larkin,2003), sin embargo, se la considera positiva desde un punto de vista constructivo en tanto implica un comportamiento positivo de aproximación social.

Estas cinco emociones han sido quizá las más investigadas en población infantil argentina, dado que existen instrumentos locales para operacionalizarlas, no obstante, se destaca la necesidad de continuar profundizando el estudio de otras emociones positivas como el amor, el interés o la esperanza, ya que todas ellas tienen repercusiones favorables sobre la salud física y mental en diferentes etapas de la vida.

La investigación científica ha demostrado que la experiencia de emociones positivas constituye una de las posibles vías de acceso a la plenitud y el bienestar (Seligman, 2011). Se ha observado que estas emociones tienen la capacidad de amplificar el repertorio de pensamientos y acciones, estimular la memoria asociativa, la flexibilidad, la integración y la eficiencia del razonamiento, predecir el bienestar subjetivo, incrementar la resistencia y robustecer ciertas capacidades personales que optimizan la probabilidad de supervivencia y salud (Boehm & Lyubomirsky, 2008; Cohen, Doyle, Turner, Alper, & Skoner, 2003; Consedine, Magai, & King, 2004; Fredrickson, 2013; Fredrickson & Branigan, 2005; Fredrickson & Joiner, 2018; Froh, Yurkewicz, & Kashdan, 2009; Johnson, Waugh, & Fredrickson, 2010; Madan, Scott, & Kensinger, 2019; Puente-Díaz & Cavazos-Arroyo, 2019; Ren, Hu, Zhang, & Huang, 2010; Vaish, Carpenter, & Tomasello; 2009; Van Cappellen, Rice, Catalino, & Fredrickson,2018; Wood, Maltby, Gillett, Linley, & Joseph, 2008). En el plano interpersonal, favorecen el establecimiento de conexiones sociales extensas y positivas, y promueven una actitud inclusiva, compasiva, cooperativa y tolerante hacia los demás (Fredrickson, 2013; Kok et al., 2013; Rand, Kraft-Todd, & Gruber, 2015).

Si bien la mayor parte de los estudios sobre esta temática ha sido realizada con población joven y adulta, los beneficios de la experiencia emocional positiva se han observado también en edades más tempranas. Por ejemplo, se ha documentado que entre los 8 y los 14 años de edad, las emociones positivas promueven los comportamientos prosociales e inhiben las conductas externalizantes como agresión y delincuencia (Cuello, 2015; Kim, Walden, Harris, Karrass, & Catron, 2007; Richaud & Mesurado, 2016), potencian la resiliencia y el bienestar psicológico (Fuentes & Medina, 2016; Yanzón, 2015) funcionando como un factor protector en contextos de riesgo (Veronese, Castiglioni, Barola, & Said,2012), y se asocian a una mejor calidad de la amistad y una mayor competencia social (Abraham & Kerns, 2013; Oros & Fontana Nalesso, 2015).

En particular, se ha observado que durante la niñez media y tardía experimentar alegría fomenta las habilidades sociales, favorece actitudes más positivas hacia los requerimientos parentales y una mayor tolerancia a la novedad (Messinger et al., 2019). También, se ha advertido que la experiencia de gratitud mantiene una correlación positiva con la esperanza, las conductas prosociales, el optimismo y la satisfacción, y una relación inversa con síntomas físicos indeseables (Froh et al., 2009). Asimismo, los estudios señalan que el desarrollo temprano de la simpatía facilita actitudes más comprensivas hacia los más desfavorecidos, predice el razonamiento moral y la justicia social, y al igual que la serenidad, promueve las conductas prosociales, siendo además la serenidad un inhibidor de la agresividad física y verbal (Cuello & Oros, 2014; Dys, Peplak, Colasante, & Malti,2019; Lemos, Hendrie, & Oros,2015). Por otra parte, se ha documentado que las experiencias de satisfacción personal y de serenidad resultan importantes recursos para el afrontamiento funcional del estrés (Oros, 2008, 2012).

Respecto a si la experiencia de emociones positivas varía según el sexo de los menores, la investigación es muy limitada y los resultados no muestran una dirección clara, excepto en cierto grado para la gratitud (Cuello & Oros, 2016; Froh et al., 2009; Kiang et al., 2016) y especialmente para la simpatía (Lemos et al., 2015; Malti, Gummerum, Keller, & Buchmann,2009; Vossen, Piotrowski, & Valkenburg, 2015) donde algunos estudios tienden a coincidir en que las niñas presentan valores más elevados que los varones, como suele ocurrir en población adulta (Bernabé-Valero, García-Alandete, & Gallego-Pérez, 2014; Kashdan, Mishra, Breen, & Froh,2009). De cualquier manera, hay evidencia que sugiere que cuando las emociones y afectos positivos son evaluados de un modo global o más genérico (por ejemplo, a través del PANAS) no emergen diferencias entre los grupos (Barrón-Sánchez & Molero, 2014; Sandín, 2003; Veronese et al., 2012). Se requiere de nuevos estudios para aportar datos concluyentes respecto a las diferencias por sexo en la experiencia emocional positiva de los niños y niñas.

En síntesis, la revisión bibliográfica sugiere que las emociones positivas ejercen un impacto significativo en las cogniciones, los comportamientos y las actitudes que se manifiestan en la niñez, emergiendo como un recurso de gran potencial para la salud física y mental. Su diagnóstico y evaluación temprana posibilitará predecir el efecto de estas emociones sobre otros aspectos del desarrollo y detectar falencias que puedan ser suplidas a tiempo.

En Argentina, en el año 2014, se publicó el Cuestionario Infantil de Emociones Positivas (CIEP), que permite valorar de manera rápida y sencilla la experiencia de alegría, gratitud, serenidad, simpatía y satisfacción personal en niños y niñas de entre los 8 y los 12 años de edad (Oros, 2014). El estudio de las propiedades psicométricas del instrumento se realizó con una muestra piloto de 445 participantes (M edad = 9.54; DE = 1.25) procedentes de Entre Ríos, Buenos Aires y Tucumán. La muestra definitiva comprendió 1046 niños y niñas (M edad = 9.74; DE = 1.33) de las mismas provincias argentinas. El Análisis Factorial Exploratorio ejecutado en la muestra piloto, con el método de ejes principales y rotación varimax, dio como resultado la extracción de cinco factores que se correspondieron con las cinco emociones evaluadas: alegría (α = .70), serenidad (α = .74), simpatía (α = .70), satisfacción personal (α = .68) y gratitud (α = .63). Sin embargo, en la muestra definitiva, las emociones alegría y gratitud convergieron en un mismo factor, quedando la escala compuesta por 4 dimensiones factoriales: alegría-gratitud (α = .92), serenidad (α = .75), simpatía (α = .64) y satisfacción personal (α = .71). Cuando el primer factor fue refactorizado, la alegría y la gratitud conformaron dimensiones independientes conservando aún valores elevados de consistencia interna (α = .86 y α = .88, respectivamente) (para más detalles, ver Oros, 2014). Este instrumento ha resultado útil para el ámbito de la investigación, pero aún se desconocen sus valores de referencia poblacional.

Para interpretar adecuadamente los puntajes obtenidos por un individuo en los tests de tipo normativo (como es el caso del CIEP), éstos deben compararse con los resultados obtenidos por otros individuos de la misma población (grupo normativo) (Martínez-Arias, 1995). De esta manera, las normas proporcionan un estándar que permite situar en contexto las puntuaciones individuales y derivar un significado interpretativo de ellas (Cohen & Swerdlik, 2001). En este sentido, la falta de valores normativos del CIEP dificulta la categorización muestral, limita la realización de comparaciones interculturales y restringe la posibilidad de transferir la utilización del instrumento desde el campo de la investigación hacia la clínica, impidiendo que los terapeutas evalúen con precisión la provisión de estos recursos emocionales en sus pacientes infantiles. Por otra parte, si bien se han informado los resultados de la validez basada en la estructura interna desde una visión exploratoria del instrumento, se desconoce el ajuste confirmatorio de estos datos, siendo un elemento de gran relevancia al momento de juzgar la calidad psicométrica de un instrumento autoinformado (Brown, 2015).

Atendiendo entonces a: (a) la importancia que adquiere la evaluación de la experiencia emocional positiva como elemento predictor del bienestar, (b) la existencia de un instrumento argentino para evaluarla en población infantil, con buenas propiedades psicométricas preliminares, y (c) la ausencia de valores de referencia y de estudios confirmatorios que optimizarían la interpretación de sus puntajes, este trabajo se propone estudiar la validez basada en la estructura interna del CIEP, contrastando el ajuste de los modelos de 4 factores (obtenidos en la muestra definitiva) y de 5 factores (observados en la muestra piloto) (Oros, 2014), y elaborar un baremo para la interpretación de sus puntajes en niños y niñas argentinos, de 8 a 12 años de edad.

Método

Este trabajo se enmarca en el paradigma cuantitativo, y fue realizado mediante un estudio instrumental, de corte transversal.

Participantes

Para constatar la estructura factorial del CIEP se trabajó con una muestra de 1715 menores argentinos de ambos sexos (879 niñas y 836 varones), de entre 8 y 12 años (M = 10.37; DE = 1.23), alumnos de escuelas primarias de gestión pública y privada, de zonas urbanas y suburbanas de las provincias de Chaco (n = 143), Entre Ríos (n = 364), Formosa (n = 489), Mendoza (n = 637) y Misiones (n = 82). El tipo de muestreo escogido fue el no probabilístico intencional, según las posibilidades de acceso que permitieron las instituciones educativas. Para elaborar el baremo, se adicionaron a la muestra anterior 1046 casos recolectados en un estudio previo (Oros, 2014), pertenecientes a las provincias de Buenos Aires (n = 142), Tucumán (n = 328) y Entre Ríos (n = 576). Así, la muestra sobre la que se calcularon los valores normativos estuvo integrada por 2761 niños (1384 niñas y 1376 varones; 1 caso sin identificación), correspondientes al mismo rango etario del grupo anterior (M = 10.14; DE = 1.30). El tipo de muestreo y las condiciones de participación de los niños fueron idénticos en ambos casos (ver Procedimientos de recolección de datos).

Instrumentos

El Cuestionario Infantil de Emociones Positivas (Oros, 2014) está conformado por 23 ítems escalados al estilo Likert, con tres posibles opciones de respuesta: Si, Más o menos y No, que evalúan la experiencia de las siguientes cinco emociones: (a) alegría y gratitud, con 10 ítems (α = .92); (b) serenidad, con 6 ítems (α = .75); (c) simpatía, con 4 ítems (α = .64); y (d) satisfacción personal, con 3 ítems (α = .71). Los cuatro factores explican el 47.88% de la variancia total.

Procedimientos para la recolección de los datos y aspectos éticos

La evaluación se desarrolló en forma colectiva, en grupos escolares debidamente autorizados por sus directivos y docentes para completar las pruebas en el horario habitual de clases. Todos los niños participaron voluntariamente y contaron con el consentimiento informado por escrito de sus padres o tutores legales. La información recabada recibió un tratamiento confidencial y no fue expuesta ni total ni parcialmente a personas ajenas a la investigación. Las acciones realizadas en el marco de este trabajo acataron las recomendaciones éticas internacionales para la investigación con seres humanos (Asociación Médica Mundial, 2016).

Procedimiento para el análisis de los datos

El análisis de los datos para la validación confirmatoria se realizó en etapas con el programa estadístico Rstudio versión 1.2.1335 (RStudio Team, 2019). Primero, se ejecutó el Análisis Factorial Confirmatorio (AFC) con la librería ‘lavaan’ (Rosseel et al., 2018) y dado la ordinalidad de los datos, se estimó una matriz de correlación policórica (Lee, Poon, & Bentler,1995). Fueron puestas a verificación dos estructuras factoriales (Oros, 2014): (a) Modelo 1, una estructura compuesta por 23 ítems y cuatro factores subyacentes; (b) Modelo 2, una estructura con cinco factores y la misma cantidad de ítems que el modelo anterior. Previo a la especificación de los modelos se calculó el coeficiente de Mardia para la verificación de la distribución normal multivariada, que en caso de ser mayor al valor 70, la atenuación de los datos resulta oportuna (Rodríguez & Ruiz, 2008). Para la estimación de los modelos se utilizó un método diagonalizado con media y varianza ajustada y corrección scaled-shifted (WLSMV); además, los errores estándar fueron calculados mediante métodos robustos (Mîndrilă, 2010). Para las bondades de ajuste se utilizaron las recomendaciones de Mueller y Hancock (2008): χ², χ²/gl (< 2) Error Cuadrático Medio de Aproximación (RMSEA < .06), Raíz Residual Ponderada Cuadrática Media (WRMR < 1), Índice de Ajuste Comparativo (CFI > .95) y Índice de Tucker-Lewis (TLI > .95). A fin de aportar valores de fiabilidad para las dimensiones resultantes del AFC, se calculó el coeficiente Omega de McDonald que resulta pertinente en modelos factoriales. Este cálculo se realizó mediante una aplicación de Excel® desarrollada por Ventura-León y Caycho-Rodríguez (2017). Para estimar la proporción de variancia capturada por cada factor se calculó la Variancia Media Extractada (VME), cuyo valor debe idealmente ser superior a .50 (Fornell & Larcker, 1981).

Antes de estudiar las diferencias de acuerdo con el sexo, se examinó la invarianza factorial del CIEP. Se siguieron las recomendaciones expuestas por Wu y Estabrook (2016) quienes plantean que, ante datos ordinales, la invarianza se debe examinar restringiendo parámetros uno a la vez. Se parte de una invarianza configuracional (modelo base), la invarianza métrica (umbrales, carga), la invarianza escalar (umbrales, cargas, intersecciones) y la invariancia estricta (umbrales, cargas, intersecciones, residuales). Se utilizó la parametrización Theta donde se establecen varianzas residuales iguales a uno, permitiendo el cálculo de invariancia estricta. El estimador fue WLSMV por la naturaleza ordinal de las variables (Brown, 2015). Además, las diferencias mínimas entre los modelos se establecen en CFI y RMSEA < 0.01 (Chen, 2007; Finch & French, 2018).

Mediante Análisis de Variancia Multivariados (MANOVA) se estudiaron las diferencias en los puntajes del CIEP en función del sexo de los niños. El tamaño del efecto fue estimado con el estadístico eta cuadrado parcial (η²p), tomando como referencia los valores 0.01 (pequeño), 0.06 (moderado) y 0.14 (grande, Ellis, 2010). Finalmente, se calcularon las medias, las desviaciones típicas y los valores percentilares para cada sexo, según correspondió.

Resultados

Análisis confirmatorio del CIEP

Previo al análisis de los datos se calculó el coeficiente de Mardia que resultó mayor a 70 (Mardia = 92), situación que sugirió la atenuación de los datos (Rodríguez & Ruiz, 2008) mediante un estimador robusto como WLSMV (Mîndrilă, 2010). En la Tabla 1, se observan los dos modelos factoriales, evidenciándose que el modelo 2 compuesto por cinco factores presenta mejores bondades de ajuste.

La mayoría de las cargas factoriales del modelo 2 se aproximan o superan el valor de |.60| y muestran un incremento con respecto al modelo 1, especialmente aquellas referidas a los ítems de alegría y gratitud. La correlación interfactorial entre estas dos dimensiones fue moderada por lo que se descarta superposición de contenidos. La correlación interfactorial más elevada se presentó entre las dimensiones de gratitud y simpatía (ver Figuras 1 y 2). La VME correspondiente al modelo de mejor ajuste resultó adecuada para las dimensiones de satisfacción (.58) y alegría (.52), mientras que se observó descendida para las dimensiones de gratitud (.43), simpatía (.36) y serenidad (.35).

Los valores de fiabilidad resultaron adecuados para las cinco dimensiones: gratitud (ω = .79), simpatía (ω = .69), satisfacción (ω = .80), serenidad (ω = .76), alegría (ω = .84).

Invarianza factorial según el sexo

En la tabla 2, se muestran las medidas de invarianza, en donde se puede observar que el modelo base denominado invarianza configural, contrastado con un modelo donde se restringen los threshold (invarianza threshold), cargas factoriales (invarianza métrica), interceptos (invarianza escalar) y residual (invarianza estricta), no presenta diferencia que se encuentra fuera del mínimo permitido (ΔCFI <0.01; ΔRMSEA <0.01), situación que revela la invarianza del CIEP.

Diferencias por sexo

El MANOVA reveló diferencias, con tamaño de efecto moderado, en la experiencia emocional positiva según el sexo (F Hotelling_{(5, 2893)} = 37.70; p < .001; η²p = .06; potencia observada = 1.00). Los análisis univariados indicaron que estas diferencias se producen principalmente en las emociones de gratitud y simpatía, siendo el tamaño del efecto bajo para gratitud y próximo a moderado para simpatía (ver Tabla 3). Para ambas emociones, las niñas (M grat = 13.79, DE = 1.93; M simp = 9.59, DE = 1.86) obtuvieron valores más elevados que los varones (M grat = 13.37, DE = 2.22; M simp = 8.69, DE = 2.03).

Valores normativos del CIEP

Tomando en consideración los resultados anteriores, y aun cuando el tamaño de los efectos resultó entre bajo y moderado, se decidió calcular los valores percentilares para niños y niñas por separado a fin de respetar las tendencias observadas con relación a las emociones particulares de simpatía y gratitud.

En la Tabla 4 se pueden observar los valores percentilares, las medias, los desvíos estándar y las puntuaciones mínimas y máximas que se pueden obtener en cada caso.

Discusión

El objetivo de este trabajo fue analizar la validez basada en la estructura interna del CIEP y proponer valores normativos para su interpretación en niños y niñas argentinos, de 8 a 12 años.

La contrastación de los modelos de cuatro y cinco factores reveló que la estructura pentafactorial resulta más apropiada para explicar la experiencia emocional positiva de los niños. Este modelo retuvo los 23 ítems del CIEP con cargas factoriales adecuadas y, en general, más elevadas que en modelo original, especialmente para las dimensiones de alegría y gratitud. Si bien los indicadores de ajuste (ej. CFI, TLI, χ2/gl, WRMR) no cumplen con las recomendaciones de Mueller y Hancock (2008), aun así pueden considerarse medianamente aceptables (Cupani, 2012; Medsker, Williams, & Holahan, 1994; Hox & Bechger, 1998; Hu & Bentler, 1995).

Por lo tanto, en general, puede decirse que el modelo de cinco factores ajusta mejor y razonablemente a los datos. A nivel práctico, esta distribución de los ítems también resulta más útil y específica dado que permite evaluar con mayor independencia las particularidades de las emociones gratitud y alegría, que en el modelo de cuatro factores se hallaban fusionadas. Esta evaluación diferencial coincide con la obtenida mediante el Cuestionario de Emociones Positivas para población joven y adulta de Argentina, donde la alegría y la gratitud constituyen dimensiones factoriales separadas (Rodriguez, Oñate, & Mesurado,2017; Schmidt, 2008). La correlación interfactorial moderada entre las dimensiones de alegría y gratitud descarta una posible superposición de contenidos, apoyando también la relativa independencia de los factores. Por otra parte, la mayor correlación interfactorial, observada entre simpatía y gratitud, puede ser explicada a partir de la propuesta taxonómica de Lazarus (2000), según la cual estas emociones conforman un subtipo de “emociones empáticas”, dado que tienen una fuerte base común referida a la capacidad de ponerse emocionalmente en el lugar del otro. Tanto el sujeto que agradece como el que muestra simpatía, deben comprender el estado afectivo y las intenciones del otro para experimentar genuinamente ambas emociones.

Respecto de la VME, se puede decir que, si bien los valores correspondientes a las dimensiones de satisfacción personal y alegría han resultado apropiados, los porcentajes de variancia capturada por los constructos gratitud, simpatía y serenidad se encuentran por debajo de lo exigido (< 50%), denotando una limitación en este sentido.

La fiabilidad de la prueba resultó satisfactoria, con valores que oscilaron entre .69 y .84. Aunque en general es deseable que los coeficientes de confiabilidad igualen o superen el valor de .70 (Kaplan & Saccuzzo, 2006), valores desde .60 se consideran aceptables, sobre todo en escalas con escaso número de elementos (Loewenthal, 2001). El valor más bajo de fiabilidad se reportó en la dimensión de simpatía, en coincidencia con el estudio original de Oros (2014). Esto puede deberse a que la simpatía es un constructo psicológico complejo que involucra a su vez diferentes procesos o facetas que intentan ser capturados por el CIEP (ej. sintonía emocional: “Si veo llorar a un nene/a me dan ganas de llorar a mí también”; inclinación a asistir/ayudar a los demás: “Cuando alguien está solo y aburrido me dan ganas de acercarme y jugar con él”). Esta diversidad de aspectos podría estar afectando la homogeneidad de la subescala.

La invarianza factorial demostró que el CIEP es una medida invariante (configural, threshold, cargas, interceptos, residuos) de acuerdo con el sexo. De esta manera se puede tener confianza que las diferencias encontradas son debido al rasgo latente y no a diferencias a causa de sesgo en el instrumento (Brown, 2015), acción que resulta útil al momento de comparar grupos (Byrne, 2008). Lo anterior, permite el análisis por sexo que indicó que las niñas podrían ser emocionalmente más positivas que los varones, observándose estas diferencias con relación a la gratitud y, especialmente, a la simpatía.

Estudios previos que han referido diferencias por sexo en estas emociones, coinciden en señalar a las niñas como más agradecidas y más simpáticas que los varones (Cuello & Oros, 2016; Froh et al., 2009; Kiang et al., 2016; Lemos et al., 2015; Malti et al., 2009; Vossen et al., 2015). Esto es razonable dado que tanto la simpatía como la gratitud son emociones de naturaleza empática (Lazarus, 2000), y se ha comprobado reiteradamente que las mujeres evidencian mayor empatía (Garaigordobil & García, 2006; Malonda, Llorca, Samper, Córdoba, & Mestre, 2018; Mestre, Samper, Frías, & Tur, 2009) y son más sensibles y expresivas que sus pares del sexo opuesto (Kashdan et al., 2009). Estas diferencias pueden ser explicadas a partir de diversos modelos teóricos, entre los que se incluye el enfoque de estereotipo social de género. Así, se justificaría el empleo de valores normativos diferenciales a fin de conseguir interpretaciones de los datos más ajustadas a la realidad.

La elaboración de baremos que permitan identificar el grado de desarrollo de las emociones positivas en niños resulta de gran valor tanto para el ámbito de la investigación científica como para la práctica clínica. Las mediciones e interpretaciones válidas y confiables optimizan la toma de decisiones y facilitan el diseño, la aplicación y la evaluación efectiva de programas para el fortalecimiento emocional. Se espera que los resultados de este trabajo mejoren el fondo de conocimiento disciplinar y estimulen el surgimiento de nuevos estudios que permitan profundizar la comprensión de las emociones positivas, de sus correlatos y de su impacto sobre la salud y el bienestar de los niños y niñas.

Entre las limitaciones de este estudio cabe mencionar que, si bien la muestra empleada fue suficientemente amplia y estuvo conformada por niños y niñas de diferentes provincias y regiones del país, la misma no fue seleccionada bajo criterios de aleatorización, lo cual restringe su grado de representatividad. En estudios posteriores sería preferible efectuar muestreos probabilísticos y estratificados por regiones, a fin de garantizar una mayor validez externa.

Por otra parte, debe tenerse en cuenta que la experiencia emocional positiva es muy compleja y que el CIEP realiza apenas una aproximación que debería ser complementada con la medición de otras emociones de gran relevancia para la salud mental, tales como el interés, el amor, la esperanza, etc. Se espera que los avances realizados en este estudio estimulen la construcción y/o adaptación de nuevas pruebas para evaluar con precisión estos recursos psicológicos en niños y niñas de habla hispana.

Agradecimientos

Los autores agradecen la colaboración de los siguientes pasantes de investigación, estudiantes de la carrera de Psicología de la Universidad de la Cuenca del Plata – Sede Formosa: Tomás, Azul Melissa; Palacio, Diego Leonardo; Ortiz, Cecilia Marisel y Vega, Marissa Aylen.

Este trabajo ha sido financiado por la Universidad de la Cuenca del Plata.

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Notas de autor

Enviar correspondencia a: Oros, L. B. E-mail: lauraorosb@gmail.com

Información adicional

Citar este artículo como: Oros, L. B., Ventura-León, J., Chemisquy, S., Meier, L. K., Kupczyszyn, K. H. & Olivera, F. (2022). Análisis confirmatorio y valores normativos del cuestionario infantil de emociones positivas (CIEP). Revista Argentina de Ciencias del Comportamiento, 14(1), 91-103

Enlace alternativo

https://revistas.unc.edu.ar/index.php/racc/article/view/27793/37571 (pdf)