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Revista del Hospital Psiquiátrico de
La Habana
Volumen 22 | Año 2025 | Publicación continua
ISSN: 0138-7103 | RNPS: 2030
_____________________________________________
Comunicación breve
Validación peruana de un inventario breve de
inteligencia emocional (EQ-i-M20) en personal de salud
Peruvian Validation of a Brief Emotional Intelligence
Inventory (EQ-i-M20) in Healthcare Personnel
Bladimir Becerra-Canales
1
Josefa Bertha Pari-Olarte
1
Julia Mercedes Flores-Martinez
1
José Llanto-Canchos
1
Richard Reymundo Reyes-Reduciendo
1
Patricia Pardo-LaRosa
1
Miguel Ángel Hernández-López
1
1
Universidad Nacional San Luis Gonzaga (UNSG). Ica, Perú
Recibido: 23/10/2025
Aceptado: 20/11/2025
Editor: Salvador González Pal
Validación peruana de un inventario breve de inteligencia emocional (EQ-i-M20) en personal de salud
Rev. Hosp. Psiq. Hab. Volumen 22| Año 2025 | Publicación continua
Esta obra está bajo licencia
https://creativecommons.org/licenses/by-nc/4.0/deed.es_ES
Resumen
Introducción:
la inteligencia emocional en el personal de salud es de vital importancia para
los sistemas de salud porque impacta en la calidad del servicio. Por tanto, es necesario su
monitoreo constante con
instrumentos validados y fáciles de aplicar.
Objetivo
: validar un inventario breve de inteligencia emocional (EQ-i-M20) en una muestra
peruana de personal de salud.
Métodos:
estudio de tipo instrumental, realizado durante abril a julio del 2025, en una
muestra de 492 trabajadores de salud del hospital Regional de Ica, Perú. El EQ-i-M20 pasó
por procedimientos de validación de contenido y una prueba piloto; se revisó la validez de
constructo, discriminativa, predictiva y la confiabilidad.
Resultados:
se generó una versión abreviada de 16 ítems, organizados en un único factor
general que explicó el 31,96 % de la varianza total y buena calidad de ajuste del modelo. Los
ítems y la escala global discriminan de manera satisfactoria. La validez predictiva y la
consistencia interna con diversos estadísticos fueron adecuadas.
Conclusiones:
la versión peruana (EQ-i-M16) del EQ-i-M20 es válida y confiable para medir
la inteligencia emocional en trabajadores de salud. Se aconseja emplearlo en la práctica
clínica e investigación.
Palabras clave:
inteligencia emocional;
encuestas de salud; estudio de validación;
psicometría.
Abstract
Introduction
: Emotional intelligence in healthcare personnel is of vital importance to
healthcare systems because it impacts the quality of service. Therefore, it is necessary to
constantly monitor it with validated and easy-to-apply instruments.
Objective
: Validate a brief emotional intelligence inventory (EQ-i-M20) in a Peruvian
sample of healthcare personnel.
Methods
: An instrumental study was conducted from April to July, 2025 in a sample of 492
healthcare workers at the Regional Hospital of Ica, Peru. The EQ-i-M20 underwent content
validation procedures and a pilot test; discriminative, predictive construct validity, and
reliability were reviewed.
Results
: An abbreviated version of 16 items was developed, organized into a single general
factor that explained 31.96 % of the total variance and showed good model fit quality. The
items and the global scale discriminate satisfactorily. Predictive validity and internal
consistency with various statistics were adequate.
Conclusions
: The Peruvian version (EQ-i-M16) of the EQ-i-M20 is valid and reliable for
measuring emotional intelligence in healthcare workers. Its use is recommended in clinical
practice and research.
Keywords
: emotional intelligence; health surveys; validation study; psychometrics.
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Introducción
La inteligencia emocional (IE), es definida como la capacidad para “percibir, asimilar,
comprender y regular las emociones propias y de los demás de forma adaptativa”. Un
conjunto de habilidades cognitivas y emocionales que facilitan el pensamiento y la acción.
(1)
En sus aportes teóricos primigenio, Mayer y otros
(1)
introdujeron estas capacidades como
componentes fundamentales de la IE; más tarde, Goleman
(2)
popularizó el término y lo
integró en un modelo de competencias clave para el éxito personal, académico y laboral,
otorgándole amplia difusión mediática y práctica.
Luego de haber experimentado una pandemia en pleno siglo XXI, el agotamiento emocional,
(3)
causada por las exhaustas actividades del personal sanitario, sigue latente; no obstante, por
la naturaleza de su trabajo este grupo humano está expuesto a situaciones de alta carga
emocional y física,
como los cuidados intensivos, toma de decisiones bajo presión,
situaciones de conflicto interpersonal, entre otras.
(4,5,6)
La IE, es una variable que influye en aspectos importantes como el mejoramiento de la
calidad de atención al paciente, incluida su satisfacción, la mejoría de las relaciones
interprofesionales y el trabajo en equipo, así como la reducción del estrés laboral.
(7,8,9,10)
Existen diversos instrumentos que miden la IE, como el SSEIT,
(11)
el TEIQue,
(12,13)
el
MSCEIT
(14)
y el TMMS.
(15)
El modelo mixto desarrollado por Bar-On
(16)
consolidó una visión
integradora que combina competencias emocionales, sociales y de afrontamiento del estrés, y
dio origen al Inventario de Cociente Emocional (EQ-i), una de las herramientas más
utilizadas a nivel internacional para medir la IE. Este instrumento ha inspirado adaptaciones
en distintas poblaciones, como el Inventario Breve de Inteligencia Emocional para Mayores
(EQ-i-M20) validado por Pérez-Fuentes y otros.
(17)
Esta versión inicial presentó validez estructural y adecuada consistencia interna, aunque el
factor “manejo del estrés” evidenció menor fiabilidad, lo que motivó a los autores a
recomendar su evaluación en nuevas muestras.
(17)
Posteriormente, se exploró su aplicación en
colectivos específicos, como personal militar,
(18)
para medir competencias emocionales
relevantes en entornos de alta exigencia, como puede significar el trabajo del personal de la
salud. Después de la evaluación psicométrica del EQ-i-M20 en adolescentes de Lima,
(19)
no se
cuenta con una versión adaptada del EQ-i-M20 específicamente para personal de salud en el
contexto peruano.
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Por ello, el estudio tiene como objetivo validar un inventario breve de inteligencia emocional
(EQ-i-M20) en una muestra peruana de personal de salud.
Métodos
Estudio de tipo instrumental, la población fueron 1964 trabajadores de salud del Hospital
Regional de Ica, Perú. Con el algoritmo matemático para calcular una proporción en
poblaciones finitas, con un nivel de confianza del 95 %, precisión del 4 %, proporción
esperada del 50 % y una pérdida estimada del 7 %, se determinó un tamaño muestral de 492
participantes. Se accedió a la nómina de trabajadores y mediante procedimiento
probabilístico aleatorio fueron seleccionadas las unidades muestrales. Se incluyó a
profesionales y técnico asistenciales de ambos sexos y que aceptaron participar del estudio.
Se excluyó a quienes respondieron de manera incompleta el cuestionario, dejaron de
contestar al menos una pregunta o retiraron su consentimiento.
Se utilizó el inventario breve de inteligencia emocional para mayores (EQ-i-M20)
17
, generado
a partir de la versión en español
(20)
del Emotional Intelligence Inventory: Youth Version.
(21)
El instrumento consta de 20 ítems, con cinco categorías de respuesta tipo Likert (nunca/
a
veces/casi siempre/siempre) que oscila de 1 a 4 puntos y cinco dimensiones: Componente
intrapersonal (CIA), ítems 3, 7, 10 y 16; componente interpersonal (CIE) preg. 1, 5, 13 y 19;
componente de adaptabilidad (CAD), ítems 6, 9, 11 y 14; componente de estado de ánimo
general (CAG), preg. 4, 15, 17 y 20 y manejo del estrés, reactivos 2, 8, 12 y 18. Se obtienen
puntuaciones totales que pueden variar de 0 a 80 puntos, calificaciones más altas sugieren
mayor IE. Se empleó el promedio de la suma total de las puntuaciones como criterio de corte,
para indicar mayor IE cuando el valor supera a la media y por el contrario una puntuación
igual o inferior menor IE.
Para describir las características del personal de salud, se incluyó un cuestionario de variables
generales que incluyó al sexo, estado civil, cargo funcional, situación laboral, edad y tiempo
de servicio.
El instrumento fue sometido a validación de contenido a cargo de cinco expertos cuatro
profesionales en psicología con grado de maestría y un experto en diseño y validación de
instrumentos documentales. Durante este proceso el equipo sugirió realizar pequeñas
modificaciones para mejorar la coherencia y fluidez de las peguntas, la versión final en
términos del lenguaje y extensión de los ítems fueron aprobados en consenso por los expertos.
A continuación, se ejecutó una prueba piloto con 38 trabajadores asistenciales de un centro de
salud, con el propósito de evaluar la claridad y comprensión de los reactivos; en esta etapa del
proceso, los ítems no fueron modificados.
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Análisis estadístico
Se ejecutó una revisión descriptiva de los ítems y considero como aceptables aquellos con
índices de variabilidad iguales o superiores a 0,20.
(22)
En el análisis factorial exploratorio
(AFE), se estableció como criterio que las comunalidades fueran superiores a 0,40 y que las
cargas factoriales alcancen al menos 0,30.
(23)
Debido a la naturaleza ordinal del EQ-i-M20, se ajustó el análisis a una matriz de correlación
policórica. Las pruebas de adecuación muestral de Kaiser-Meyer-Olkin (KMO) y de
esfericidad de Bartlett confirmaron la pertinencia de efectuar el AFE, un valor ≥ 0.50
se
consideró como correcto ajuste.
(23)
El método mínimos cuadrados ponderados diagonales
robustos (DWLS) y de rotación promin robusto, fueron utilizados para la extracción de
factores, dado el carácter ordinal de los datos.
Para el análisis factorial confirmatorio (AFC), se empleó el método DWLS y ULS (mínimos
cuadrados no ponderados). Se utilizó como indicadores de ajuste, el cociente entre chi-
cuadrado y los grados de libertad (χ²/gl), el índice de aproximación de la raíz de cuadrados
medios del error (RMSEA), raíz del residuo cuadrático promedio estandarizado (SRMR), el
índice de ajuste comparativo (CFI) y el índice de ajuste no normalizado (NNFI). Para
garantizar el grado de ajuste del modelo, se verificó que dichos valores alcancen el estándar
recomendado.
(24,25)
Para evaluar la consistencia interna, se consideró el índice mínimo recomendado de 0,70.
(26)
La prueba de Kolmogorov-Smirnov se utilizó para examinar la normalidad univariada y
determinar la necesidad de aplicar estadística no paramétrica. La validez discriminante del
instrumento se puso en evidencia al comparar las puntuaciones obtenidas, según las variables
generales, con pruebas no paramétricas: U de Mann-Whitney para variables fijas dicotómicas
y Kruskal-Wallis para variables fijas politómicas.
La validez predictiva se comprobó mediante regresión logística binaria; la variable
dependiente fue mayor IE (sí/no) e independiente las variables generales. A fin de determinar
si las variables propuestas son predictoras de mayor IE.
Se estableció como criterio de significancia un valor de p menor a 0,05 y se creó una base de
datos en SPSS (versión 25) para llevar a cabo el análisis; el AFE se realizó en el software
factor análisis versión 10.3.10; el AFC y la confiablidad en el programa JASP versión 0.8.4.
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El estudio fue aprobado por el Comité de Ética en Investigación de la Red de Salud de Ica
(CO-001-02-2024/CEI-RSI).
Resultados
Participaron 492 trabajadores de salud, la mayoría de sexo femenino (61,2 %); solteros (60,2
%); profesionales asistenciales (55,1 %); tenían de 36 a 45 años (50,8 %); tiempo de servicio
de 1 a 10 años (45,7 %); la edad osciló en el rango de 25 y 67 años (M = 42,75; DE = 7,87)
Se evidencia en el análisis descriptivo una alta variabilidad en los ítems, con cifras superiores
a 0,46.
En las comunalidades (h
2
), los valores no alcanzaron el estándar referencial (0,40) y
debido al muy bajo aporte al resultado total de los ítems 2 (h
2
= 0,085), 8 (h
2
= 0,009) y 12 (h
2
=
0,010) de la dimensión manejo del estrés y el ítem 16 (h
2
= 0,037) del componente CIA el
software indico eliminarlos, por tal razón se excluyeron de los sucesivos análisis; sin
embargo el ítems 16 del dominio CIA podría estar bien representado por el único ítem
restante de la dimensión manejo del estrés, preg. 18 “puedo mantener la calma cuando estoy
molesto”. Las h2 correspondientes a los demás reactivos oscilaron entre 0,14 a 0,42.
El APH,
con 20 reactivos incluidos sugirió retener un solo factor general; asimismo con 16 items
(*siempre que el autovalor real supe al autovalor aleatorio) estos hallazgos permiten
demostrar la unidimensionalidad del constructo que en sus siglas de la versión original (EQ-i-
M20) fue denominado EQ-i-M16. (tabla 1)
Tabla 1.
Análisis paralelo de Horn y descriptivos univariados de los ítems
del
EQ-i-M16
Ítems
AR
APA
Varianza
Asimetría
Curtosi
s
h
2
1
37,33*
12,64
0,715
-0,423
-0,322
0,424
3
11,51
11,61
0,704
-0,432
-0,188
0,342
4
9,99
10,68
0,584
-0,330
-0,108
0,338
5
7,17
9,84
0,612
-0,274
-0,220
0,402
6
6,47
9,04
0,582
-0,314
-0,073
0,283
7
5,31
8,20
0,631
-0,392
-0,040
0,210
9
4,93
7,39
0,542
-0,218
-0,010
0,285
10
4,01
6,63
0,593
-0,335
-0,026
0,191
11
3,14
5,81
0,661
-0,180
-0,327
0,258
13
2,90
5,03
0,642
-0,225
-0,139
0,303
14
2,70
4,24
0,586
-0,105
-0,230
0,262
15
1,72
3,46
0,608
-0,440
-0,034
0,313
17
1,09
2,62
0,559
-0,437
0,184
0,142
18
1,00
1,82
0,721
-0,409
-0,296
0,198
19
0,72
0,98
0,575
-0,414
0,169
0,345
20
0,69
0,82
0,467
-0,751
1,426
0,326
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AR: autovalor real; APA: autovalor promedio aleatorio; h
2
: comunalidad
En seguida, con 16 reactivos agrupados en un solo factor general reportado por el APH se
corrió el AFE y la medida de adecuación de Kaiser-Meyer-Olkin (0,823) y el test de
esfericidad de Bartlett (χ2 = 2528,0; gl = 120; p < 0,000) revelaron la viabilidad del análisis
factorial. La solución unifactorial explicó el 31,96 % de la varianza total, con cargas
factoriales superiores a 0,37 en todos los ítems. Estos hallazgos respaldan la validez de la
estructura unidimensional del instrumento. (tabla 2).
Tabla 2.
Cargas factoriales de los ítems del EQ-i-M16
N
º
Ítems
M
DE
CF
1
Puedo comprender
como
se
sienten
los demás
2,91
0,84
0,651
2
Me resulta fácil decirle a alguien cómo me siento
2,78
0,83
0,585
3
Tengo
confianza
en
mí
mismo(a).
2,92
0,75
0,581
4
Entiendo cómo se sienten otras personas
2,85
0,77
0,634
5
Es fácil para mí comenzar
cosas
nuevas.
2,88
0,75
0,532
6
Puedo hablar con facilidad acerca de mis sentimientos
2,79
0,79
0,458
7
Ante preguntas difíciles, puedo dar buenas respuestas
2,76
0,73
0,533
8
Puedo
reconocer
mis
sentimientos
con
facilidad.
2,83
0,76
0,437
9
Puedo encontrar muchas formas de contestar a una
pregunta
difícil.
2,80
0,80
0,508
10
Me
gusta
ayudar
a
los
demás.
2,84
0,79
0,550
11
Puedo resolver problemas de diferentes maneras
2,81
0,76
0,512
12
Me
siento bien
conmigo
mismo.
2,97
0,77
0,559
13
Soy
feliz
con
el
tipo
de
persona
que
soy
2,96
0,74
0,376
14
Puedo
mantener
la
calma
cuando
estoy
molesto
2,84
0,84
0,444
15
Sé
cuándo
la
gente
está
enfadada, incluso
cuando
no
dicen
nada.
2,84
0,75
0,588
16
Me
gusta
cómo
me
veo
2,90
0,67
0,571
% de varianza explicada
31,96 %
M: media; DE: desviación estándar; CF: carga factorial.
Con el propósito de verificar si el modelo planteado era adecuado en contraste con versiones
preestablecidas, se llevó a cabo un análisis de ecuaciones estructurales
. Para tal efecto, se
revisó la configuración del instrumento en su versión original con 20 ítems: primero se
analizaron los coeficientes del modelo (M1) de base unidimensional y el M2 con cuatro
dimensiones. Asimismo, el nuevo modelo obtenido (M3) unifactorial con 16 reactivos. El M3
mostró un mejor ajuste de los datos en comparación con las otras versiones, lo que sustenta la
validez de la estructura interna del EQ-i-M16 en su versión para Perú, al revelar índices de
ajuste más satisfactorios (tabla 3).
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Tabla 3.
Índices de bondad de ajuste de los modelos del EQ-i-M16
Modelo
s
Método
x
2
gl
NNFI
CFI
SRMR
RMSEA
IC 90 %
M1
ULS
229,34
170
0,941
0,947
0,077
0,027
[,017 -,035]
DWLS
555,45
170
0,861
0,875
0,077
0,068
[,062 -,074]
M2
ULS
649,00
104
0,107
0,226
0,160
0,103
[,096 -,111]
DWLS
1539,65
104
0,095
0,216
0,160
0,168
[,160 -,175]
M3
ULS
137,65
104
0,963
0,968
0,076
0,026
[,012 -,037]
DWLS
342,33
104
0,901
0,914
0,076
0,068
[,060 -,076]
Validez discriminativa o por prueba de hipótesis
El EQ-i-M16 arrojó puntuaciones totales que oscilaron entre 25 y 60, sin ajustarse a una
distribución normal según la prueba de Kolmogorov-Smirnov. Se calcularon las siguientes
estadísticas descriptivas para la puntuación global de la escala: M = 45,76 y DE = 6,34 (KS =
0,123; p = 0,000); Me = 47,0 y RIC = 42,0-50,0. El 53,5 % del personal de salud obtuvo
puntajes superiores a la media. Las puntuaciones más elevadas de IE se observaron en el sexo
femenino y profesionales asistenciales, mostraron diferencias estadísticamente
significativas. Estos resultados indican que el instrumento permite discriminar
adecuadamente la IE en función de variables generales del personal sanitario (tabla 4).
Tabla 4.
Validez discriminante
del EQ-i-M16, según variables generales
Variable
Inteligencia emocional
M
DE
Valor p
Sexo
Masculino
44,3
6,31
,000
Femenino
46,6
6,24
Estado civil
Soltero
45,3
6,60
,094
Casado/conviviente
46,6
5,36
Separado/divorciado
40,4
7,08
Viudo
52,0
6,91
Cargo funcional
Profesional asistencial
46,7
6,15
,000
Técnico asistencial
44,5
6,40
Situación laboral
Personal de planta
45,7
6,20
,437
Destacado de otro lugar
46,0
7,51
Grupo de edad
(años)
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25-35
45,1
6,68
,233
36-45
46,0
6,32
46 a más
45,7
6,22
Tiempo de servicio
(años)
01-10
46,6
6,04
,640
11-20
45,9
6,53
21 a más
45,6
6,85
Validez predictiva
En el análisis de regresión con variables generales, el sexo femenino
(OR 2,06; IC 95 %:
1,40-2,46) y la condición de ser profesional asistencial (OR 2,12; IC 95 %: 1,47-3,06), se
asociaron con mayor IE. La prueba de Omnibus fue significativo (
p
< 0,001); por lo tanto, el
modelo predictivo planteado estima un resultado (R cuadrado de Nagelkerke = 0,080).
Fiabilidad
La consistencia interna con el Alfa de Cronbach, Omega de McDonald y Gutmann, resultaron
adecuadas [α = 0,814; ω = 0,815; λ6 = 0,831 (IC 95 %: 0,789 -0,837);] y en los reactivos
alcanzaron valores de α desde 0,796 a 0,812; ω de 0,798 a 0,814 y λ6 de 0,815 a 0,829.
La
correlación elemento-total corregida fue superior a 0,33. (tabla 5)
Tabla 5.
Análisis de fiabilidad
del EQ-i-M16
Ítems
Correlación
ítems-test
McDonald's
ω
Cronbach's
α
Gutmann's
λ6
1
0,522
0,798
0,796
0,815
2
0,436
0,804
0,803
0,818
3
0,401
0,807
0,805
0,818
4
0,509
0,800
0,798
0,815
5
0,369
0,808
0,807
0,825
6
0,440
0,804
0,803
0,820
7
0,334
0,811
0,809
0,824
8
0,398
0,807
0,805
0,821
9
0,435
0,804
0,803
0,821
10
0,437
0,804
0,803
0,819
11
0,393
0,807
0,805
0,821
12
0,454
0,803
0,801
0,817
13
0,344
0,810
0,809
0,824
14
0,282
0,814
0,812
0,829
15
0,478
0,802
0,800
0,817
16
0,430
0,805
0,803
0,819
Discusión
El estudio adaptó y validó una versión breve del inventario de inteligencia emocional (IE)
basada en el modelo mixto de Bar-On,
(16)
a partir de la propuesta abreviada EQ-i-M20
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desarrollada por Pérez-Fuentes y otros.
(17)
A diferencia del modelo original de cinco dominios
que mostró ajuste aceptable en adultos mayores,
(17)
el análisis (APH, AFE y AFC/SEM)
favoreció una estructura unifactorial de 16 ítems (EQ-i-M16) con mejor ajuste global que las
alternativas probadas, lo que sugiere un factor general de IE operativo en personal de salud.
En instrumentos abreviados, la varianza común puede concentrarse en un factor general
cuando se evalúan competencias emocionales transversales en contextos laborales exigentes.
(17)
La depuración de ítems (eliminación de tres reactivos del manejo del estrés y uno adicional
por baja comunalidad) converge con antecedentes que ya advertían menor consistencia en
algunos componentes del EQ-i abreviado, particularmente manejo del estrés.
(17)
Asimismo, el
debate psicométrico en la evaluación de la IE por desempeño y por autorreporte respalda la
cautela sobre estructuras de primer orden demasiado fragmentadas.
(14,15)
En la muestra, las
cargas > 0,37 y la varianza explicada del 31,96 % para el modelo unifactorial, junto con KMO
adecuado y Bartlett significativo, respaldan la validez interna del instrumento.
La calidad de ajuste del modelo, le confiere mejor desempeño del EQ-i-M16 frente a la
versión de 20 ítems que se alinea con recomendaciones metodológicas recientes.
(24,25)
Los
índices (NNFI/CFI, SRMR y RMSEA) resultan coherentes con estándares contemporáneos
para modelos parciales por mínimos cuadrados y DWLS, que apoyan la parsimonia del factor
general en esta población ocupacional.
En términos de validez discriminante, el instrumento diferenció puntajes por sexo y por cargo
funcional (profesionales Vs técnicos asistenciales), esta variabilidad es compatible con
trabajos que vinculan mayores competencias emocionales con comunicación clínica,
liderazgo interprofesional y desempeño en equipos de salud.
(27,28)
Estas diferencias apoyan el
uso del EQ-i-M16 para perfilamiento formativo y para orientar intervenciones de desarrollo
de habilidades blandas.
Respecto a la validez predictiva, se encontró asociaciones (OR) modestas pero significativas
del sexo femenino y el rol asistencial con mayor IE.
Esto resulta esperable, ya que la IE es un
constructo amplio y complejo que suele variar según características personales y laborales,
con impacto plausible sobre resultados clínicos y organizacionales.
(29,30,31)
La consistencia interna evaluada con diversos estimadores, reportan que el instrumento
presenta alta confiabilidad (α = 0,81; ω = 0,82), esto es congruente con otros estudios
(17,19)
y
respaldan la utilidad clínica e investigación del EQ-i-M16.
Dentro de las limitaciones del estudio, se puede discutir si el personal de salud de un
nosocomio puede considerarse representativo de todo el país. Por ello, se recomienda que
futuros estudios incluyan un mayor tamaño de muestra y establecimientos de todos los
niveles asistenciales de las regiones del Perú. Futuros estudios deberían evaluar invarianza
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factorial, la estabilidad temporal (test–retest), la validez de criterio y convergente con
indicadores de desempeño y salud mental.
En conclusión, la EQ-i-M16 para trabajadores de salud, presenta adecuados indicadores de
fiabilidad y validez que se alinean con los estándares en psicometría. Su brevedad y sólido
desempeño psicométrico la convierten en una herramienta práctica y eficiente para el cribado
y monitoreo de la IE.
Su aplicación permite la identificación temprana de necesidades
emocionales y contribuir con el diseño de intervenciones orientadas a fortalecer la regulación
emocional, la comunicación efectiva y las estrategias de afrontamiento dentro de los equipos
sanitarios.
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Conflicto de interés
Ninguno declarado
Contribuciones de los autores
Conceptualización: Bladimir Becerra-Canales
y
Josefa Pari-Olarte
Curación de datos:
Julia Mercedes Flores-Martinez
y José Llanto-Canchos
Análisis formal: Bladimir Becerra-Canales y
Richard Reymundo Reyes-Reduciendo
Investigación:
Patricia Pardo-LaRosa
Metodología:
Bladimir Becerra-Canales
y Miguel Ángel Hernández-López
Supervisión:
Josefa Bertha Pari-Olarte y Julia Mercedes Flores-Martinez
Validación:
José Llanto-Canchos
y
Richard Reymundo Reyes-Reduciendo
Redacción–borrador original: Bladimir Becerra-Canales,
Josefa Bertha Pari-Olarte
,
Julia
Mercedes Flores-Martinez
y
José Llanto-Canchos
Redacción–revisión y edición: Bladimir Becerra-Canales,
Richard Reymundo Reyes-
Reduciendo, Patricia Pardo-LaRosa y Miguel Ángel Hernández-López