enero-junio 2025

10.22235/cp.v19i1.4267

Artículos Originales

Versión corta del cuestionario de habilidades y competencia emocional
para profesores

Brief version of the emotional competence and abilities questionnaire
for teachers

Versão curta do questionário de capacidades e competência emocional
para professores

Sabina N. Valente¹, ORCID 0000-0003-2314-3744

Sergio Dominguez-Lara², ORCID 0000-0002-2083-4278

Abílio A. Lourenço³, ORCID 0000-0001-6920-0412

Pedro Amaro⁴,ORCID 0000-0002-0342-8892

Leandro S. Almeida⁵, ORCID 0000-0002-0651-7014

¹Instituto Politécnico de Porto Alegre, CARE - Centro de Investigação em Saúde e Ciências Sociais, Brasil, [email protected]

² Universidad de San Martín de Porres

³ Universidad de Minho

⁴Instituto Politécnico de Porto Alegre

⁵ Universidad de Minho

Resumen:

Diversas investigaciones demuestran los efectos beneficiosos de la inteligencia emocional en el trabajo docente, por lo que se está convirtiendo cada vez más en una competencia esencial para los profesores. Aunque varios estudios han demostrado que la inteligencia emocional tiene un impacto positivo en el proceso de enseñanza y aprendizaje, existen pocos instrumentos para evaluar las habilidades y competencias emocionales, específicamente en los profesores. El objetivo del presente estudio fue realizar un análisis de la estructura interna del Emotional Skills and Competence Questionnaire for Teachers (ESCQ-T) y obtener una versión breve. Participaron en el estudio 1.619 profesores de escuelas portuguesas, divididos en dos muestras (validación y replicación). El análisis se enmarcó en la modelización exploratoria de ecuaciones estructurales. Se obtuvo una versión corta de la ESCQ-T de 15 ítems considerando diversos criterios que tuvo evidencia psicométrica favorable: una equivalencia empírica con la ESCQ-T, una estructura interna bien definida y coeficientes de fiabilidad adecuados, así como evidencias de invarianza de medición entre hombres y mujeres en las dos muestras. Los resultados mostraron que el ESCQ-T15 es válido y fiable. Se concluye que esta versión puede ser una herramienta valiosa para evaluar las habilidades y la competencia emocional de los profesores.

Palabras clave: competencia emocional; inteligencia emocional; habilidades emocionales; profesores; validez de medición.

Abstract:

Numerous studies demonstrate the beneficial effects of emotional intelligence on teachers’ work, and it is, therefore, increasingly becoming an essential skill for teachers. However, although several studies have shown that emotional intelligence positively impacts the teaching and learning process, there are few instruments to assess emotional skills and competence specifically in teachers. The present study aimed to analyse the internal structure of the Emotional Skills and Competence Questionnaire for Teachers (ESCQ-T) and to derive a short version. 1619 teachers from Portuguese schools participated in the study, divided into two samples (validation and replication). The analysis was framed within the framework of exploratory structural equation modelling. A short version of the 15-item ESCQ-T (ESCQ-T15) was obtained considering several criteria with favourable psychometric evidence: empirical equivalence with the ESCQ-T, well-defined internal structure, and adequate reliability coefficients. After consolidating the short version, the invariance between men and women in the two samples was analysed. The results showed that the ESCQ-T15 is valid and reliable. It is concluded that this short version can be a valuable instrument for assessing teachers’ emotional skills and competences.

Keywords: emotional competence; emotional intelligence; emotional abilities; teachers; measurement validity.

Resumo:

Introdução: Diversos estudos comprovam os efeitos benéficos da inteligência emocional no trabalho docente e que esta, cada vez mais, é uma competência essencial aos professores. No entanto, embora diversos estudos demonstrem que a inteligência emocional tem um impacto positivo no processo de ensino e aprendizagem, existem poucos instrumentos para avaliar as capacidades e competência emocional especificamente em professores. O objetivo do presente estudo foi analisar a estrutura interna do Emotional Skills and Competence Questionnaire for Teachers (ESCQ-T), e obter uma versão reduzida deste questionário. Participaram no estudo 1619 professores de escolas portuguesas, divididos em duas amostras (validação e replicação). Na análise estatística foi usada a modelação exploratória de equações estruturais. Foi obtida uma versão curta de 15 itens do ESCQ-T, considerando vários critérios, que apresentou evidências psicométricas favoráveis: equivalência empírica com o ESCQ-T, estrutura interna bem definida e coeficientes de fiabilidade adequados, bem como evidências de invariância de medida entre homens e mulheres nas duas amostras. Os resultados mostraram que o ESCQ-T15 é válido e fiável. Conclui-se que esta versão curta pode ser um instrumento valioso para avaliar as aptidões e competências emocionais dos professores.

Palavras-chave: competência emocional; inteligência emocional; capacidades emocionais; professores; validade de medição.

Recibido: 19/09/2024

Aceptado: 21/04/2025

Introducción

En una sociedad marcada por la globalización de la información y el conocimiento, anticiparse a los cambios en la educación requiere comprender las competencias necesarias que el profesorado debe desarrollar para afrontar las dificultades de los nuevos contextos y asegurar el éxito del proceso de enseñanza y aprendizaje (Valente et al., 2022). De esta forma, la inteligencia emocional (IE) se destaca como una de las competencias esenciales para la actividad docente (Agyapong et al., 2022; Valente & Lourenço, 2020). La IE es una competencia emocional que refiere a las habilidades para percibir, expresar, comprender y gestionar las emociones (Mayer & Salovey, 1997). Esta competencia es un factor protector contra la carga emocional experimentada en determinadas profesiones (Bru-Luna et al., 2021), sobre todo en el contexto educativo, donde se resalta su importancia en los profesores (Peláez-Fernández et al., 2021).

El modelo teórico de Mayer y Salovey (1997) considera la IE como una competencia centrada en el procesamiento de la información emocional que vincula las emociones y el razonamiento. Permite utilizar las emociones para facilitar un razonamiento eficaz y un pensamiento inteligente sobre la vida emocional. Este modelo se compone de cuatro habilidades interconectadas:
i) Percepción, evaluación y expresión emocional: la habilidad para percibir y reconocer conscientemente las emociones e identificar lo que sentimos, sabiendo así percibir, evaluar y expresar las emociones con precisión; ii) Facilitación emocional del pensamiento: la habilidad para producir emociones que faciliten el pensamiento;

iii) Comprensión y análisis de las emociones: la habilidad para integrar lo que sentimos en nuestros pensamientos y saber comprender la capacidad de los cambios emocionales experimentados;

y iv) Gestión y regulación emocional: la habilidad para gestionar y regular eficazmente las emociones, tanto positivas como negativas, en uno mismo y en los demás.

Con base en el modelo de Mayer y Salovey (1997) se desarrollaron diferentes medidas para evaluar la IE. Por ejemplo, el Mayer-Salovey-Caruso Emotional Intelligence Test (MSCEIT; Brackett & Salovey, 2006), el Emotional Skills and Competence Questionnaire (ESCQ; Takšić et al., 2009) y el Wong and Law Emotional Intelligence Scale (WLEIS; Wong & Law, 2002). De ellos se destaca el ESCQ porque ya ha sido validado anteriormente en el contexto portugués entre profesores (Valente et al., 2023).

El ESCQ es una medida de autoinforme que consta de 45 ítems y evalúa tres habilidades emocionales de la IE: percibir y comprender emociones (la habilidad para identificar y discriminar emociones en los propios sentimientos, pensamientos y comportamientos); expresar y etiquetar emociones (la habilidad para expresar adecuadamente los propios estados emocionales y nombrarlos correctamente); y gestionar y regular emociones (la habilidad para reajustar eficazmente las propias emociones para alcanzar un resultado deseado). Este instrumento presenta evidencia psicométrica favorable de diferente índole (contenido, estructural, predictiva, etcétera) y en diferentes contextos culturales (Takšić et al., 2009) y ocupacionales: con alumnos de secundaria (Costa & Faria, 2022; Schoeps et al., 2021), con alumnos de secundaria y universitarios (Faria & Lima-Santos, 2012), con estudiantes de la Facultad de Educación, es decir, futuros profesores (Gabrijelčič et al., 2021), y con profesores de educación básica y secundaria (Valente et al., 2023).

Una medida derivada es el Emotional Skills and Competence Questionnaire for Teachers (ESCQ-T), orientada a los profesores, ya que los ítems se modificaron para reflejar la experiencia en el aula (se habla de aula, alumnos, etcétera). La evidencia psicométrica en Portugal muestra que la estructura factorial del ESCQ-T reproduce las tres dimensiones originales del ESCQ y los distintos indicadores brindaron evidencia psicométrica favorable (Valente et al., 2023). Teniendo en cuenta la realidad emocional de los profesores y la creciente dificultad que tienen estos profesionales para encontrar tiempo para responder a largos cuestionarios, la pregunta de inicio de este estudio fue si un cuestionario más breve tendría buenas propiedades psicométricas para evaluar las capacidades y competencias emocionales de los profesores.

El valor de la IE en la práctica docente

Las exigencias laborales aumentaron en las últimas décadas (Fitzgerald et al., 2019), y eso obliga a los docentes a ajustarse emocionalmente a los diferentes roles que desempeñan y que implican una mayor participación y toma de decisiones inherentes a su práctica docente (Valente et al., 2022), ya que es una actividad profesional marcada por altos niveles de estrés y burnout (Agyapong et al., 2022). Esta situación los hace propensos a desarrollar problemas de salud mental (Fu et al., 2021), lo que afecta su práctica docente (Peláez-Fernández et al., 2021; Wang, 2022) y la gestión de conflictos en las aulas (Valente & Lourenço, 2020). En este contexto, los profesores desarrollan su actividad profesional rodeados de desequilibrios que requieren altas competencias emocionales para su equilibrio personal y el éxito en su práctica profesional (Valente et al., 2022).

Cabe destacar que los profesores son los principales líderes emocionales de los alumnos y su capacidad para percibir, comprender y regular las emociones es el mejor indicador del equilibrio emocional de una clase (Fernández-Berrocal & Extremera Pacheco, 2002), lo que repercute favorablemente en el rendimiento académico de los alumnos (Wang, 2022). Entonces, considerando que la IE de los profesores mejora su salud y bienestar (Kant & Shanker, 2021), facilita las relaciones interpersonales (Gill & Sankulkar, 2017), favorece los enfoques pedagógicos (Lourenço et al., 2024) y promueve mayor compromiso laboral (Fu et al., 2021), es esencial aportar más información relacionada al vínculo de la IE con otros constructos (investigación básica). También realizar intervenciones para promover la salud y el bienestar de los docentes, y un entorno de enseñanza y aprendizaje más positivo y eficaz, que beneficie tanto a ellos como a los alumnos (investigación aplicada). A este respecto, existen diferentes programas de formación en IE y diferentes habilidades de IE desarrolladas en los profesores (Extremera Pacheco et al., 2021; Schoeps et al., 2020). Sin embargo, un aspecto clave para ambos escenarios (investigación básica y aplicada) es contar con instrumentos adecuados, entre los que se destaca el uso de las versiones breves de instrumentos ya consolidados a nivel psicométrico.

Importancia de las versiones breves

Las versiones breves brindan mayor eficiencia a la recogida de datos, que es especialmente valiosa en estudios con muestras grandes y poco tiempo disponible para evaluar, o incluso si se trata de un estudio con múltiples variables (Dominguez-Lara et al., 2023). Por el contrario, al evaluar con escalas largas, los participantes pueden cansarse o desmotivarse, lo que llevaría a respuestas apresuradas y posiblemente imprecisas, que afectarían la calidad de los datos. En este sentido, las escalas breves minimizan este riesgo al aumentar la probabilidad de obtener respuestas más cuidadosas y fiables, ya que son menos intimidatorias, lo que puede aumentar la disposición de los participantes a completar la encuesta. Asimismo, a la hora de evaluar la eficacia de las intervenciones, las escalas breves permiten una evaluación rápida y continua del progreso de los participantes.

Entonces, teniendo en cuenta la importancia de la IE de los profesores y las ventajas de los instrumentos breves, se decidió desarrollar una versión abreviada del ESCQ-T. Así, el presente estudio tuvo como objetivo analizar la estructura interna de la ESCQ-T (Valente et al., 2023) y obtener una versión breve a partir de esta, denominada ESCQ-T15 en lo sucesivo. En cuanto a las hipótesis de investigación, se esperó una estructura interna de tres dimensiones, tanto en la version extensa (hipótesis específica 1.1.) como en la breve (hipótesis específica 1.2.). Luego de ello, se esperó que ambas versiones, extensa y breve, sean empíricamente equivalentes (hipótesis específica 2). Finalmente, con relación a la versión breve, se esperó que la medida sea invariante entre hombres y mujeres (hipótesis específica 3), que no existan diferencias entre las puntuaciones de ambos grupos (hipótesis específica 4) y que la confiabilidad sea aceptable en todos los casos (hipótesis específica 5).

Método

Participantes

El proceso de muestreo fue no probabilístico, por conveniencia. Los profesores fueron reclutados de forma no aleatoria en escuelas públicas portuguesas. Un total de 1.619 profesores (de primaria a secundaria) participaron en este estudio. En la muestra de validación (n = 776), 55,4 % son mujeres y las edades oscilan entre 21 y 67 años (Medad = 50,16; DEedad = 8,78). Respecto de la experiencia profesional: 19,1 % posee menos de diez años de experiencia, 19,3 % de 11 a 20 años, 33,2 % de 21 a 30 años y 28,4 % más de 30 años. En cuanto a las titulaciones académicas: 4 % tiene una titulación de grado, 54,9 %, licenciatura, 13,5 %, posgrado, 25,4 %, máster, y 2,2 %, doctorado.

En la muestra de repetición (n = 843), 61,2 % son mujeres y las edades oscilan entre 21 y 67 años (Medad = 51,07; DEedad = 8,78). Referente a la experiencia profesional: 9,6 % posee menos de diez años, 27 % de 11 a 20 años, 42,7 % de 21 a 30 años y 20,6 % más de 30 años. En cuanto a la formación académica: 2,4 % tiene una titulación de grado, 75,6 %, licenciatura, 20,4 %, máster, y 1,7 %, doctorado.

Instrumentos

Se usó el ESCQ-T (Valente et al., 2023) con 45 ítems en un formato de respuesta tipo Likert, que va de 1 (nunca) a 5 (siempre). El ESCQ-T es una medida de autoinforme de la IE de los profesores, distribuida en tres dimensiones: percibir y comprender las emociones (PCE; 15 ítems; por ejemplo, “puedo ver fácilmente los cambios de humor de mis alumnos”), expresar y etiquetar las emociones (EEE; 14 ítems; por ejemplo, “expreso bien mis emociones durante las clases”), y gestionar y regular las emociones (GRE; 16 ítems; por ejemplo, “puedo mantenerme de buen humor, incluso cuando ocurre algo desagradable durante la clase”).

También se administró un cuestionario sociodemográfico para recoger información que permitiera caracterizar la muestra en términos de edad, género, experiencia profesional y formación académica.

Procedimiento

Todos los procedimientos aplicados se ajustaron a las normas éticas del comité nacional de investigación y fueron aprobados por los directores de los centros escolares y los profesores participantes. Este estudio se llevó a cabo de acuerdo con la Declaración de Helsinki (Asociación Médica Mundial, 2013). Los datos fueron recogidos por los investigadores y antes de recogerlos, lo que ocurrió en un único momento, en cada escuela, se informó a los profesores participantes sobre el propósito del estudio y se garantizaron los procedimientos éticos, a saber, el anonimato, la confidencialidad de las respuestas y la participación voluntaria. La aplicación se realizó de manera colectiva, mediante papel, en grupos de 15 a 20 profesores por escuela. Aunque el muestreo fue no probabilístico y por conveniencia, se adoptaron procedimientos para garantizar una representatividad equilibrada entre las muestras de validación y de replicación, con base en criterios como la distribución geográfica (incluyendo escuelas de diferentes regiones de Portugal) y la diversidad de niveles educativos (1º ciclo, 2º ciclo, 3º ciclo y enseñanza secundaria). El reclutamiento tuvo lugar en contextos escolares similares, garantizando la diversidad en términos de género, edad, años de experiencia profesional y cualificaciones académicas, con el fin de maximizar la comparabilidad entre las muestras. El criterio de inclusión en este estudio fue que los profesores participantes trabajen en escuelas públicas.

Análisis de datos

Antes de analizar las evidencias de validez con relación a la estructura interna de la versión extensa, que sirvió de base para la versión breve, se ejecutó un análisis descriptivo preliminar de los ítems. La normalidad univariada se valoró según la asimetría (< 2) y curtosis (< 7), mientras que la normalidad multivariada se analizó mediante el coeficiente G2 (< 70).

En cuanto a los modelos de medición, se evaluó el modelo de tres factores oblicuos de 45 ítems (versión original) y el ESCQ-T15 de 15 ítems (versión breve). En cuanto a la configuración del ESCQ-T15, en primer lugar, se consideraron los cinco ítems con las cargas factoriales más altas en cada factor (Valente et al., 2023) para elevar la presentación empírica del constructo. En segundo lugar, se analizó la correlación entre ítems de cada dimensión para descartar redundancia, ya que magnitudes mayores que .85 indican multicolinealidad. En tercer lugar, se analizó la estructura interna mediante un exploratory structural equation modeling (ESEM) con ambas muestras para consolidar los constructos. Finalmente, se analizó si ambas versiones (extensa y breve) son equivalentes, y para ello se empleó un análisis correlacional corregido, debido a que las versiones extensa y breve comparten ítems y se consideraron aceptables las correlaciones por encima de .70.

El análisis se enmarcó en el ESEM (Asparouhov & Muthén, 2009) con el weighted least squares mean-variance adjusted (WLSMV) para las muestras de validación (n = 776) y replicación (n = 843), con rotación target oblicua (ε = .5; Asparouhov & Muthén, 2009), es decir, que se estimaron libremente las cargas factoriales pertenecientes al factor principal, mientras que las cargas factoriales secundarias se especificaron como próximas a cero (~0).

Los modelos de medición se evaluaron en la muestra de validación y replicación. La pertinencia de los modelos se evaluó considerando índices de ajuste como el comparative fit index (CFI; > .90), la root mean square error of approximation (RMSEA; < .08) y la weighted root mean square residual (WRMR; £ 1.00). Para el caso de la versión breve, se valoró la magnitud de las cargas factoriales (> .50) y, adicionalmente, considerando el enfoque principal (ESEM), se analizó si las cargas secundarias impactan sobre la estructura interna de la escala. En ese sentido, se estimó el índice de simplicidad factorial (ISF) que informa si el ítem recibe influencia predominante de uno o más factores, y magnitudes mayores de .70 indican que un ítem recibe influencia mayoritaria de un solo factor. Del mismo modo, las correlaciones interfactoriales se consideraron como significativas por encima de .20.

Luego de consolidar la ESCQ-T15, se analizó la invarianza entre hombres y mujeres en las dos muestras (validación y replicación). Entonces se incorporaron gradualmente algunas restricciones a fin de comprobar la invarianza configural, invarianza débil, invarianza fuerte e invarianza estricta. Así, se evidencia un grado aceptable de invarianza según la variabilidad de los índices de ajuste (ΔCFI > -.01; ΔRMSEA < .015). Posteriormente, las diferencias entre hombres y mujeres en cada dimensión se analizaron mediante un enfoque de magnitud del efecto y se consideró como significativa una d de Cohen mayor que .41. Por último, la fiabilidad se estimó a nivel de puntuaciones (α > .70) y de constructo (ω > .80).

En cuanto al soporte informático, el análisis factorial y de fiabilidad se ejecutó con el programa Mplus versión 7 (Muthén & Muthén, 1998-2015), mientras que las correlaciones se calcularon con el programa SPSS versión 29.

Resultados

El análisis preliminar indica que la normalidad multivariada no recibió respaldo en la muestra de validación (G2 = 560.162) ni en la de replicación (G2 = 555.447). Sin embargo, los ítems presentan magnitudes aceptables de asimetría y curtosis (Apéndice A, Tabla A1).

En cuanto a los ítems seleccionados para el ESCQ-T15, se observó que presentan un grado aceptable de asociación dentro de cada factor, tanto la muestra de validación (EEE: rpromedio = .303; PCE: rpromedio = .564; GRE: rpromedio = .241) como de replicación (EEE: rpromedio = .346; PCE: rpromedio = .547; GRE: rpromedio = .278), lo que indica la ausencia de redundancia. Por otro lado, en cuanto al análisis estructural preliminar de la versión extensa, los índices de ajuste fueron aceptables en hombres y mujeres en ambas muestras (Tabla 1).

Tabla 1: Análisis ESEM en hombres y mujeres

En cuanto al análisis ESEM, el ESCQ-T15 evidenció buenos índices de ajuste en hombres y mujeres, tanto en la muestra de validación como en la de replicación (Tabla 1). De forma específica, también se observan cargas factoriales aceptables en todos los ítems (versión breve) así como un grado aceptable de complejidad factorial y correlaciones interfactoriales significativas entre dimensiones en todos los grupos (Apéndice B, Tabla B1). Estos resultados apoyan empíricamente las hipótesis específicas 1.1. y 1.2.

Asimismo, en lo que respecta a la equivalencia entre la versión extensa y la breve (según muestra y sexo), la mayoría de las dimensiones es equivalente entre versiones en las dos muestras estudiadas según el coeficiente de correlación corregido (> .70; Tabla 2), ya que solo la dimensión GRE de la muestra de validación está ligeramente por debajo del límite establecido en tres comparaciones. En general, la hipótesis específica 2 recibió respaldo.

Tabla 2: Reporte de fiabilidad y equivalencia entre versiones

Nota:F1: Expresar y etiquetar las emociones; F2: Percibir y comprender las emociones;
F3: Gestionar y regular las emociones; M1: Muestra de validación; M2: Muestra de replicación;
H: Hombres; M: Mujeres; DT: Desviación típica; r: Coeficiente de correlación.

Asimismo, el ESCQ-T15 evidencia un grado aceptable de invarianza de medición entre hombres y mujeres tanto en la muestra de validación como en la de replicación (Tabla 3), y no existen diferencias significativas en las dimensiones de la IE entre hombres y mujeres en las dos muestras (Tabla 4), lo que apoya empíricamente las hipótesis específicas 3 y 4, respectivamente. Entonces, los análisis posteriores se condujeron sin distinción de sexo ni tipo de muestra.

Tabla 3: Invarianza de medición de la versión breve

Tabla 4: Diferencias entre hombres y mujeres

Nota: F1: Expresar y etiquetar las emociones; F2: Percibir y comprender las emociones;
F3: Gestionar y regular las emociones; M: Media; DE: Desviación estándar; d: d de Cohen.

De este modo, con la muestra total (n = 1.619) se encontraron índices de ajuste excelentes (CFI = .989; RMSEA = .050, IC 90% .044, .055; WRMR = 0.016), así como cargas factoriales aceptables en todos los casos y asociaciones significativas (> .20) entre dimensiones (Tabla 5).

Tabla 5: Análisis ESEM con la muestra completa

Nota: F1: Expresar y etiquetar las emociones; F2: Percibir y comprender las emociones;
F3: Gestionar y regular las emociones; ISF: Índice de simplicidad factorial.

En cuanto al reporte de la fiabilidad del ESCQ-T15, es aceptable a nivel de puntuaciones para el caso de EEE (α = .700) y PCE (α = .858), aunque para GRE está por debajo de lo esperado (α = .634). Sin embargo, la fiabilidad del constructo es adecuada en las tres dimensiones: EEE (ω = .791), PCE (ω = .899) y GRE (ω = .709). Estos resultados soportan empíricamente la hipótesis específica 5.

Discusión

El objetivo del presente estudio fue realizar un análisis de la estructura interna del ESCQ-T y obtener una versión breve (ESCQ-T15). Los resultados confirman la estructura interna de los tres factores correlacionados inicialmente propuesta del ESCQ-T15, lo que significa que la dimensionalidad de esta versión corta conserva un buen poder discriminatorio, además de que es empíricamente equivalente a la versión extensa (ESCQ-T). Esto indica que la reducción de ítems no impactó de forma significativa sobre la evaluación del constructo, es decir, que la varianza explicada por los ítems que configuran la versión breve es equivalente a la explicada por la versión extensa.

Con relación a la dimensión EEE, los ítems que componen la versión abreviada reflejan en mayor medida el constructo, dado que si bien los otros ítems presentan un componente de reconocimiento, en algunos casos el contenido de los ítems eliminados se enfocaba en otros actores del ámbito educativo (ítem 29: “Los alumnos siempre son capaces de describir mi estado de humor”) o era tangencial al núcleo del constructo (ítem 8: “Consigo cautivar fácilmente a mis alumnos”). En cuanto a la dimensión PCE, el panorama es similar, ya que todos los ítems conservados en la versión abreviada se centran en el reconocimiento de una amplia gama de emociones en los alumnos, mientras que los ítems que fueron eliminados se enfocaban en brindar apoyo (ítem 3: “Cuando encuentro a un alumno, me doy cuenta inmediatamente de su estado de ánimo”; ítem 15: “Consigo animar fácilmente a un alumno cuando está triste”) o realizar interacciones positivas (ítem 44: “Sé sorprender gratamente a mis alumnos”).

Por último, en cuanto a la dimensión GRE, los ítems de la versión corta se enfocan en el manejo de situaciones cotidianas en el aula usando como recurso las emociones positivas, mientras que los ítems que no forman parte de esta versión mencionaban a otras personas, tanto en lo que respecta a las actividades (ítem 10: “Cuando un alumno me elogia, trabajo con más entusiasmo”) como a la gestión emocional (ítem 31: “Puedo persuadir fácilmente a un alumno de que no hay nada de qué preocuparse”). Es así que, desde un punto de vista de contenido, los ítems que componen cada dimensión de la versión breve reflejan de forma más precisa cada constructo, mientras que los otros reactivos, si bien valoran de forma significativa el contenido del constructo, parecen no ser tan relevantes.

Además, se confirma que, incluso en una muestra diferente de la utilizada como base para construir el instrumento, los ítems reflejan eficazmente la experiencia emocional, tanto en hombres como en mujeres. Entonces, esta estructura tiene valores similares a los encontrados en la versión original (Takšić et al., 2009) y en estudios posteriores (por ejemplo, Costa & Faria, 2022; Schoeps et al., 2021), lo que apoya la validez estructural de esta versión breve.

Las correlaciones entre las tres dimensiones también fueron significativas. Esto pone de relieve que no son independientes entre sí y que convergen en la evaluación del constructo IE, lo que confirma que una gestión emocional adecuada requiere una buena comprensión emocional, que a su vez necesita de una percepción emocional adecuada.

Cabe destacar que se llevó a cabo un análisis de la invarianza de la medición entre hombres y mujeres, y se constató que ambos grupos entienden de la misma forma el constructo y no presentan diferencias en cuanto a sus puntuaciones como sucede en otros estudios con el ESCQ (por ejemplo, Gabrijelčič et al., 2021; Schoeps et al., 2021). El análisis en hombres y mujeres por separado brinda una perspectiva más amplia de los resultados, ya que normalmente se analizan estos grupos de forma conjunta cuando es probable que existan algunas características diferentes en cuanto a las vivencias emocionales.

Las dimensiones muestran una consistencia interna adecuada en términos de puntuaciones (α > .70) y constructo (ω > .70), próximos a los valores obtenidos en estudios anteriores con versiones extensivas (por ejemplo, Costa & Faria, 2022; Valente et al., 2023). Los valores encontrados sugieren que los ítems son coherentes con las dimensiones a las que pertenecen. Sin embargo, dentro de cada dimensión existen algunas diferencias en las cargas factoriales, lo que indica que los ítems no representan homogéneamente el constructo evaluado, es decir, que algunos ítems son mejores que otros para evaluar el constructo, con posibles implicaciones para la estimación de la fiabilidad.

En cuanto a las fortalezas del estudio, debe destacarse el uso de un tamaño muestral elevado (n > 1000) y dos muestras, de validación y de replicación. Esto brinda mayor solidez a los hallazgos, ya que en ocasiones el uso de una sola muestra podría sesgar los resultados hacia algunas características específicas del grupo. Sin embargo, el uso de más de una muestra consolida los hallazgos de la primera y esto ofrece un panorama de replicabilidad (Centeno-Leyva & Dominguez-Lara, 2020).

Entre las limitaciones se destaca, en primer lugar, que este estudio se basa en procedimientos de muestreo no probabilístico utilizando una muestra de conveniencia y que solo se llevó a cabo en escuelas públicas, lo que limitaría su uso y aplicaciones en escuelas privadas que, en ocasiones, presentan diferencias estructurales. En segundo lugar, la subrepresentación del constructo en una versión breve es una limitación inherente, dado que la estructura final de un instrumento es en general un muestreo significativo de las conductas que operacionalizan el constructo. Pero, como se indicó en la sección introductoria, el uso de una versión breve no es generalizado y se recomienda solo cuando se tiene poco tiempo para evaluar o se debe considerar una elevada cantidad de variables. En ausencia de estas limitaciones siempre será recomendable la versión extensa.

En cuanto a las implicaciones de este estudio, es importante destacar que el ESCQ-T15 es un instrumento que permite evaluar la IE de los docentes con evidencia de la validez de la estructura interna. Del mismo modo, es importante señalar que también es una buena herramienta para evaluar los programas de intervención centrados en la IE de los profesores, ya que se trata de un cuestionario breve que facilita la recogida de datos.

Se concluye que el ESCQ-T15 demuestra buenas propiedades psicométricas (estructura interna, invarianza de medición y fiabilidad) para evaluar la percepción de las habilidades y la competencia emocional de los profesores. Sin embargo, es recomendable implementar otras estrategias de validez, como la asociación con otras variables similares (por ejemplo, otras medidas de IE) o teóricamente afines (por ejemplo, autoeficacia docente) e incluir otras evidencias de invarianza de medición que por motivos de espacio no se pudieron abordar en este manuscrito (por ejemplo, edad o experiencia laboral), así como analizar el comportamiento longitudinal de la escala breve. También se sugieren estudios de medidas repetidas para evaluar la estabilidad del constructo.

Referencias

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Asparouhov, T., & Muthén, B. (2009). Exploratory Structural Equation Modeling. Structural Equation Modeling: A Multidisciplinary Journal, 16(3), 397-438. https://doi.org/10.1080/10705510903008204

Brackett, M. A., & Salovey, P. (2006). Measuring emotional intelligence with the Mayer-Salovery-Caruso emotional intelligence test (MSCEIT). Psicothema, 18, 34-41.

Bru-Luna, L. M., Martí-Vilar, M., Merino-Soto, C., & Cervera-Santiago, J. L. (2021). Emotional intelligence measures: a systematic review. Healthcare, 9(12). https://doi.org/10.3390/healthcare9121696

Centeno-Leyva, S., & Dominguez-Lara, S. (2020). La replicabilidad en la investigación psicológica: una reflexión. Interacciones, 6(3). https://doi.org/10.24016/2020.v6n3.172

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Disponibilidad de datos: El conjunto de datos que apoya los resultados de este estudio no se encuentra disponible.

Financiamiento: Este estudio no recibió ninguna financiación externa ni apoyo financiero.

Conflicto de interés: Los autores declaran no tener ningún conflicto de interés.

Cómo citar: Valente, S. N., Dominguez-Lara, S., Lourenço A. A., Amaro, P., & Almeida, L. S. (2025). Versión corta del cuestionario de habilidades y competencia emocional para profesores. Ciencias Psicológicas, 19(1), e-4267. https://doi.org/10.22235/cp.v19i1.4267

Contribución de los autores (Taxonomía CRediT): 1. Conceptualización; 2. Curación de datos; 3. Análisis formal; 4. Adquisición de fondos; 5. Investigación; 6. Metodología; 7. Administración de proyecto; 8. Recursos; 9. Software; 10. Supervisión; 11. Validación; 12. Visualización; 13. Redacción: borrador original; 14. Redacción: revisión y edición.

S. N. V. ha contribuido en 1, 2, 3, 5, 6, 13; S. D. L. en 1, 2, 3, 5, 6, 9, 13; A. A. L. en 1, 2, 3, 5, 6, 8, 9, 13; P. A. en 3, 5, 13, 14; L. S. A. en 10, 11, 12, 14.

Editora científica responsable: Dra. Cecilia Cracco.

Apéndice A

Tabla A1: Análisis descriptivo de los ítems

Nota: F1: Expresar y etiquetar las emociones; F2: Percibir y comprender las emociones;
F3: Gestionar y regular las emociones.

Apéndice B

Tabla B1: Parámetros factoriales de la versión breve en hombres y mujeres

Nota: F1: Expresar y etiquetar las emociones; F2: Percibir y comprender las emociones;
F3: Gestionar y regular las emociones; ISF: Índice de simplicidad factorial.

Ciencias Psicológicas, 19(1)

enero-junio 2025

10.22235/cp.v19i1.4267

Original articles

Brief version of the emotional competence and abilities questionnaire
for teachers

Versión corta del cuestionario de habilidades y competencia emocional
para profesores

Versão curta do questionário de capacidades e competência emocional
para professores

Sabina N. Valente¹, ORCID 0000-0003-2314-3744

Sergio Dominguez-Lara², ORCID 0000-0002-2083-4278

Abílio A. Lourenço³, ORCID 0000-0001-6920-0412

Pedro Amaro⁴,ORCID 0000-0002-0342-8892

Leandro S. Almeida⁵, ORCID 0000-0002-0651-7014

¹Instituto Politécnico de Porto Alegre, Brasil, [email protected]

² Universidad de San Martín de Porres

³ Universidad de Minho

⁴Instituto Politécnico de Porto Alegre

⁵ Universidad de Minho

Abstract:

Keywords: emotional competence; emotional intelligence; emotional abilities; teachers; measurement validity.

Resumen:

Palabras clave: competencia emocional; inteligencia emocional; habilidades emocionales; profesores; validez de medición.

Resumo:

Palavras-chave: competência emocional; inteligência emocional; capacidades emocionais; professores; validade de medição.

Recibido: 19/09/2024

Aceptado: 21/04/2025

Introduction

In a society marked by the globalisation of information and knowledge, anticipating changes in education requires an understanding of the necessary competences that teachers need to develop to face the challenges of new contexts and ensure the success of the teaching and learning process (Valente et al., 2022). Therefore, emotional intelligence (EI) stands out as one of the essential competencies for teaching (Agyapong et al., 2022; Valente & Lourenço, 2020). EI is an emotional competence that refers to the ability to perceive, express, understand and manage emotions (Mayer & Salovey, 1997). This skill is a protective factor against the emotional burden felt in certain professions (Bru-Luna et al., 2021), especially in the educational context, where its importance is recognised on teachers (Peláez-Fernández et al., 2021).

Mayer and Salovey’s (1997) theoretical model views EI as an emotional information processing competence that links emotions and rationale. It enables the use of emotions to facilitate effective reasoning and intelligent thinking about emotional life. This model is composed of four interconnected abilities: i) Emotional perception, evaluation and expression: the ability to consciously perceive and recognise emotions and identify what we feel, thus knowing how to perceive, evaluate and express emotions accurately; ii) Emotional facilitation of thought: the ability to produce emotions that facilitate thinking; iii) Emotional understanding and analysis: the ability to integrate what we feel into our thoughts and to understand the capacity of the emotional changes experienced; and iv) Emotional management and regulation: the ability to effectively manage and regulate emotions, both positive and negative, in oneself and others. Based on Mayer and Salovey’s (1997) model, different measures were developed to assess EI. For example, the Mayer-Salovey-Caruso Emotional Intelligence Test (MSCEIT; Brackett & Salovey, 2006), the Emotional Skills and Competence Questionnaire (ESCQ; Takšić et al., 2009) and the Wong and Law Emotional Intelligence Scale (WLEIS; Wong & Law, 2002). Of these, the ESCQ stands out (Takšić et al., 2009) due to the fact that it was previously validated in the Portuguese context with teachers (Valente et al., 2023).

The ESCQ is a 45-item self-report measure that assesses three emotional EI abilities: perceive and understand emotions (assesses the ability to identify and discriminate emotions in one’s feelings, thoughts and behaviours); express and label emotions (measures the ability to express one’s emotional states and name them correctly appropriately); and manage and regulate emotions (refers to the ability to effectively readjust one’s emotions to achieve a desired outcome). This instrument presents favourable psychometric evidence of different types (content, structural, predictive, etc.) and in different cultural contexts (Takšić et al., 2009) and occupational: with secondary school students (Costa & Faria, 2022; Schoeps et al., 2021); with secondary and university students (Faria & Lima-Santos, 2012); with students from the Education Faculty, i.e. future teachers (Gabrijelčič et al., 2021); and with elementary and secondary school teachers (Valente et al., 2023).

One derived measure is the Emotional Skills and Competence Questionnaire for Teachers (ESCQ-T), oriented to teachers, since the items were modified to reflect the classroom experience (it talks about the classroom, students, etc.). Psychometric evidence in Portugal shows that the ESCQ-T factorial structure reproduces the three original dimensions of the ESCQ, and the different indicators provided favorable psychometric evidence (Valente et al., 2023). Considering the teachers’ emotional reality and the increasing difficulty these professionals have in finding time to answer long questionnaires, the initial question of this study was whether a shorter questionnaire would have good psychometric properties for assessing teachers' emotional capacities and competencies.

The role of emotional intelligence in teaching practice

Labor demands have increased in recent decades (Fitzgerald et al., 2019), and this forces teachers to adjust emotionally to the different roles they play that involve greater participation and decision-making inherent in their teaching practice (Valente et al., 2022), as being a teacher is a professional activity marked by high levels of stress and burnout (Agyapong et al., 2022). This situation makes them prone to developing mental health problems (Fu et al., 2021) which affects their teaching practice (Peláez-Fernández et al., 2021; Wang, 2022), and the classroom conflict management (Valente & Lourenço, 2020). In this context, teachers develop their professional activity surrounded by disorders requiring high emotional competencies for personal well-being and success in their professional practice (Valente et al., 2022).

It should be noted that teachers are the main emotional leaders of students, and their ability to perceive, understand and regulate emotions is the best indicator of the emotional balance of a classroom (Fernández-Berrocal & Extremera, 2002), which has a positive impact on students’ academic performance (Wang, 2022). So, considering that teachers’ EI improves their health and well-being (Kant & Shanker, 2021), facilitates interpersonal relationships (Gill & Sankulkar, 2017), favours pedagogic approaches (Lourenço et al., 2024) and promotes greater work engagement (Fu et al., 2021), It is essential to provide more information related to the link between EI and other constructs (basic research), as well as interventions to promote teachers’ health and well-being and also a more positive and effective teaching and learning environment, which benefits both teachers and students (applied research). In this respect, there are different EI training programmes and different EI abilities developed in teachers (Pacheco et al., 2021; Schoeps et al., 2020). However, a key aspect for both scenarios (basic and applied research) is to have adequate instruments, where the use of short versions of instruments already consolidated at the psychometric level stands out.

Importance of short versions

Short versions provide greater efficiency in data collection, which is especially valuable in studies with large samples and little time available for evaluation, or even if it is a study with multiple variables (Dominguez-Lara et al., 2023). In contrast, when assessing with long scales, participants may become tired or demotivated, leading to rushed and possibly inaccurate responses, affecting the data quality. In this sense, short scales minimise this risk by increasing the likelihood of obtaining more careful and reliable responses, as short scales are less intimidating, which may increase participants’ willingness to complete the survey. In addition, when assessing the effectiveness of interventions, short scales allow for a rapid and continuous assessment of participants’ progress.

Therefore, considering the importance of teachers’ EI and the advantages of short instruments, it was decided to develop an abbreviated version of the ESCQ-T. Thus, this study aimed to carry out an analysis of the ESCQ-T internal structure (Valente et al., 2023) and derive a short version from this, called ESCQ-T15. With regard to the research hypotheses, a three-dimensional internal structure was expected, both in the extended version (specific hypothesis 1.1.) and in the short version (specific hypothesis 1.2). After that, both long and short versions were expected to be empirically equivalent (specific hypothesis 2). Finally, about the brief version, it was expected that the measure would be invariant between men and women (specific hypothesis 3), that there would be no differences between the scores of the two groups (specific hypothesis 4), and that reliability would be acceptable in all cases (specific hypothesis 5).

Method

Participants

The sampling process was non-probabilistic, by convenience. The teachers were recruited non-randomly from Portuguese public schools. 1619 teachers (primary to secondary) participated in this study. In the validation sample (n = 776), 55.4% are female the age range is between 21 and 67 years (Mage = 50.16; SDage = 8.78). Regarding professional experience: 19.1% has less than 10 years of experience, 19.3% between 11 and 20 years, 33.2% between 21 and 30 years and 28.4% more than 30 years. Regarding academic qualifications: 4% have a bachelor’s degree, 54.9% a degree, 13.5% a postgraduate degree, 25.4% a master’s degree and 2.2% a doctorate. In the repetition sample (n = 843), 61.2% are women, and the age range is between 21 and 67 years (Mage = 51.07; SDage = 8.78). Regarding professional experience: 9.6% have less than 10 years, 27% 11 to 20 years, 42.7% 21 to 30 years, and 20.6% more than 30 years. Regarding academic qualifications: 2.4% have a bachelor’s degree, 75.6% a degree, 20.4% a master’s degree and 1.7% a doctorate.

Instruments

The Emotional Skills and Competence Questionnaire for Teachers (ESCQ-T; Valente et al., 2023) was used, with 45 items in a Likert-type response format, ranging from 1 (never) to 5 (always). The ESCQ-T is a self-report measure of teachers’ EI, distributed across three dimensions: perceive and understand emotions (PUE; 15 items; e.g., “I can easily see the mood swings in my students”), express and label emotions (ELE; 14 items; e.g., “I express my emotions well during classes”), and manage and regulate emotions (MRE; 16 items; e.g., “I can keep in a good mood, even when something unpleasant happens during class”).

A socio-demographic questionnaire was also administered to collect information to characterise the sample regarding age, gender, professional experience and academic background.

Procedures

All procedures followed were in accordance with the ethical standards of the national research committee and were approved by the school directors and the participating teachers. This study was conducted by the Declaration of Helsinki (World Medical Association, 2013). The data were collected by the researchers, and before data collection, which took place at a single point in time in each school, the participating teachers were informed about the study aim and the ethical procedures, i.e., anonymity, confidentiality of responses and voluntary participation, were guaranteed. The application was done collectively, on paper, in groups of 15-20 teachers per school. Although sampling was non-probabilistic and by convenience, procedures were adopted to ensure a balanced representativeness between validation and replication samples, based on criteria such as geographical distribution (including schools from different regions of Portugal) and diversity of educational levels (1st cycle, 2nd cycle, 3rd cycle and secondary education). Recruitment took place in similar school contexts, ensuring diversity in terms of gender, age, years of professional experience and academic qualifications to maximise comparability between samples. The inclusion criterion for this study was that the participating teachers worked in public schools.

Data Analysis

A preliminary descriptive analysis of the items was carried out before analysing the validity evidence in relation to the internal structure of the long version, which served as the basis for the short version. Univariate normality was assessed by skewness (< 2) and kurtosis (< 7), while multivariate normality was analysed by the G2 coefficient (< 70).

As for the measurement models, the 45-item oblique three-factor model (original version) and the 15-item ESCQ-T15 (short version) were evaluated. Regarding the configuration of the ESCQ-T15, we first considered the five items with the highest factor loadings on each factor (Valente et al., 2023) to raise the empirical presentation of the construct. Secondly, the correlation between items in each dimension was analysed to rule out redundancy, as magnitudes greater than .85 indicate multicollinearity. Thirdly, the internal structure was analysed using an exploratory structural equation modeling (ESEM) with both samples to consolidate the constructs. Finally, it was analysed whether both versions (long and short) are equivalent, and for this purpose, a corrected correlational analysis was used because the long and short versions share items and correlations above .70 were considered acceptable.

The analysis was framed within the ESEM (Asparouhov & Muthén, 2009) with the weighted least squares mean-variance adjusted (WLSMV) for the validation (n = 776) and replication (n = 843) samples, with oblique target rotation (ε = .5; Asparouhov & Muthén, 2009), i.e., factor loadings belonging to the main factor were freely estimated, while secondary factor loadings were specified as close to zero (~0).

The measurement models were evaluated in the validation and replication samples. The relevance of the models was assessed by considering fit indices such as the comparative fit index (CFI; > .90), the root mean square error of approximation (RMSEA; < .08), and the weighted root mean square residual (WRMR; £ 1.00). In the case of the short version, we assessed the magnitude of the factor loadings (> .50) and, additionally, considering the main focus (ESEM), we analysed whether the secondary loadings impact the internal structure of the scale. In this sense, the factorial simplicity index (FSI) was estimated, which reports whether the item is predominantly influenced by one or more factors, and magnitudes greater than .70 indicate that an item is predominantly influenced by a single factor. Similarly, interfactor correlations were considered significant above .20.

After the consolidation of the ESCQ-T15, the invariance between men and women in the two samples was analysed (validation and replication). Then, some constraints were gradually incorporated to test for configural invariance, weak invariance, strong invariance and strict invariance. Thus, an acceptable degree of invariance is evident according to the variability of the fit indices (ΔCFI > -.01; ΔRMSEA < .015). Subsequently, differences between males and females on each dimension were analysed using a magnitude of effect approach, and a Cohen’s d greater than .41 was considered significant. Finally, reliability was estimated at the level of scores (α > .70) and the construct (ω > .80).

As for the software support, the factor and reliability analyses were carried out with the Mplus version 7 programme (Muthén & Muthén, 1998-2015), while correlations were calculated using SPSS version 29.

Results

Preliminary analysis indicates that multivariate normality was not supported in the validation sample (G2 = 560.162) nor the replication (G2 = 555.447). However, the items show acceptable magnitudes of skewness and kurtosis (Appendix A, Table A1).

Regarding the items selected for the ESCQ-T15, it was observed that they present an acceptable degree of association within each factor in both the validation sample and the validation sample (ELE: raverage = .303; PUE: raverage = .564; MRE: raverage = .241) as well as replication (ELE: raverage = .346; PUE: raverage = .547; MRE: raverage = .278), indicating a lack of redundancy. On the other hand, as for the preliminary structural analysis of the extended version, the fit indices were acceptable for males and females in both samples (Table 1).

Table 1: ESEM analysis in men and women

Regarding the ESEM analysis, the ESCQ-T15 showed good fit indices for both men and women in the validation and replication samples (Table 1). Specifically, acceptable factor loadings are also observed for all items (short version) and an acceptable degree of factor complexity and significant interfactor correlations between dimensions in all groups (Appendix B, Table B1). These results empirically support specific hypotheses 1.1 and 1.2.

Likewise, regarding the equivalence between the long and short version (according to sample and gender), most dimensions are equivalent between versions in the two samples studied according to the corrected correlation coefficient (> .70; Table 2), as only the MRE dimension in the validation sample is slightly below the established limit in three comparisons. Overall, specific hypothesis 2 was supported.

Table 2: Reliability and version equivalence report

Note: F1: Express and label emotions; F2: Perceive and understand emotions; F3: Manage and regulate emotions; VS1: Validation sample; RS2: Replication sample; M: Men; W: Women;
SD: Standard deviation; r: Correlation coefficient.

Thus, the ESCQ-T15 shows an acceptable degree of measurement invariance between men and women in both the validation and replication samples (Table 3), and there are no significant differences in EI dimensions between men and women in the two samples (Table 4), which empirically supports specific hypotheses 3 and 4, respectively. Subsequent analyses were then conducted without distinction of gender or sample type.

Table 3: Short version measurement invariance

Table 4: Differences between men and women

Note: F1: Express and label emotions; F2: Perceive and understand emotions;
F3: Manage and regulate emotions; M: Mean; SD: Standard deviation; d: Cohen’s d.

Thus, excellent fit indices were found for the total sample (n = 1619; CFI = .989; RMSEA = .050, IC 90% .044, .055; WRMR = 0.016), as well as acceptable factor loadings in all cases and significant associations (> .20) between dimensions (Table 5).

Table 5: ESEM analysis with full sample

Note: F1: Express and label emotions; F2: Perceive and understand emotions;
F3: Manage and regulate emotions; FSI: Factorial simplicity index.

As for the reported ESCQ-T15 reliability, it is acceptable at the level of scores for ELE (α = .700) and PUE (α = .858), although for MRE it is below the expected (α = .634). However, construct reliability is adequate on all three dimensions: ELE (ω = .791), PUE (ω = .899) and MRE (ω = .709). These results empirically support specific hypothesis 5.

Discussion

The present study aimed to carry out an analysis of the ESCQ-T internal structure and to obtain a brief version (ESCQ-T15). The results confirm the initially proposed internal structure of the three correlated factors of the ESCQ-T15, which means that the dimensionality of this short version retains good discriminatory power and is empirically equivalent to the long version (ESCQ-T). This indicates that the reduction of items did not significantly impact the construct assessment, i.e., the variance explained by the items that make up the short version is equivalent to the variance explained by the long version.

With regard to the ELE dimension, the items that make up the shortened version reflect the construct to a greater extent, given that, although the other items have a recognition component, in some cases the content of the deleted items focused on other actors in the educational environment (item 29: “Students are always able to describe my mood”) or is tangential to the core of the construct (item 8: “I manage to captivate my students easily”). For the dimension PUE the scenario is similar, as all items retained in the shortened version focus on recognising a wide range of emotions in students, while the items that were removed focused on providing support (item 3: “When I meet a student, I immediately notice his/her mood”; item 15: “I can easily cheer up a student when he/she is sad”) or making positive interactions (item 44: “I know how to pleasantly surprise my students”). Finally, with regard to the MRE dimension, the items in the short version focus on handling everyday situations in the classroom using positive emotions as a resource, while the items that are not part of this version mentioned other people both in terms of activities (item 10: “When a student praises me, I work with more enthusiasm”) and emotional management (item 31: “I can easily persuade a student that there is nothing to worry about”). Thus, from a content point of view, the items that make up each dimension of the brief version more accurately reflect each construct, while the other items, while significantly assessing the construct content, do not seem as relevant.

Furthermore, it confirms that, even in a different sample from the one used as a basis for constructing the instrument, the items effectively reflect the emotional experience of both men and women. So, this structure has similar values to those found in the original version (Takšić et al., 2009) and in subsequent studies (e.g., Costa & Faria, 2022; Schoeps et al., 2021), thus supporting the structural validity of this short version.

The correlations between the three dimensions were also significant, highlighting that they are not independent of each other and that they converge in the assessment of the EI construct, confirming that adequate emotional management requires good emotional understanding, which in turn requires adequate emotional perception.

Importantly, an analysis of measurement invariance between men and women was carried out, and it was found that both groups have the same understanding of the construct and no differences in their scores, unlike in other studies with the ESCQ (e.g., Gabrijelčič et al., 2021; Schoeps et al., 2021). Analysing men and women separately provides a broader perspective on the results, as these groups are usually analysed together when there are likely to be some different characteristics in terms of emotional experiences.

The dimensions show adequate internal consistency in score terms (α > .70) and construct (ω > .70), close to the values obtained in previous studies with extensive versions (e.g., Costa & Faria, 2022; Valente et al., 2023). The values found suggest that the items are consistent with the dimensions to which they belong. However, within each dimension, there are some differences in factor loadings, indicating that the items do not homogeneously represent the assessed construct, i.e., that some items are better than others at assessing the construct, with possible implications for reliability estimation.

In terms of the study’s strengths, the use of a large sample size should be highlighted (n > 1000) and two samples, validation and replication. This provides greater robustness to the findings, as sometimes the use of a single sample may bias the results towards some specific characteristics of the group, while the use of more than one sample consolidates the findings of the first sample, providing a picture of replicability (Centeno-Leyva & Dominguez-Lara, 2020). On the other hand, limitations include, firstly, that this study is based on non-probability sampling procedures using a convenience sample and that it was only carried out in public schools, which would limit its use and applications in public schools that sometimes present structural differences. Secondly, the underrepresentation of the construct in a short version is an inherent limitation, given that the final structure of an instrument is generally a significant sampling of the behaviours that operationalise the construct, but as indicated in the introductory section, the use of a short version is not widespread and is recommended only when there is little time to assess or a high number of variables to consider, since in the absence of these limitations the long version will always be recommended.

Regarding the study implications, it is important to note that the ESCQ-T15 is an instrument that allows for assessing teachers’ EI with evidence of internal structure validity. Similarly, it is important to note that it is also a good tool for evaluating intervention programmes focusing on teachers’ EI, as it is a short questionnaire that facilitates data collection.

It is concluded that the ESCQ-T15 demonstrates good psychometric properties (internal structure, measurement invariance and reliability) for assessing the perception of emotional skills and competence in teachers. However, it is advisable to implement other validity strategies, such as association with other similar (e.g., other EI measures) or theoretically related variables (e.g., teacher self-efficacy) and to include other evidence of measurement invariance that for reasons of space could not be addressed in this manuscript (e.g., age or work experience), as well as to analyse the longitudinal behaviour of the brief scale. Repeated measures studies are also suggested to assess construct stability.

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Data availability: The data set supporting the results of this study is not available.

Funding: This study did not receive any external funding or financial support.

Conflict of interest: The authors declare that they have no conflicts of interest.

How to cite: De Valente, S. N., Dominguez-Lara, S., Lourenço A. A., Amaro, P., & Almeida, L. S. (2025). Brief version of the emotional competence and abilities questionnaire for teachers. Ciencias Psicológicas, 19(1), e-4267. https://doi.org/10.22235/cp.v19i1.4267

Authors’ contribution (CRediT Taxonomy): 1. Conceptualization; 2. Data curation; 3. Formal Analysis; 4. Funding acquisition; 5. Investigation; 6. Methodology; 7. Project administration; 8. Resources; 9. Software; 10. Supervision; 11. Validation; 12. Visualization; 13. Writing: original draft; 14. Writing: review & editing.

S. N. V. has contributed in 1, 2, 3, 5, 6, 13; S. D. L. in 1, 2, 3, 5, 6, 9, 13; A. A. L. in 1, 2, 3, 5, 6, 8, 9, 13; P. A. in 3, 5, 13, 14; L. S. A. in 10, 11, 12, 14.

Scientific editor in-charge: Dr. Cecilia Cracco.

Ciencias Psicológicas, 19(1)

enero-junio 2025

10.22235/cp.v19i1.4267

Appendix A

Table A1: Descriptive analysis of items

Note: F1: Express and label emotions; F2: Perceive and understand emotions;
F3: Manage and regulate emotions.

Appendix B

Table B1: Factorial parameters of the short version in men and women

Note: F1: Express and label emotions; F2: Perceive and understand emotions;
F3: Manage and regulate emotions; FSI: Factor simplicity index.