Si bien se ha estudiado la relevancia de las amistades de calidad como un factor favorecedor del bienestar de los adolescentes, es menos claro cuáles son las variables que facilitan que las amistades sean percibidas como íntimas. Este estudio aporta evidencias sobre el rol que podría cumplir la empatía para favorecer la construcción de amistades íntimas, utilizando como referencia el modelo de intimidad interpersonal (Reis & Shaver, 1988), que plantea que la intimidad se logra y construye desde la apertura de experiencias personales con amigos. El diseño es no experimental y la muestra corresponde a preadolescentes y adolescentes entre 10 y 19 años. A través de un modelo SEM, se contrastó y confirmó el modelo hipotetizado, encontrándose que la empatía afectiva y cognitiva tienen un efecto en la dimensión de apertura, y que esta dimensión a su vez media la relación entre ambas formas de empatía con la intimidad. Los resultados se discuten a la luz de los procesos a través de los que se mantiene la intimidad en la adolescencia, y sobre cómo la empatía puede ser un factor explicativo de estos procesos.

Las relaciones de amistad representan vínculos duraderos y profundos de gran relevancia para el bienestar durante gran parte del ciclo vital (Hartup & Stevens, 1999). A partir de la adolescencia, comienza a reconocerse que la amistad tiene un componente de intimidad basado en compartir pensamientos y experiencias personales, más semejante a un concepto adulto de amistad (Bauminger, Finzi-Dottan, Chason, & Har-Even, 2008; Buhrmester & Prager, 1995; Hartup & Stevens, 1999). Al mismo tiempo, las amistades adolescentes se sitúan dentro de un estadio de desarrollo en que la intimidad, reciprocidad y apoyo mutuo son aspectos centrales para el modo en que se entiende la amistad (Bagwell & Schmidt, 2011; Hartup, 1993 ; Hartup & Stevens, 1999), brindando una sensación de pertenencia y de seguridad que permite a los adolescentes la autoexploración, la valoración de sí mismos ( Coopersmith, 1959 ; Milicic, 2001), y la construcción de la propia identidad (Erikson, 1968; Scharf & Mayseless, 2007).

A nivel empírico, una serie de estudios han encontrado que las amistades en la adolescencia cumplen un rol fundamental para el bienestar. Se ha observado que tener amistades de calidad está asociado con mayores niveles de felicidad, autoestima y bienestar subjetivo de los adolescentes (Raboteg-Saric & Sakic, 2014), además de promover la prosocialidad hacia los amigos (Padilla-Walker, Fraser, Black, & Bean, 2015), y tener un rol protector respecto a la victimización escolar (Crawford & Manassis, 2011; Cuadros & Berger, 2016). A nivel longitudinal, se ha encontrado evidencia de que la calidad de la amistad en la adolescencia predice trayectorias de desarrollo en las que persisten intereses por la justicia social (Daniel, Dys, Buchmann, & Malti, 2016), y mayores niveles de bienestar y autoestima en la vida adulta, así como menores niveles de depresión (Bagwell, Newcomb, & Bukowski, 1998; Bagwell et al., 2005).

Entender qué hace distintos a los adolescentes que manifiestan tener amistades más satisfactorias representa un desafío relevante a la luz de los estudios que muestran la importancia de las amistades para el bienestar (Hartup & Stevens, 1999), para así luego influir en las variables y condiciones que posibilitan el establecer amistades de calidad. Este estudio pretende aportar evidencias en esa dirección, indagando específicamente sobre el rol que puede tener la empatía en la amistad.

Si bien los vínculos de amistad son importantes durante todo el ciclo vital (Hartup & Stevens, 1999), los comportamientos que aparecen durante la adolescencia poseen características distintivas. Específicamente, estudios muestran que durante la adolescencia aparecen conductas de apertura, basadas en la participación en dinámicas de intercambio de información personal de carácter privado (Bauminger et al., 2008 ). En una revisión de más de 50 estudios, Buhrmester y Prager (1995 ) encontraron que la tendencia a compartir información privada a los pares y amigos aumenta de forma importante durante la adolescencia, especialmente en la adolescencia temprana y media.

Las conductas de apertura no son lo único que cambia durante la adolescencia, ya que junto a ellas aparece la experiencia de intimidad en la amistad ( Berndt, 2002 ; Hartup & Stevens, 1999). La intimidad, según Reis y Shaver (1988 ), es un concepto que refiere a una cualidad de ciertas relaciones, que se caracterizan por la interdependencia, seguridad, la cercanía afectiva, y la experiencia de compartir una identidad junto a otros. La teoría interpersonal de la intimidad de Reis y Shaver (1988 ) permite vincular el concepto de “apertura” con el concepto de “intimidad” desde un punto de vista comprensivo, ya que postula que intercambiar información personal en un ambiente de validación y refuerzo mutuo provee experiencias a partir de las cuales se construye la percepción de intimidad. Esta teoría ha servido como modelo para conducir estudios empíricos, los que han encontrado evidencia de que el grado de apertura de información personal (self-disclosure) es un predictor de la percepción de intimidad en las relaciones que se están recién formando (Shelton, Trail, West, & Bergsieker, 2010), y también en aquellas ya establecidas (Bauminger et al., 2008 ). Adicionalmente, hay evidencia que indica que la revelación de información emocional tiene una influencia mayor sobre la intimidad que la revelación de información factual (Laurenceau, Barrett, & Pietromonaco, 1998).

Los estudios anteriormente citados son coherentes con la teoría interpersonal de la intimidad (Reis & Shaver, 1988), ofreciendo soporte al supuesto de que la apertura es una condición necesaria para la intimidad. Es así como a partir de los hallazgos, Laurenceau et al. (1998) afirman: “la sola conducta (o percepciones de conductas) puede no ser suficiente para que los intensos sentimientos de la intimidad se desarrollen. La experiencia de intimidad en interacciones está asociada con sentirse comprendido, aceptado y cuidado por el compañero” (p. 1.247). Estos antecedentes permiten concluir que si bien la apertura y la intimidad constituyen dimensiones relevantes de la amistad (Cuadros & Berger, 2016), son fenómenos claramente diferenciables; la apertura es una conducta, mientras que la intimidad es una característica relacional y afectiva. Desde el marco de referencia de la teoría interpersonal de la intimidad (Reis & Shaver, 1988), es posible asumir que la apertura es una condición necesaria para la intimidad.

Existe evidencia que señala que las conductas de cooperación favorecen el logro de amistades más satisfactorias (Markiewicz, Doyle & Brendgen, 2001). Cillessen, Jiang, West, y Laszkowski (2005), utilizando una metodología de análisis de redes APIM (Actor Partner Interdependence Model), encontraron que la prosocialidad, tanto autopercibida como reportada por los pares, favorece tener amistades de mayor calidad en los adolescentes que poseen estas características y también en los pares que comparten su amistad; mientras que la agresividad física y relacional está asociada negativamente con el logro de amistades de calidad. Este hallazgo es relevante, puesto que indica que ciertas habilidades socioemocionales pueden tener un efecto en la forma en la que se experimenta la amistad.

Una de las variables más relevantes que participa en la modulación de la conducta social y prosocial es la empatía ( Decety, 2010 ). Esta es una habilidad compleja, ya que se basa en capacidades específicas, como la capacidad de ser afectado emocionalmente por experiencias afectivas de los demás (empatía afectiva), la capacidad de entender los estados mentales de otras personas (empatía cognitiva), y la motivación que orienta el actuar para ayudar a otros (preocupación empática) ( Decety, 2015 ; Hoffman 2000). Se ha establecido que esta habilidad es central para la convivencia, ya que permite generar información que favorece la autorregulación de las emociones y de la conducta social, mediante la creación de una experiencia compartida ( Decety, 2010 ; Stern & Cassidy 2018), sin por ello perder la capacidad de distinguir la experiencia personal de la ajena (Decety & Jackson, 2004; Hoffman, 2000). Existe evidencia que muestra que, tanto en niños como en adolescentes, tener altos niveles de empatía afectiva y cognitiva está asociado a manifestar una mayor disposición a la prosocialidad, cooperación y conductas de ayuda (Eisenberg & Miller, 1987; Hardy, 2006 ; Hoffman, 2000; Stern & Cassidy 2018). Dado que la apertura es una experiencia que requiere de recepción y valoración (Reis & Shaver, 1988), se postula que la empatía puede tener un rol relevante dentro de la dinámica que favorece la amistad.

Si bien es escasa la literatura, hay evidencia que sugiere que la empatía favorece la calidad de las amistades en la adolescencia. El estudio de Chow, Ruhl, y Buhrmester (2013), mediante un enfoque diádico encontró que la empatía se asocia a mayores niveles de competencias interpersonales, las que a su vez tienen un efecto en la calidad de las amistades autopercibidas y en las percibidas por los compañeros. Por su parte, Ciarrochi et al. (2016) encontraron que los niveles de empatía afectiva y en especial la cognitiva están asociados positivamente a una mayor percepción de apoyo y aceptación de parte de los amigos. Por su parte, Soenens, Duriez, Vansteenkiste, y Goossens (2007) encontraron que la empatía cognitiva y afectiva se asocia positivamente a la percepción de calidad de las amistades, mientras que De Wied, Branje, y Meeus (2007) encontraron que la empatía afectiva se asocia positivamente a estrategias constructivas de resolución de conflictos en las amistades, y negativamente con la agresión en la resolución de conflictos. Por último, recientemente Van den Bedem, Willems, Dockrell, Van Alphen, y Rieffe (2019) indagaron el efecto de la empatía cognitiva, afectiva y motivación prosocial en la calidad de las amistades, encontrando que solo la empatía cognitiva y la motivación prosocial se asocian al desarrollo de amistades positivas.

A partir de estos estudios se constata que la evidencia no es concluyente respecto del rol de la empatía afectiva en la calidad de las amistades, encontrándose resultados que apuntan a que sí tendría un efecto sobre la calidad de las amistades (De Wied et al., 2007 ; Soenens et al., 2007), y otros a que no lo tendría (Van den Bedem et al., 2019 ), o bien que tendría una asociación menor que la empatía cognitiva (Ciarrochi et al., 2016). Adicionalmente, solo los estudio de Ciarrochi et al. (2016), Soenens et al. (2007) y Van den Bedem et al. (2019) consideraron el efecto de la empatía cognitiva y afectiva por separado como predictores de la calidad de las amistades. En cambio, los estudios de Chow et al. (2013) y de De Wied et al. (2007) solo consideraron una forma de empatía, o bien ambas como un solo constructo. De estos estos estudios se constata que la evidencia no es concluyente respecto de los efectos de la empatía sobre la amistad.

La presente investigación tiene como objetivo general aportar evidencias para entender cómo la empatía cognitiva y afectiva podrían relacionarse con la apertura y con la intimidad, indagando en los mecanismos de esta asociación dentro de las amistades más cercanas que los adolescentes ya han conformado. El marco general de la investigación se basa en la teoría interpersonal de la intimidad (Reis & Shaver, 1988), según la cual la intimidad se construye y mantiene a través de los procesos de apertura, esto es, por el grado en que se comparte información personal con las amistades más cercanas. El objetivo principal es evaluar un modelo teórico en el que se asume que la empatía cognitiva y afectiva tendrán un efecto positivo sobre la dimensión de apertura, la que es, a su vez, fundamental para establecer y mantener la intimidad ( figura 1 ). Según este modelo se hipotetiza que (1) la empatía cognitiva y afectiva tendrán un efecto sobre la apertura, y esta última tendrá un efecto sobre la intimidad. A su vez, se explorará si ambas formas de empatía tienen un efecto directo sobre la intimidad o si su efecto es mediado a través de la apertura. La hipótesis en este caso es que, dado que la intimidad se construye desde la apertura (Reis & Shaver, 1988), la empatía cognitiva y afectiva (2) no tendrán un efecto directo sobre la intimidad, sino que, más bien, actuarán en esta a través de la apertura. Por último, si bien los estudios que han distinguido entre ambas formas de empatía han encontrado que la empatía cognitiva es más relevante que la afectiva como predictor de la calidad de las amistades (Soenens et al., 2007 ; Van den Bedem et al., 2019) y la percepción de apoyo (Ciarrochi et al., 2016 ), existe evidencia que indica que los mecanismos de empatía cognitiva y afectiva se activan mutuamente (De Guzman, Bird, Banissy & Catmur, 2016; Hoffman, 2000), y que la empatía afectiva es especialmente relevante en encuentros cara a cara, principalmente porque en estos encuentros son salientes estímulos no verbales que son susceptibles de activar mecanismos automáticos de empatía (Hoffman, 2000). En ese sentido, se hipotetiza que (3) ambas formas de empatía serán predictores significativos de manera directa sobre la apertura, y también de manera indirecta, a través de la correlación esperada entre ambas formas de empatía (ver figura 1). Estas hipótesis son probadas a través del modelo representado en la figura 1.

Estudios previos han encontrado diferencias de género, evidenciando que las mujeres presentan niveles más altos de empatía (Chow et al., 2013 ; Rose & Rudolph, 2006; Smith, 2015 ) y niveles más altos de apertura e intimidad (Chow et al., 2013 ; Cuadros & Berger, 2016; Rose & Rudolph, 2006; Smith, 2015 ). Por lo anterior, un objetivo adicional es identificar la existencia de diferencias de género en las variables de interés, así como también evaluar el nivel de invarianza de los constructos medidos en el estudio, para así determinar si mujeres y hombres son comparables en estos constructos. Abordar este objetivo es auxiliar a los propósitos del estudio, ya que se debe cautelar que los constructos medidos no sean distintos entre ambos grupos previo al análisis del modelo.

Los participantes correspondieron a 334 alumnos (51% hombres) de entre 10 y 19 años (M = 13,45; SD = 1,86), quienes participaban de un estudio longitudinal sobre relaciones de pares en la adolescencia en contextos naturales. Los análisis reportados aquí utilizan una medición, constituyendo así un estudio transversal no-experimental. La muestra de estudiantes proviene de colegios de la ciudad de Santiago, mayoritariamente particulares subvencionados (NSE medio a medio-bajo). El estudio siguió todos los estándares vigentes para la ética en la investigación científica, siendo visado por el comité de ética de la institución patrocinante. A los padres se les solicitó la firma del consentimiento parental, mientras que a los participantes se les solicitó la firma de un consentimiento informado, asegurando la voluntariedad de su participación y la confidencialidad de los datos.

Del total de participantes (n = 334), se obtuvieron datos completos para 284 (85%) en todas las variables. Las comparaciones en los promedios de los grupos que presentaron datos completos y datos incompletos mostraron diferencias significativas en empatía cognitiva [t(48) = 2,20; p = ,03] e intimidad [t(42) = 2,55; p = ,01], mostrando menores promedios en el grupo con datos incompletos en ambas variables. Dado que el promedio de datos perdidos en este grupo fue bajo (M = 1,3; SD = 0,51), y que eliminar los datos incompletos podía llevar a sesgar la muestra, los análisis de correlaciones y de diferencias de medias se realizaron utilizando una imputación de datos perdidos, de modo tal de rescatar toda la información disponible en los datos (Van Buuren & Groothuis-Oudshoorn, 2011). Por otro lado, para los análisis factorial confirmatorio (AFC) y SEM se utilizó la imputación de datos mediante full information máximum likelihood (FIML), ya que se ha mostrado que genera estimadores más precisos que los obtenidos mediante la eliminación de datos perdidos (Enders & Bandalos, 2001).

Los análisis del estudio fueron realizados con el software R, utilizando el paquete estadístico lavaan ( Rosseel, 2012 ) para los análisis AFC y SEM. En primer lugar, (1) se evaluó la estructura factorial de las variables utilizadas en el estudio; luego (2) se realizaron análisis de diferencias de género en los promedios de las variables ya definidas; y (3) se realizaron análisis de correlaciones para determinar si las asociaciones lineales entre las variables sugerían la posibilidad de que las variables estuviesen asociadas. Posteriormente, (4) se realizaron análisis de invarianza con la finalidad de explorar en qué grado las diferencias de género podían ser producto del instrumento utilizado. Finalmente, (5) se realizó un análisis SEM para evaluar el ajuste del modelo teórico del estudio y determinar la presencia de los efectos directos, para luego (6) determinar la presencia o ausencia de los efectos indirectos hipotetizados. Para evaluar el ajuste de los modelos se utilizaron los criterios de Hu y Bentler (1999 ), quienes consideran que un CFI igual o mayor a ,95, un RMSEA igual o menor a ,05 y un SRMR igual o menor a ,06 son indicadores de un buen ajuste del modelo.

Empatía. Se utilizó una versión reducida del instrumento Basic Empathy Scale (Jolliffe & Farrington, 2006), traducida y adaptada al español (Sánchez-Pérez, Fuentes, Jollife, & González-Salinas, 2014) para medir empatía afectiva (e.g. “a menudo me contagio de los sentimientos de mi amigo/a.”) y empatía cognitiva (e.g. “cuando alguien está desanimado/a suelo comprender cómo se siente”), a través de una escala Likert de 1 a 5 con 20 ítems. Este instrumento tiene como foco medir “la congruencia afectiva (empatía afectiva) y el entendimiento de las emociones de otros (empatía cognitiva)” (Jolliffe & Farrington, 2006, p. 593). Para los autores, la empatía afectiva se entiende como una respuesta emocional experimentada vicariamente que es congruente con la respuesta emocional de otra persona, mientras que la empatía cognitiva consiste en la capacidad de entender los estados emocionales de otros (Jolliffe & Farrington, 2006). Para evaluar la consistencia interna del instrumento, se analizó su estructura mediante un AFC, encontrando un bajo nivel de consistencia inicial [χ2 (169) = 311; p < ,001; CFI = 83; RMSEA = ,05 (90% CI = ,04-,05); SRMR = ,06], que fue luego mejorado eliminando los ítems con cargas factoriales inferiores a ,40 [χ2 (34) = 54,10; p = ,01; CFI = ,95; RMSEA = ,04 (90% CI = ,02-,07); SRMR = ,05], por lo que se utilizó esta última estructura factorial para los análisis subsecuentes.

Calidad de las amistades. Se utilizó un cuestionario de nueve ítems diseñado por Shelton et al. (2010), basado en la teoría interpersonal de Reis y Shaver (1988 ), que fue previamente traducido y utilizado en el estudio de Cuadros y Berger (2016 ). El cuestionario consiste en nueve ítems con una escala Likert de 1 a 5 (1 = muy poco/ muy distante; 5 = mucho/ muy cercano), y presenta una estructura factorial de cuatro factores (apertura afectiva, apertura descriptiva, apoyo e intimidad). En el caso del presente estudio, a partir de los resultados del AFC, se tomó la decisión de generar solo dos factores: factor de apertura (e.g. ¿cuánto le demuestro de mis sentimientos a mis mejores amigos?) y factor de intimidad (e.g. ¿cómo califico la relación que tengo con mis mejores amigos?). Esta decisión se tomó desde un criterio teórico, ya que el propósito del estudio incluye identificar el efecto de la apertura sobre la intimidad; pero también siguiendo un criterio empírico, ya que se ajustaron modelos AFC con soluciones de cuatro y tres factores, lo que dio como resultado factores con correlaciones que indican que más del 75% de varianza es común entre los factores que aluden a apertura (correlación de ,87 para apertura afectiva y descriptiva), mientras que la correlación entre el factor de apoyo y de intimidad resultó ser de ,99, indicando que son indiferenciables. Siguiendo a Bukowski, Hoza, & Boivin (1994), esto señala un solapamiento que hace poco distinguibles entre sí a los factores. La solución de dos factores (ver figura 2 ) que se propuso en este estudio permitió generar una mayor diferenciación entre los constructos, de forma más parsimoniosa y con un excelente ajuste del modelo [χ2 (8) = 12,69; p = ,12; CFI = ,99; RMSEA = ,04 (90% CI = ,00-,09); SRMR = ,02].

En la tabla 1 se presentan las diferencias de género asociadas a los promedios de las variables utilizadas en el estudio, evidenciándose diferencias significativas en todas las variables con puntajes mayores para mujeres.

A la luz de los resultados que indican diferencias entre hombres y mujeres en las variables de empatía afectiva, empatía cognitiva, apertura e intimidad, se realizó un análisis de invarianza para explorar cuál podía ser la raíz de estas diferencias. Este análisis fue realizado utilizando el Likelihood Ratio Test, ya que con esta prueba se posee un criterio basado en una distribución que permite el contraste de hipótesis respecto al deterioro del ajuste del modelo (Beaujean, 2014).

Por otro lado, el orden en que se introdujeron las restricciones se basó en uno de los modelos propuesto por Cheung y Rensvold (2002 ), restringiendo primero las cargas factoriales, luego los interceptos, y finalmente los promedios de las variables latentes.

Se determinó el nivel de invarianza de las variables de empatía cognitiva y afectiva, constatando que en uno de los ítems (“a menudo me pongo triste al ver cosas tristes en la televisión o en el cine”) las mujeres obtuvieron puntajes significativamente más altos que los hombres. Debido a lo anterior, y a que el ítem plantea una condición específica que puede no ser igualmente entendida y experimentada por los participantes, se decidió excluirlo del modelo. Realizada esta corrección, en la tabla 2 se observa que el instrumento tiene propiedades psicométricas adecuadas, indicando que los constructos tienen significados similares para ambos grupos, y que la mayor diferencia se encuentra en los promedios de las variables latentes.

Respecto del nivel de invarianza del modelo de medición de los constructos de apertura e intimidad, el análisis de invarianza mostró un deterioro significativo para las restricciones impuestas en la prueba de invarianza débil [χ2(4) = 11,39; p = ,02], indicando que hombres y mujeres no poseen cargas factoriales iguales para el factor que agrupa los ítems de intimidad. Esta situación se corrigió flexibilizando la carga factorial del ítem donde la diferencia entre hombres y mujeres resultó mayor: “¿qué tanto quiero a mis mejores amigos?”, mejorando así el ajuste del modelo ( tabla 3 ). Por otro lado, se flexibilizó el intercepto de un ítem del factor de apertura (“¿cuánto le demuestro mis sentimientos a mis mejores amigos?”) con lo cual se logró un buen ajuste a nivel de invarianza fuerte (tabla 3). A partir de estos cambios, se asumió que el instrumento utilizado era adecuado, ya que mayoritariamente la escala se comportó de manera similar en ambos grupos, mostrando que hombres y mujeres son similares en el modelo de medición (Cheung & Rensvold, 2002). De este modo, se asumió que la principal diferencia entre hombres y mujeres radica en la falta de invarianza en los promedios de las variables latentes que refieren a los constructos.

La tabla 4 muestra la matriz de correlaciones de las variables del estudio, distinguiendo entre hombres y mujeres. Los resultados indican que en ambos sexos la apertura se relaciona positivamente con la intimidad. Para los hombres, la empatía cognitiva y la afectiva están asociadas tanto a la apertura como a la intimidad. En el caso de las mujeres, la empatía cognitiva y la afectiva se relacionan con la apertura, pero solo la empatía cognitiva lo hace con intimidad. Además, la tabla 4 muestra que la edad se relaciona positivamente con la apertura en el caso de los hombres, pero dicha relación no es significativa para el caso de las mujeres.

Estos resultados indican que es conveniente ingresar la edad como una covariable dentro del modelo, ya que puede ser un predictor independiente de la apertura.

A luz de las diferencias observadas entre hombres y mujeres respecto a la asociación de las variables que fueron usadas en el modelo (tabla 4), se realizó un análisis de invarianza de los coeficientes de regresión para descartar que los efectos entre los factores pudieran variar según sexo, procedimiento que ya ha sido utilizado en otros estudios similares para descartar que este modere el efecto de los predictores (Chow et al., 2013 ; Graber, Turner, & Madill, 2016). La tabla 5 muestra que el modelo con coeficientes de regresión restringidos no difiere significativamente de aquel en que se estiman libremente los coeficientes tanto de hombres como mujeres, por lo que no se asume que el sexo modere las relaciones de predicción de los factores.

El modelo estructural final (presentado en la figura 3 ) muestra un ajuste aceptable [χ2 (110) = 215,51; p < ,001; CFI = ,90; RMSEA = ,05; (90% CI = ,04-,07); SRMR = ,07]. Los efectos directos muestran que la empatía cognitiva y afectiva tienen un efecto significativo sobre la apertura (β = ,29; p = ,004 y β = ,30; p = ,011 respectivamente), aun controlando por sexo y la edad. A su vez, según el modelo, ambas formas de empatía no tendrían un efecto directo sobre la intimidad, la que es únicamente influida por la apertura (β = ,72; p < ,001).

Pese a no haber efectos directos de la empatía sobre la intimidad, se hipotetizó que estas variables pudieran tener un efecto indirecto a través del efecto sobre la apertura. La tabla 6 muestra la presencia de efectos indirectos de empatía afectiva y cognitiva sobre la intimidad, los que son significativos. De este modo, ambas formas de empatía tendrían una influencia sobre intimidad, la cual es mediada por la apertura.

Finalmente, dado que empatía cognitiva y afectiva están correlacionadas, se estimaron los efectos indirectos de estas variables sobre la apertura, mostrando en ambos casos relaciones significativas (ver tabla 7 ). Este resultado indica que ambas formas de empatía tienen efectos tanto directos como indirectos sobre la apertura, resultando en un efecto total sobre esta variable que es mayor que el efecto directo considerado como efecto único.

Diversos estudios han abordado la calidad de amistades durante la adolescencia, considerando la evidencia acumulada respecto de las asociaciones entre este tipo de vínculos y bienestar. Sin embargo, no hay claridad respecto de los factores individuales que se asocian al establecimiento de dichas amistades ni a los procesos a través de los cuales esto sucede.

Un aspecto clave al analizar la calidad de las amistades se refiere a distinguir distintas dimensiones; en efecto, estudios previos han integrado la intimidad y la apertura como aspectos casi indiferenciables de una amistad de calidad. Sin embargo, en el presente estudio se propuso que la intimidad es una característica vincular y afectiva, mientras que la apertura es una dimensión conductual e individual; de esta manera, la apertura seria condición necesaria para la intimidad. El principal objetivo de este estudio fue testear, desde el modelo de intimidad interpersonal de Reis y Shaver (1988 ), el rol de la empatía en el establecimiento de relaciones de amistad de calidad en adolescentes, distinguiendo la apertura como predictor de la intimidad.

Tal como se hipotetizó, la empatía cognitiva y la empatía afectiva fueron predictores significativos de la apertura, algo que respalda los hallazgos de Chow et al. (2013), que indican que mayores niveles de empatía están asociados a mayores niveles de competencias interpersonales, las que incluyen la apertura. Dado que hay estudios que señalan que en las interacciones sociales donde hay apertura, la receptividad y validación son importantes (Laurenceau et al., 1998 ; Shelton et al., 2010), en este caso se interpreta que la empatía favorece que existan condiciones de calidez y receptividad para que ocurran intercambios de revelación de información personal y emocional en las amistades.

La interpretación de que las experiencias de apertura requieren de la aprobación y recepción en la amistad es concordante con los hallazgos que indican que la prosocialidad es una conducta positiva para la formación de amistades de calidad (Cillessen et al., 2005 ), lo que es asumido en la teoría de Reis y Shaver (1988 ). Este estudio es coherente con la concepción de que la apertura supone apoyo y validación, dado que la empatía afectiva y cognitiva parecen favorecerla. Sobre este último punto, un hallazgo relevante es que tanto la empatía cognitiva como la afectiva tienen un efecto directo e indirecto sobre la apertura (ver tabla 7), lo que concuerda con la teoría de Hoffman (2000), según quien ambas formas de empatía se activan mutuamente ante situaciones de contacto y ayuda interpersonal. Estos resultados son relevantes puesto que gran parte de los estudios correlacionales que vinculan la empatía con algún constructo relacionado con la calidad de las amistades lo hacen considerando la empatía como un constructo unitario, aun cuando hay evidencia que indica que ambas formas de empatía son distinguibles (De Guzman et al., 2016 ).

Adicionalmente, se hipotetizó que la empatía cognitiva y afectiva tendrían un efecto indirecto sobre la intimidad en la amistad, lo que resultó ser respaldado por los hallazgos del estudio. Este resultado es coherente con la idea de que son las interacciones las que mantienen la intimidad, y que las características individuales que refieren a las habilidades socioemocionales facilitan que estas interacciones se produzcan o mantengan. En ese sentido, la propuesta de este estudio se diferencia de otras investigaciones, en las que establecen una asociación directa entre habilidades socioemocionales y calidad de las amistades (e.g. Crawford & Manassis, 2011; Festa, McNamara, Sherman, & Grover, 2012). En este estudio se postula que la empatía (como competencia social) se relaciona positivamente con el nivel de apertura percibida en la amistad, y que esta última afecta positivamente el nivel de intimidad. En ese sentido, no se postula que una competencia social conlleve mejores amistades directamente, sino que lo hace a través del grado en que se percibe que hay apertura, algo que por lo demás ya fue observado en el estudio de Bauminger et al. (2008), quienes encontraron que los patrones de apego se traducen en mayor intimidad en la amistad a través de la apertura como mediador. Sus resultados son coherentes con los hallazgos encontrados en la presente investigación, sugiriendo que ciertas habilidades socioemocionales se traducen en mayores niveles de intimidad por su efecto positivo sobre las interacciones en la amistad. Sin embargo, aún son necesarios nuevos estudios para establecer tal relación con mayor seguridad, especialmente considerando evidencia de tipo longitudinal, de modo de hacer un seguimiento a los procesos de apertura, y de cómo la empatía, así como otras características socioemocionales, predicen trayectorias de cambio en apertura e intimidad en la amistad.

Tal como en estudios anteriores, en esta investigación se encontraron diferencias entre hombres y mujeres tanto en empatía (Chow et al., 2013 ; Rose & Rudolph, 2006; Smith, 2015 ) como en apertura e intimidad (Crawford & Manassis, 2011; Chow et al., 2013; Cuadros & Berger, 2016; Festa et al., 2012; Smith, 2015 ). Sin embargo, dentro del modelo generado se encontró un efecto de sexo sobre la apertura que no es explicado por la empatía (ver figura 3). Este resultado plantea que las amistades de las adolescentes pueden tener características específicas que las llevan a buscar más activamente la apertura si se compara con los hombres. Al respecto, existe evidencia que señala que las mujeres adolescentes, a diferencia de los hombres, tienden a hablar más de sus problemas con sus amigas, y buscar apoyo y contención emocional como una respuesta ante situaciones estresantes (Rose & Rudolph, 2006), siendo una característica la mayor percepción de apoyo en comparación a los hombres (De Goede, Branje, & Meeus, 2009). Asimismo, las adolescentes buscan satisfacer necesidades de comunidad (seguridad, pertenencia, intimidad) en mayor medida que los hombres, estableciendo amistades que proveen de aquellos recursos (Zarbatany, Conley, & Peper, 2004). Por tanto, es posible que para las mujeres las amistades satisfagan necesidades personales de seguridad y contención en mayor medida que las necesidades que los hombres buscan satisfacer (Rose & Rudolph, 2006), explicando así el hecho de que las mujeres tengan mayores niveles de apertura. Nuevos estudios podrán indagar sobre qué necesidades personales hombres y mujeres satisfacen con la amistad, y sobre cómo estas diferencias pueden explicar la mayor apertura que presentan las mujeres.

Si bien la variable edad se ingresó al modelo como covariable, es relevante notar que los resultados del modelo hipotetizado revelaron un efecto directo de la edad sobre la apertura, más allá de los explicado por la empatía y el género. Estos resultados son concordantes con hallazgos previos que muestra un aumento de la apertura hacia los amigos durante la adolescencia (Bauminger et al., 2008 ). En efecto, la revisión de más de 50 estudios realizada por Burhmester y Prager (1995), muestra que la apertura hacia los amigos y amigas del mismo sexo aumentan acentuadamente entre la niñez y adolescencia (6-14 años), para luego mostrar un crecimiento un tanto menor en la adolescencia media (15-17 años), y en la tardía (18-20 años). Asimismo, los resultados indican que la apertura hacia el sexo opuesto crece notablemente entre los 12 y 17 años (Burhmester & Prager, 1995), lo que acentúa la necesidad de buscar apoyo y seguridad entre compañeros y pares que están viviendo experiencias de exploración similares para enfrentar estas nuevas situaciones (Scharf & Mayseless, 2007). Sin embargo, si bien los resultados del presente estudio son coherentes con hallazgos previos, no se puede descartar que los sujetos del estudio sean distintos entre sí a distintas edades por efecto de variables no controladas en el modelo, así como por el hecho de que son cohortes distintas. Dado que el presente estudio es de diseño transversal, no es posible afirmar que haya un cambio en apertura por efecto de la edad.

Este estudio ofrece un modelo comprensivo para entender cómo la empatía puede influir en la intimidad de las amistades adolescentes, mediante su influencia sobre la apertura. Se postula que la apertura es un elemento clave para entender cómo habilidades socioemocionales pueden llevar a amistades satisfactorias, bajo el entendimiento de que la apertura es una experiencia a partir de la cual se construyen amistades durante la adolescencia (Bauminger et al., 2008 ; Laurenceau et al., 1998; Reis & Shaver, 1988). Los resultados obtenidos permiten argumentar la importancia de favorecer y educar la empatía, dado el rol que esta puede cumplir para la construcción de amistades satisfactorias, favoreciendo así el logro de desafíos evolutivos relevantes durante la adolescencia (Erikson, 1968; Scharf & Mayseless, 2007), el desarrollo de una autoestima social positiva (Milicic, 2001), y el bienestar y salud mental (Bagwell et al., 1998).