Vol. 13/ Núm. 2 2026 pág. 354
https://doi.org/10.69639/arandu.v13i2.2189
Validez factorial de la escala de Inteligencia Emocional ¨Trait
Meta-Mood Scale¨ (TMMS-24) en adolescentes ecuatorianos
Factorial validity of the Emotional Intelligence scale "Trait Meta-Mood Scale" (TMMS-
24) in ecuadorian adolescents
Alleen Anais Albarracin Arevalo
aalbarracin3644@uta.edu.ec
https://orcid.org/0009-0003-3730-7903
Universidad Técnica de Ambato
Ambato – Ecuador
Andrea Susana Tobar Viera
as.tobar@uta.edu.ec
https://orcid.org/0000-0001-8263-7440
Universidad Técnica de Ambato
Ambato – Ecuador
Artículo recibido:18 marzo 2026- Aceptado para publicación:20 abril 2026
Conflictos de intereses: Ninguno que declarar
RESUMEN
La Inteligencia Emocional se entiende como la capacidad que cada persona tiene para manejar
sus estados emocionales de acuerdo a las experiencias percibidas en su entorno y por ello se debe
contar con una escala válida y confiable para población adolescente. El objetivo del estudio fue
evaluar la validez factorial de la escala de Inteligencia Emocional ¨Trait Meta-Mood Scale¨
(TMMS-24) con el fin de garantizar la calidad metodológica para su aplicación en adolescentes
ecuatorianos. El método utilizado fue de diseño instrumental donde participaron un total de 601
estudiantes ecuatorianos. Los resultados del Análisis Factorial Exploratorio (AFE) dieron una
varianza explicada baja (30.7%), lo cual podría atribuirse a la eliminación de 7 ítems. mientras
que en el Análisis Factorial Confirmatorio (AFC) dio como resultado un CFI (0.848) y el TLI
(0.819) estos índices indican un ajuste insuficiente del modelo. Sin embargo, el índice SRMR
(0.0679) indicó un nivel adecuado de ajuste en cuestión de residuos. Finalmente, la consistencia
interna fue adecuada para cada factor con un valor > 0.7 en el omega de McDonald. En
conclusión, el instrumento requiere una mayor depuración y análisis exhaustivo para futuras
investigaciones en esta población.
Palabras claves: adolescentes, análisis factorial, confiabilidad y validez, inteligencia
emocional
Vol. 13/ Núm. 2 2026 pág. 355
ABSTRACT
Emotional Intelligence is understood as the ability of individuals to manage their emotional states
according to the experiences perceived in their environment; therefore, it is necessary to have a
valid and reliable scale for the adolescent population. The aim of this study was to evaluate the
factorial validity of the Emotional Intelligence scale “Trait Meta-Mood Scale” (TMMS-24) in
order to ensure methodological quality for its application among Ecuadorian adolescents. The
method employed was an instrumental design, involving a total of 601 Ecuadorian students. The
results of the Exploratory Factor Analysis (EFA) showed a low explained variance (30.7%),
which could be attributed to the elimination of seven items. Meanwhile, the Confirmatory Factor
Analysis (CFA) yielded a CFI (0.848) and TLI (0.819), indicating an insufficient model fit.
However, the SRMR index (0.0679) indicated an acceptable level of residual fit. Finally, internal
consistency was adequate for each factor, with values greater than 0.7 according to McDonald’s
omega. In conclusion, the instrument requires further refinement and more comprehensive
analysis for future research in this population.
Keywords: Adolescents, factor analysis, reliability and validity, emotional intelligence
Todo el contenido de la Revista Científica Internacional Arandu UTIC publicado en este sitio está disponible bajo
licencia Creative Commons Atribution 4.0 International.
ABSTRACT
Emotional Intelligence is understood as the ability of individuals to manage their emotional states
according to the experiences perceived in their environment; therefore, it is necessary to have a
valid and reliable scale for the adolescent population. The aim of this study was to evaluate the
factorial validity of the Emotional Intelligence scale “Trait Meta-Mood Scale” (TMMS-24) in
order to ensure methodological quality for its application among Ecuadorian adolescents. The
method employed was an instrumental design, involving a total of 601 Ecuadorian students. The
results of the Exploratory Factor Analysis (EFA) showed a low explained variance (30.7%),
which could be attributed to the elimination of seven items. Meanwhile, the Confirmatory Factor
Analysis (CFA) yielded a CFI (0.848) and TLI (0.819), indicating an insufficient model fit.
However, the SRMR index (0.0679) indicated an acceptable level of residual fit. Finally, internal
consistency was adequate for each factor, with values greater than 0.7 according to McDonald’s
omega. In conclusion, the instrument requires further refinement and more comprehensive
analysis for future research in this population.
Keywords: Adolescents, factor analysis, reliability and validity, emotional intelligence
Todo el contenido de la Revista Científica Internacional Arandu UTIC publicado en este sitio está disponible bajo
licencia Creative Commons Atribution 4.0 International.
Vol. 13/ Núm. 2 2026 pág. 356
INTRODUCCIÓN
El concepto de Inteligencia Emocional (IE en adelante) surge a partir del estudio de las
emociones, entendidas como reacciones provocadas por estímulos internos o externos con una
carga positiva o negativa. Salovey y Mayer (1990), definieron a la IE como la capacidad de
reconocer, manejar y regular las propias emociones y las de los demás, mientras que Goleman
(1995) amplió el concepto incluyendo competencias emocionales y sociales. Así también, Bar-
On (2005), elaboró un modelo mixto que introduce el cociente emocional, integrando rasgos de
personalidad y manejo del estrés como factores claves para la estabilidad emocional y el éxito
personal.
Diversos estudios recientes demuestran que la IE tiene efectos positivos en múltiples
áreas del bienestar adolescente, tales como la salud mental, la prevención de conductas de riesgo,
el rendimiento académico y las relaciones interpersonales. Los adolescentes con niveles elevados
de habilidades emocionales tienden a presentar menos ansiedad, depresión, somatización y estrés
social. Además, de mostrar un uso más frecuente de estrategias de afrontamiento adecuadas y una
mejor salud física y psicológica en general (Extremera y Fernández-Berrocal, 2013).
Durante la etapa de la adolescencia, las personas enfrentan cambios físicos, sociales y
psicológicos que dificultan al desarrollo apropiado de la IE, lo que los vuelve más vulnerables a
influencias externas y a cambios de conducta según el contexto, debido a que no han desarrollado
plenamente habilidades de reflexión y control emocional, esta etapa representa un periodo crítico
en su formación personal (Güemes et al., 2017).
Es por eso que la IE constituye un aspecto clave en el desarrollo integral de los
adolescentes debido a que influye directamente en la salud mental, en las interacciones cotidianas
y en la calidad de las relaciones interpersonales, su desarrollo inadecuado puede generar la
aparición de trastornos emocionales (Valdivia, 2022). En esta línea, la Organización Mundial de
la Salud (OMS, 2025) señala que los problemas de salud mental presentan un porcentaje elevado
en la población adolescente, siendo la ansiedad y la depresión los más prevalentes, con
porcentajes significativos entre las edades de 10 a 19 años.
Entre los años 2000 y 2019, en toda América Latina y el Caribe, la Organización
Panamericana de la Salud (OPS, 2025), ha reportado un incremento considerable de estos
trastornos emocionales, confirmando una problemática creciente en esta región. Estudios actuales
muestran que aproximadamente 1 de cada 7 personas experimentan ansiedad a lo largo de su vida
(Errazuriz et al., 2025). Esta realidad se vincula directamente con la IE, ya que según Álvarez y
Haro (2023) la evidencia empírica plantea que un alto nivel de IE actúa como factor protector
frente a este trastorno emocional.
En Ecuador, el Ministerio de Salud Pública (MSP, 2024), expuso cifras considerables,
pues una proporción importante de niños y adolescentes presenta síntomas de depresión o
INTRODUCCIÓN
El concepto de Inteligencia Emocional (IE en adelante) surge a partir del estudio de las
emociones, entendidas como reacciones provocadas por estímulos internos o externos con una
carga positiva o negativa. Salovey y Mayer (1990), definieron a la IE como la capacidad de
reconocer, manejar y regular las propias emociones y las de los demás, mientras que Goleman
(1995) amplió el concepto incluyendo competencias emocionales y sociales. Así también, Bar-
On (2005), elaboró un modelo mixto que introduce el cociente emocional, integrando rasgos de
personalidad y manejo del estrés como factores claves para la estabilidad emocional y el éxito
personal.
Diversos estudios recientes demuestran que la IE tiene efectos positivos en múltiples
áreas del bienestar adolescente, tales como la salud mental, la prevención de conductas de riesgo,
el rendimiento académico y las relaciones interpersonales. Los adolescentes con niveles elevados
de habilidades emocionales tienden a presentar menos ansiedad, depresión, somatización y estrés
social. Además, de mostrar un uso más frecuente de estrategias de afrontamiento adecuadas y una
mejor salud física y psicológica en general (Extremera y Fernández-Berrocal, 2013).
Durante la etapa de la adolescencia, las personas enfrentan cambios físicos, sociales y
psicológicos que dificultan al desarrollo apropiado de la IE, lo que los vuelve más vulnerables a
influencias externas y a cambios de conducta según el contexto, debido a que no han desarrollado
plenamente habilidades de reflexión y control emocional, esta etapa representa un periodo crítico
en su formación personal (Güemes et al., 2017).
Es por eso que la IE constituye un aspecto clave en el desarrollo integral de los
adolescentes debido a que influye directamente en la salud mental, en las interacciones cotidianas
y en la calidad de las relaciones interpersonales, su desarrollo inadecuado puede generar la
aparición de trastornos emocionales (Valdivia, 2022). En esta línea, la Organización Mundial de
la Salud (OMS, 2025) señala que los problemas de salud mental presentan un porcentaje elevado
en la población adolescente, siendo la ansiedad y la depresión los más prevalentes, con
porcentajes significativos entre las edades de 10 a 19 años.
Entre los años 2000 y 2019, en toda América Latina y el Caribe, la Organización
Panamericana de la Salud (OPS, 2025), ha reportado un incremento considerable de estos
trastornos emocionales, confirmando una problemática creciente en esta región. Estudios actuales
muestran que aproximadamente 1 de cada 7 personas experimentan ansiedad a lo largo de su vida
(Errazuriz et al., 2025). Esta realidad se vincula directamente con la IE, ya que según Álvarez y
Haro (2023) la evidencia empírica plantea que un alto nivel de IE actúa como factor protector
frente a este trastorno emocional.
En Ecuador, el Ministerio de Salud Pública (MSP, 2024), expuso cifras considerables,
pues una proporción importante de niños y adolescentes presenta síntomas de depresión o
Vol. 13/ Núm. 2 2026 pág. 357
ansiedad, e incluso pensamiento o intento suicida, lo que representa un porcentaje significativo
de los años de vida perdidos debido a trastornos emocionales (World Vision Ecuador, 2023). Esta
problemática resalta la necesidad de evaluar constructos protectores derivados a la
autorregulación emocional. En este escenario, la IE emerge como un factor psicológico clave para
afrontar las demandas académicas, sociales, y personales propios de esta etapa evolutiva (Ardiles
et al., 2022).
Al ser un constructo tan importante debe tener escalas que permitan medir de manera
válida y confiable este constructo en la población de adolescentes. Por esta razón, entre los
instrumentos derivados del modelo de Salovey y Mayer (1990), se encuentra el Trait Meta-Mood
Scale (TMMS), escala desarrollada para evaluar la IE percibida. Autores españoles Extremera y
Fernández-Berrocal (2004), realizaron la versión abreviada de este instrumento (TMMS-24) la
cual mide tres dimensiones importantes: atención emocional, claridad emocional y reparación
emocional, esta escala ha mostrado sólidas propiedades psicométricas en diversas poblaciones.
En Latinoamérica, estudios sobre validez factorial del TMMS-24 reportan porcentajes de
varianza explicada por encima de 50%, junto con cargas factoriales estadísticamente
significativas (Martínez-Líbano et al., 2025). En Argentina, la escala TMMS-24 fue utilizada e
implementada en una muestra de estudiantes universitarios (Gonzáles et al., 2020).
En la ciudad de Lima, Perú la muestra fue desarrollada con la población de adultos (Pérez
et al., 2020), dos años después en el mismo país, pero esta vez en población adolescentes se evaluó
las propiedades psicométricas del respectivo instrumento (Ruiz et al., 2022). Además, el estudio
más reciente data en el año 2025 en Chile, en el cual se desarrolló la investigación de igual manera
de adolescentes (Martínez-Líbano et al., 2025).
La evidencia hasta el momento de estos estudios respalda la validez de la escala (TMMS-
24) y la fiabilidad de las puntaciones en cada uno de sus contextos. Sin embargo, en Ecuador se
cuenta con validaciones de otros instrumentos psicométricos que miden IE, pero dentro del
contexto solo se ha evaluado a estudiantes universitarios, como la escala de IE por rasgos
(TEIQue-sf) (Rivas y Gaibor, 2023), la escala de IE de Wong y Law (WLEIS-S) (Ortíz-Ochoa et
al., 2023) y la versión corta del Inventario de Cociente Emocional de Bar-On (EQI-C) (Zambrano-
Vacacela, 2025). Algo muy importante a tomar en cuenta es que, en el año 2021, en el Ecuador
si se llevó a cabo la validación de la escala TMMS-24, pero en población adulta, entre las edades
de 18 a 50 años (Górriz et al., 2021).
Por esa razón, la relevancia práctica de esta investigación ofrecerá una herramienta
confiable, breve y de fácil aplicación para evaluar la IE en los adolescentes, permitiendo que los
psicólogos, docentes y orientadores académicos de instituciones educativas desarrollen e
implementes programas de prevención e intervención respecto a problemáticas que son
desencadenadas por los trastornos emocionales. De igual manera, en el ámbito social, esta
investigación busca garantizar evaluaciones precisas que contribuyan al desarrollo laboral y a la
ansiedad, e incluso pensamiento o intento suicida, lo que representa un porcentaje significativo
de los años de vida perdidos debido a trastornos emocionales (World Vision Ecuador, 2023). Esta
problemática resalta la necesidad de evaluar constructos protectores derivados a la
autorregulación emocional. En este escenario, la IE emerge como un factor psicológico clave para
afrontar las demandas académicas, sociales, y personales propios de esta etapa evolutiva (Ardiles
et al., 2022).
Al ser un constructo tan importante debe tener escalas que permitan medir de manera
válida y confiable este constructo en la población de adolescentes. Por esta razón, entre los
instrumentos derivados del modelo de Salovey y Mayer (1990), se encuentra el Trait Meta-Mood
Scale (TMMS), escala desarrollada para evaluar la IE percibida. Autores españoles Extremera y
Fernández-Berrocal (2004), realizaron la versión abreviada de este instrumento (TMMS-24) la
cual mide tres dimensiones importantes: atención emocional, claridad emocional y reparación
emocional, esta escala ha mostrado sólidas propiedades psicométricas en diversas poblaciones.
En Latinoamérica, estudios sobre validez factorial del TMMS-24 reportan porcentajes de
varianza explicada por encima de 50%, junto con cargas factoriales estadísticamente
significativas (Martínez-Líbano et al., 2025). En Argentina, la escala TMMS-24 fue utilizada e
implementada en una muestra de estudiantes universitarios (Gonzáles et al., 2020).
En la ciudad de Lima, Perú la muestra fue desarrollada con la población de adultos (Pérez
et al., 2020), dos años después en el mismo país, pero esta vez en población adolescentes se evaluó
las propiedades psicométricas del respectivo instrumento (Ruiz et al., 2022). Además, el estudio
más reciente data en el año 2025 en Chile, en el cual se desarrolló la investigación de igual manera
de adolescentes (Martínez-Líbano et al., 2025).
La evidencia hasta el momento de estos estudios respalda la validez de la escala (TMMS-
24) y la fiabilidad de las puntaciones en cada uno de sus contextos. Sin embargo, en Ecuador se
cuenta con validaciones de otros instrumentos psicométricos que miden IE, pero dentro del
contexto solo se ha evaluado a estudiantes universitarios, como la escala de IE por rasgos
(TEIQue-sf) (Rivas y Gaibor, 2023), la escala de IE de Wong y Law (WLEIS-S) (Ortíz-Ochoa et
al., 2023) y la versión corta del Inventario de Cociente Emocional de Bar-On (EQI-C) (Zambrano-
Vacacela, 2025). Algo muy importante a tomar en cuenta es que, en el año 2021, en el Ecuador
si se llevó a cabo la validación de la escala TMMS-24, pero en población adulta, entre las edades
de 18 a 50 años (Górriz et al., 2021).
Por esa razón, la relevancia práctica de esta investigación ofrecerá una herramienta
confiable, breve y de fácil aplicación para evaluar la IE en los adolescentes, permitiendo que los
psicólogos, docentes y orientadores académicos de instituciones educativas desarrollen e
implementes programas de prevención e intervención respecto a problemáticas que son
desencadenadas por los trastornos emocionales. De igual manera, en el ámbito social, esta
investigación busca garantizar evaluaciones precisas que contribuyan al desarrollo laboral y a la
Vol. 13/ Núm. 2 2026 pág. 358
investigación científica del país. Para así evaluar con exactitud las necesidades socioemocionales
del adolescente ecuatoriano.
Con base en los antecedentes presentados, el objetivo general del presente estudio es
evaluar la validez factorial de la escala de Inteligencia Emocional TMMS-24 en adolescentes
ecuatorianos, realizar un análisis factorial exploratorio y confirmatorio del instrumento y
determinar la consistencia interna de la escala total y sus dimensiones. Se plantea como hipótesis
que la escala TMMS-24 presenta una adecuada validez factorial en adolescentes ecuatorianos.
METODOLOGÍA
Diseño de investigación
La presente investigación adoptó un enfoque cuantitativo, de diseño no experimental
dado que no se manipularon las variables independientes, con un alcance instrumental ya que se
buscó analizar la validez factorial de la herramienta TMMS-24 y se utilizó un corte transversal
visto que se recolectaron datos en un único momento temporal (Hernández-Sampieri et al., 2010).
Participantes
La población de estudio estuvo conformada por 702 adolescentes, después de la
depuración de datos debido a que 13 adolescentes no aceptaron participar de la investigación, 79
estaban recibiendo tratamiento psicofarmacológico, 7 presentaron tener algún tipo de
discapacidad (intelectual, trastorno generalizado del desarrollo o trastornos del aprendizaje) y 2
no eran ni tenían residencia ecuatoriana.
Finalmente se obtuvo una muestra total (N = 601) la cual fue dividida aleatoriamente en
dos submuestras independientes. En la primera muestra (n = 300) se realizó el Análisis Factorial
Exploratorio (AFE), con un porcentaje de 65.8% en mujeres y 34.2% en hombres. La edad
presentó una media de 14.2 años, una mediana del 15, una desviación estándar de 2.08, con
mínimo de 10 y un máximo de 17. Mientras que en la segunda muestra (n = 301) se llevó a cabo
el Análisis Factorial Confirmatorio (AFC), con el fin de validar la estructura factorial encontrada,
con un porcentaje de 59.3% que corresponde a mujeres y 40.7% hombres. La edad presentó una
media de 13.9 años, una mediana del 14.0, una desviación estándar de 2.16, con mínimo de 10 y
un máximo de 17.
Para la selección de los participantes se utilizó un muestreo no probabilístico por
conveniencia, debido a la accesibilidad de los participantes y disponibilidad en cuanto a horarios
y recursos, tomando en cuenta los criterios de inclusión, los cuales fueron: 1) estudiante de edades
entre 10 a 17 años (Código de la niñez y adolescencia, 2022), 2) adolescentes que sean
ecuatorianos o que poseen nacionalidad ecuatoriana, 3) estudiantes que se encuentren legalmente
matriculados en la Unidad Educativa Fiscomisional, 4) estudiantes que posean el consentimiento
informado aceptado por el tutor legal y el asentimiento informado por parte del estudiante.
investigación científica del país. Para así evaluar con exactitud las necesidades socioemocionales
del adolescente ecuatoriano.
Con base en los antecedentes presentados, el objetivo general del presente estudio es
evaluar la validez factorial de la escala de Inteligencia Emocional TMMS-24 en adolescentes
ecuatorianos, realizar un análisis factorial exploratorio y confirmatorio del instrumento y
determinar la consistencia interna de la escala total y sus dimensiones. Se plantea como hipótesis
que la escala TMMS-24 presenta una adecuada validez factorial en adolescentes ecuatorianos.
METODOLOGÍA
Diseño de investigación
La presente investigación adoptó un enfoque cuantitativo, de diseño no experimental
dado que no se manipularon las variables independientes, con un alcance instrumental ya que se
buscó analizar la validez factorial de la herramienta TMMS-24 y se utilizó un corte transversal
visto que se recolectaron datos en un único momento temporal (Hernández-Sampieri et al., 2010).
Participantes
La población de estudio estuvo conformada por 702 adolescentes, después de la
depuración de datos debido a que 13 adolescentes no aceptaron participar de la investigación, 79
estaban recibiendo tratamiento psicofarmacológico, 7 presentaron tener algún tipo de
discapacidad (intelectual, trastorno generalizado del desarrollo o trastornos del aprendizaje) y 2
no eran ni tenían residencia ecuatoriana.
Finalmente se obtuvo una muestra total (N = 601) la cual fue dividida aleatoriamente en
dos submuestras independientes. En la primera muestra (n = 300) se realizó el Análisis Factorial
Exploratorio (AFE), con un porcentaje de 65.8% en mujeres y 34.2% en hombres. La edad
presentó una media de 14.2 años, una mediana del 15, una desviación estándar de 2.08, con
mínimo de 10 y un máximo de 17. Mientras que en la segunda muestra (n = 301) se llevó a cabo
el Análisis Factorial Confirmatorio (AFC), con el fin de validar la estructura factorial encontrada,
con un porcentaje de 59.3% que corresponde a mujeres y 40.7% hombres. La edad presentó una
media de 13.9 años, una mediana del 14.0, una desviación estándar de 2.16, con mínimo de 10 y
un máximo de 17.
Para la selección de los participantes se utilizó un muestreo no probabilístico por
conveniencia, debido a la accesibilidad de los participantes y disponibilidad en cuanto a horarios
y recursos, tomando en cuenta los criterios de inclusión, los cuales fueron: 1) estudiante de edades
entre 10 a 17 años (Código de la niñez y adolescencia, 2022), 2) adolescentes que sean
ecuatorianos o que poseen nacionalidad ecuatoriana, 3) estudiantes que se encuentren legalmente
matriculados en la Unidad Educativa Fiscomisional, 4) estudiantes que posean el consentimiento
informado aceptado por el tutor legal y el asentimiento informado por parte del estudiante.
Vol. 13/ Núm. 2 2026 pág. 359
Criterios de exclusión fueron: 1) estudiantes que presenten discapacidad intelectual,
trastornos generalizados del desarrollo y trastornos del aprendizaje. Estos tipos de discapacidad
llegan afectar significativamente sus procesos cognitivos, lo cual implica que su manera de
procesar, comprender y responder a estímulos sea distinta de la población general. Por lo cual,
puede llegar a invalidar la interpretación de los resultados de la escala. Ministerio de Educación
(MINEDUC, 2011) 2) estudiantes que actualmente están recibiendo tratamiento
psicofarmacológico, ya que los psicofármacos llegan a tener efectos sobre el estado de ánimo, la
cognición, la atención y la conducta. Lo cual, puede alterar el rendimiento de una persona en un
test psicométrico (Peña et al., 2023).
Instrumentos
El instrumento que se utilizó para realizar el análisis de validez fue la escala de
inteligencia emocional ¨Trait Meta Mood-Scale¨ (TMMS-24), una medida de auto-informe que
evalúa la IE basada en el modelo de Salovey y Mayer (1990). La adaptación española fue realizada
por (Fernández-Berrocal et al., 2004) la cual está conformada por 24 ítems con ocho reactivos por
cada sub-escala respectivamente: a) Atención Emocional (ítems del 1-8), b) Claridad Emocional
(ítems 9-16 y c) Reparación Emocional (ítems 17-24). El formato de respuesta consiste en una
escala tipo Likert que presenta cinco opciones (1. totalmente en desacuerdo; 2. en desacuerdo; 3.
ni de acuerdo ni en desacuerdo; 4. de acuerdo; 5. totalmente de acuerdo).
Las propiedades psicométricas de la versión española muestran que, para cada factor, la
consistencia interna es aceptable (α = .90 para Atención Emocional; α = .90 para Claridad
Emocional y α = .86 para Reparación Emocional). Los tres factores correlacionan de forma
apropiada con variables de criterio clásicas tales como depresión, ansiedad, rumiación y
satisfacción vital (Fernández-Berrocal et al., 2004)
Procedimiento
El investigador, inicialmente obtuvo la autorización para la aplicación del reactivo con la
autoridad pertinente de la institución educativa. Siguiendo los principios éticos vigentes, se
solicitó mediante los estudiantes el consentimiento firmado (físico) de los representantes legales
para la respectiva participación del representado. Además, se les informó acerca de los objetivos
de este trabajo, la confidencialidad de los datos recolectados y se les aclaró que su participación
era voluntaria, pudiendo abandonar la investigación en el momento que lo desearan. A
continuación, se les envió a los estudiantes un link mediante la plataforma institucional que
maneja la Unidad Educativa para la respectiva realización de la escala.
La investigación fue revisada y aprobada por el Comité de Ética de la Investigación en
Seres Humano bajo el código 011-CEISH-UTA, los cuales revisaron con rigurosidad el
cumplimiento de los principios éticos propios de la investigación científica. El comité revisó
aspectos fundamentales, tales como; el bienestar de los participantes, la protección sus derechos
y la dignidad de cada uno de ellos. La participación de los estudiantes fue de manera voluntaria,
Criterios de exclusión fueron: 1) estudiantes que presenten discapacidad intelectual,
trastornos generalizados del desarrollo y trastornos del aprendizaje. Estos tipos de discapacidad
llegan afectar significativamente sus procesos cognitivos, lo cual implica que su manera de
procesar, comprender y responder a estímulos sea distinta de la población general. Por lo cual,
puede llegar a invalidar la interpretación de los resultados de la escala. Ministerio de Educación
(MINEDUC, 2011) 2) estudiantes que actualmente están recibiendo tratamiento
psicofarmacológico, ya que los psicofármacos llegan a tener efectos sobre el estado de ánimo, la
cognición, la atención y la conducta. Lo cual, puede alterar el rendimiento de una persona en un
test psicométrico (Peña et al., 2023).
Instrumentos
El instrumento que se utilizó para realizar el análisis de validez fue la escala de
inteligencia emocional ¨Trait Meta Mood-Scale¨ (TMMS-24), una medida de auto-informe que
evalúa la IE basada en el modelo de Salovey y Mayer (1990). La adaptación española fue realizada
por (Fernández-Berrocal et al., 2004) la cual está conformada por 24 ítems con ocho reactivos por
cada sub-escala respectivamente: a) Atención Emocional (ítems del 1-8), b) Claridad Emocional
(ítems 9-16 y c) Reparación Emocional (ítems 17-24). El formato de respuesta consiste en una
escala tipo Likert que presenta cinco opciones (1. totalmente en desacuerdo; 2. en desacuerdo; 3.
ni de acuerdo ni en desacuerdo; 4. de acuerdo; 5. totalmente de acuerdo).
Las propiedades psicométricas de la versión española muestran que, para cada factor, la
consistencia interna es aceptable (α = .90 para Atención Emocional; α = .90 para Claridad
Emocional y α = .86 para Reparación Emocional). Los tres factores correlacionan de forma
apropiada con variables de criterio clásicas tales como depresión, ansiedad, rumiación y
satisfacción vital (Fernández-Berrocal et al., 2004)
Procedimiento
El investigador, inicialmente obtuvo la autorización para la aplicación del reactivo con la
autoridad pertinente de la institución educativa. Siguiendo los principios éticos vigentes, se
solicitó mediante los estudiantes el consentimiento firmado (físico) de los representantes legales
para la respectiva participación del representado. Además, se les informó acerca de los objetivos
de este trabajo, la confidencialidad de los datos recolectados y se les aclaró que su participación
era voluntaria, pudiendo abandonar la investigación en el momento que lo desearan. A
continuación, se les envió a los estudiantes un link mediante la plataforma institucional que
maneja la Unidad Educativa para la respectiva realización de la escala.
La investigación fue revisada y aprobada por el Comité de Ética de la Investigación en
Seres Humano bajo el código 011-CEISH-UTA, los cuales revisaron con rigurosidad el
cumplimiento de los principios éticos propios de la investigación científica. El comité revisó
aspectos fundamentales, tales como; el bienestar de los participantes, la protección sus derechos
y la dignidad de cada uno de ellos. La participación de los estudiantes fue de manera voluntaria,
Vol. 13/ Núm. 2 2026 pág. 360
previo a la explicación sobre los objetivos y el proceso del estudio. De igual manera, se garantizó
la confidencialidad y el anonimato de la información, asegurando que los resultados obtenidos
fueran utilizados con fines académicos y de investigación. Durante todo el desarrollo del estudio
se procuró actuar con responsabilidad, transparencia, respeto en el manejo y análisis de los
resultados.
Análisis de datos
Se analizaron y procesaron los datos mediante el programa estadístico Jamovi 2.7.24 en
cual se realizó la comprobación de supuestos con el KMO, la esfericidad de Bartlett, se aplicó el
AFE para ver la carga de los factores con ponderaciones mayores a 0.4 como criterio de retención
de ítems y el AFC para comprobar la estructura factorial con índices de ajuste establecidos se
tomaron como referencia los siguientes puntos de corte: CFI y TLI ≥ 0.90 (adecuado), SRMR ≤
0.08. Finalmente, la medida de consistencia interna que se aplicó fue el omega de McDonald (ω)
lo cual demuestra una adecuada confiabilidad de la escala.
RESULTADOS
Se realizó un análisis factorial exploratorio para estimar la validez de la escala TMMS-
24. La medida de adecuación de la muestra KMO en la mayoría de los ítems resultó > 0.7
indicando un nivel bueno de adecuación y que las correlaciones entre los ítems son lo
suficientemente consistentes para ser factorizables, excepto los ítems 2 y 6 (MSA entre 0.64 y
0.67), siendo estos inferiores, lo que los ubica en un rango problemático, sugiriendo una baja
adecuación muestral. De igual manera la prueba de esfericidad de Bartlett resultó significativa (χ²
= 1732; gl = 256; p < .001), este dato confirma la existencia de relaciones entre los ítems. Basados
en estos resultados se procedió al análisis factorial.
Análisis Factorial Exploratorio (AFE)
Tabla 1
Cargas de los Factores
Factor
1 2 3 Unicidad
4. Pienso que merece la pena prestar atención a
mis emociones y estado de ánimo.
0.672 0.550
12. Normalmente conozco mis sentimientos
sobre las personas.
0.661 0.564
18. Aunque me sienta mal, procuro pensar en
cosas agradables.
0.623 0.526
24. Cuando estoy enfadado intento cambiar mi
estado de ánimo.
0.613 0.622
previo a la explicación sobre los objetivos y el proceso del estudio. De igual manera, se garantizó
la confidencialidad y el anonimato de la información, asegurando que los resultados obtenidos
fueran utilizados con fines académicos y de investigación. Durante todo el desarrollo del estudio
se procuró actuar con responsabilidad, transparencia, respeto en el manejo y análisis de los
resultados.
Análisis de datos
Se analizaron y procesaron los datos mediante el programa estadístico Jamovi 2.7.24 en
cual se realizó la comprobación de supuestos con el KMO, la esfericidad de Bartlett, se aplicó el
AFE para ver la carga de los factores con ponderaciones mayores a 0.4 como criterio de retención
de ítems y el AFC para comprobar la estructura factorial con índices de ajuste establecidos se
tomaron como referencia los siguientes puntos de corte: CFI y TLI ≥ 0.90 (adecuado), SRMR ≤
0.08. Finalmente, la medida de consistencia interna que se aplicó fue el omega de McDonald (ω)
lo cual demuestra una adecuada confiabilidad de la escala.
RESULTADOS
Se realizó un análisis factorial exploratorio para estimar la validez de la escala TMMS-
24. La medida de adecuación de la muestra KMO en la mayoría de los ítems resultó > 0.7
indicando un nivel bueno de adecuación y que las correlaciones entre los ítems son lo
suficientemente consistentes para ser factorizables, excepto los ítems 2 y 6 (MSA entre 0.64 y
0.67), siendo estos inferiores, lo que los ubica en un rango problemático, sugiriendo una baja
adecuación muestral. De igual manera la prueba de esfericidad de Bartlett resultó significativa (χ²
= 1732; gl = 256; p < .001), este dato confirma la existencia de relaciones entre los ítems. Basados
en estos resultados se procedió al análisis factorial.
Análisis Factorial Exploratorio (AFE)
Tabla 1
Cargas de los Factores
Factor
1 2 3 Unicidad
4. Pienso que merece la pena prestar atención a
mis emociones y estado de ánimo.
0.672 0.550
12. Normalmente conozco mis sentimientos
sobre las personas.
0.661 0.564
18. Aunque me sienta mal, procuro pensar en
cosas agradables.
0.623 0.526
24. Cuando estoy enfadado intento cambiar mi
estado de ánimo.
0.613 0.622
Vol. 13/ Núm. 2 2026 pág. 361
Factor
1 2 3 Unicidad
13. A menudo me doy cuenta de mis sentimientos
en diferentes situaciones.
0.606 0.628
9. Tengo claros mis sentimientos. 0.462 0.718
20. Intento tener pensamientos positivos, aunque
me sienta mal.
0.741 0.485
16. Puedo llegar a comprender mis sentimientos. 0.560 0.674
17. Aunque a veces me siento triste, suelo tener
una visión optimista.
0.512 0.713
19. Cuando estoy triste, pienso en todos los
placeres de la vida.
0.470 0.769
21. Si doy demasiadas vueltas a las cosas,
complicándolas, trato de calmarme.
0.463 0.733
14. Siempre puedo decir cómo me siento. 0.462 0.704
7. A menudo pienso en mis sentimientos. 0.704 0.517
8. Presto mucha atención a cómo me siento. 0.650 0.584
6. Pienso en mi estado de ánimo constantemente. 0.467 0.769
3. Normalmente dedico tiempo a pensar en mis
emociones.
0.447 0.670
5. Dejo que mis sentimientos afecten a mis
pensamientos.
0.433 0.673
Nota. El método de extracción ‘Máxima verosimilitud’ se usó en combinación con una rotación ‘oblimin’
La tabla 1 muestra las cargas de los factores obtenidos mediante el método de máxima
verosimilitud con rotación oblimin, con cargas superiores a 0.4, indicando una estructura
tridimensional, agrupándolos de la siguiente manera: factor 1 (4, 12, 18, 24, 13, 9) denominado
conciencia emocional; factor 2 (20, 16, 17, 19, 21, 14) denominado gestión emocional y factor 3
(7, 8, 6, 3, 5) denominado exploración emocional.
Sin embargo, durante el proceso de las cargas de los factores, no se agruparon los
siguientes ítems (10, 1, 23, 15, 22, 11 y 2) por lo que se tuvieron que eliminar ya que presentaron
problemas, ya sea de cargas cruzadas y/o baja adecuación muestral. Al excluir estos ítems dentro
de la estructura factorial del instrumento permitió obtener una solución factorial más clara y
conceptualmente coherente en la validez estructural de la escala en la muestra analizada.
Factor
1 2 3 Unicidad
13. A menudo me doy cuenta de mis sentimientos
en diferentes situaciones.
0.606 0.628
9. Tengo claros mis sentimientos. 0.462 0.718
20. Intento tener pensamientos positivos, aunque
me sienta mal.
0.741 0.485
16. Puedo llegar a comprender mis sentimientos. 0.560 0.674
17. Aunque a veces me siento triste, suelo tener
una visión optimista.
0.512 0.713
19. Cuando estoy triste, pienso en todos los
placeres de la vida.
0.470 0.769
21. Si doy demasiadas vueltas a las cosas,
complicándolas, trato de calmarme.
0.463 0.733
14. Siempre puedo decir cómo me siento. 0.462 0.704
7. A menudo pienso en mis sentimientos. 0.704 0.517
8. Presto mucha atención a cómo me siento. 0.650 0.584
6. Pienso en mi estado de ánimo constantemente. 0.467 0.769
3. Normalmente dedico tiempo a pensar en mis
emociones.
0.447 0.670
5. Dejo que mis sentimientos afecten a mis
pensamientos.
0.433 0.673
Nota. El método de extracción ‘Máxima verosimilitud’ se usó en combinación con una rotación ‘oblimin’
La tabla 1 muestra las cargas de los factores obtenidos mediante el método de máxima
verosimilitud con rotación oblimin, con cargas superiores a 0.4, indicando una estructura
tridimensional, agrupándolos de la siguiente manera: factor 1 (4, 12, 18, 24, 13, 9) denominado
conciencia emocional; factor 2 (20, 16, 17, 19, 21, 14) denominado gestión emocional y factor 3
(7, 8, 6, 3, 5) denominado exploración emocional.
Sin embargo, durante el proceso de las cargas de los factores, no se agruparon los
siguientes ítems (10, 1, 23, 15, 22, 11 y 2) por lo que se tuvieron que eliminar ya que presentaron
problemas, ya sea de cargas cruzadas y/o baja adecuación muestral. Al excluir estos ítems dentro
de la estructura factorial del instrumento permitió obtener una solución factorial más clara y
conceptualmente coherente en la validez estructural de la escala en la muestra analizada.
Vol. 13/ Núm. 2 2026 pág. 362
Tabla 2
Varianza Explicada
Factor Cargas de SS % de Varianza % Acumulativo
1 2.91 12.12 12.1
2 2.46 10.24 22.4
3 1.99 8.30 30.7
Con respecto a la relación de la varianza explicada de cada factor, se evidenció que en el
factor 1 la varianza es de 12.12%, en el factor 2 de 10.24% y en el factor 3 de 8.30% dando un
total de 30.7% de la varianza acumulada, lo que puede considerarse baja debido a que los ítems
que conforman la escala no explican correctamente todo el constructo de IE, esto puede deberse
a la eliminación de ítems.
Análisis Factorial Confirmatorio (AFC)
Tabla 3
Medidas de Ajuste
CFI TLI SRMR
0.848 0.819 0.0679
Se realizó el Análisis Factorial Confirmatorio para evaluar el ajuste del modelo de tres
factores, dando como resultado un CFI (0.848) y el TLI (0.819) estos índices evidencian un ajuste
insuficiente del modelo, lo que indica que la estructura factorial propuesta no se ajusta
adecuadamente a los datos. Por último, el índice SRMR (0.0679) indicó un nivel adecuado de
ajuste en cuestión de residuos.
Confiabilidad
Tabla 4
Estadísticas de Fiabilidad de Elemento
Si se descarta el
elemento
Media DE ω de McDonald
3. Normalmente dedico tiempo a pensar en mis
emociones.
3.20 1.22 0.876
4. Pienso que merece la pena prestar atención a mis
emociones y estado de ánimo.
3.63 1.19 0.877
5. Dejo que mis sentimientos afecten a mis
pensamientos.
3.00 1.30 0.892
Tabla 2
Varianza Explicada
Factor Cargas de SS % de Varianza % Acumulativo
1 2.91 12.12 12.1
2 2.46 10.24 22.4
3 1.99 8.30 30.7
Con respecto a la relación de la varianza explicada de cada factor, se evidenció que en el
factor 1 la varianza es de 12.12%, en el factor 2 de 10.24% y en el factor 3 de 8.30% dando un
total de 30.7% de la varianza acumulada, lo que puede considerarse baja debido a que los ítems
que conforman la escala no explican correctamente todo el constructo de IE, esto puede deberse
a la eliminación de ítems.
Análisis Factorial Confirmatorio (AFC)
Tabla 3
Medidas de Ajuste
CFI TLI SRMR
0.848 0.819 0.0679
Se realizó el Análisis Factorial Confirmatorio para evaluar el ajuste del modelo de tres
factores, dando como resultado un CFI (0.848) y el TLI (0.819) estos índices evidencian un ajuste
insuficiente del modelo, lo que indica que la estructura factorial propuesta no se ajusta
adecuadamente a los datos. Por último, el índice SRMR (0.0679) indicó un nivel adecuado de
ajuste en cuestión de residuos.
Confiabilidad
Tabla 4
Estadísticas de Fiabilidad de Elemento
Si se descarta el
elemento
Media DE ω de McDonald
3. Normalmente dedico tiempo a pensar en mis
emociones.
3.20 1.22 0.876
4. Pienso que merece la pena prestar atención a mis
emociones y estado de ánimo.
3.63 1.19 0.877
5. Dejo que mis sentimientos afecten a mis
pensamientos.
3.00 1.30 0.892
Vol. 13/ Núm. 2 2026 pág. 363
Si se descarta el
elemento
Media DE ω de McDonald
6. Pienso en mi estado de ánimo constantemente. 3.12 1.19 0.882
7. A menudo pienso en mis sentimientos. 3.19 1.19 0.877
8. Presto mucha atención a cómo me siento. 3.26 1.19 0.875
9. Tengo claros mis sentimientos. 3.51 1.19 0.880
12. Normalmente conozco mis sentimientos sobre
las personas.
3.34 1.16 0.879
13. A menudo me doy cuenta de mis sentimientos en
diferentes situaciones.
3.54 1.06 0.879
14. Siempre puedo decir cómo me siento. 3.11 1.22 0.879
16. Puedo llegar a comprender mis sentimientos. 3.33 1.15 0.876
17. Aunque a veces me siento triste, suelo tener una
visión optimista.
3.58 1.17 0.883
18. Aunque me sienta mal, procuro pensar en cosas
agradables.
3.57 1.16 0.879
19. Cuando estoy triste, pienso en todos los placeres
de la vida.
3.20 1.28 0.881
20. Intento tener pensamientos positivos, aunque me
sienta mal.
3.61 1.10 0.881
21. Si doy demasiadas vueltas a las cosas,
complicándolas, trato de calmarme.
3.36 1.22 0.881
24. Cuando estoy enfadado intento cambiar mi
estado de ánimo.
3.58 1.10 0.881
En relación a las estadísticas descriptivas, las medias de los ítems oscilaron entre 3.00 y
3.61, evidenciando niveles moderados a ligeramente elevados en las respuestas de los
participantes, por otro lado, las desviaciones estándar se establecieron entre 1.06 y 1.30. Por lo
tanto, se puede afirmar que no hubo efecto suelo ni techo en ninguno de los ítems, lo que indica
una adecuada distribución de las respuestas y una apropiada capacidad discriminativa de la escala.
Considerando que la versión final de la escala fue depurada, el análisis de la consistencia
interna por medio del coeficiente omega de McDonald evidenció que los valores de fiabilidad tras
eliminar los ítems oscilaron entre 0.876 y 0.892, mostrando una variación mínima con el valor
global. Estas variaciones indican que la escala sigue manteniendo una estructura interna
consistente y equilibrada a pesar de la eliminación de los ítems.
Si se descarta el
elemento
Media DE ω de McDonald
6. Pienso en mi estado de ánimo constantemente. 3.12 1.19 0.882
7. A menudo pienso en mis sentimientos. 3.19 1.19 0.877
8. Presto mucha atención a cómo me siento. 3.26 1.19 0.875
9. Tengo claros mis sentimientos. 3.51 1.19 0.880
12. Normalmente conozco mis sentimientos sobre
las personas.
3.34 1.16 0.879
13. A menudo me doy cuenta de mis sentimientos en
diferentes situaciones.
3.54 1.06 0.879
14. Siempre puedo decir cómo me siento. 3.11 1.22 0.879
16. Puedo llegar a comprender mis sentimientos. 3.33 1.15 0.876
17. Aunque a veces me siento triste, suelo tener una
visión optimista.
3.58 1.17 0.883
18. Aunque me sienta mal, procuro pensar en cosas
agradables.
3.57 1.16 0.879
19. Cuando estoy triste, pienso en todos los placeres
de la vida.
3.20 1.28 0.881
20. Intento tener pensamientos positivos, aunque me
sienta mal.
3.61 1.10 0.881
21. Si doy demasiadas vueltas a las cosas,
complicándolas, trato de calmarme.
3.36 1.22 0.881
24. Cuando estoy enfadado intento cambiar mi
estado de ánimo.
3.58 1.10 0.881
En relación a las estadísticas descriptivas, las medias de los ítems oscilaron entre 3.00 y
3.61, evidenciando niveles moderados a ligeramente elevados en las respuestas de los
participantes, por otro lado, las desviaciones estándar se establecieron entre 1.06 y 1.30. Por lo
tanto, se puede afirmar que no hubo efecto suelo ni techo en ninguno de los ítems, lo que indica
una adecuada distribución de las respuestas y una apropiada capacidad discriminativa de la escala.
Considerando que la versión final de la escala fue depurada, el análisis de la consistencia
interna por medio del coeficiente omega de McDonald evidenció que los valores de fiabilidad tras
eliminar los ítems oscilaron entre 0.876 y 0.892, mostrando una variación mínima con el valor
global. Estas variaciones indican que la escala sigue manteniendo una estructura interna
consistente y equilibrada a pesar de la eliminación de los ítems.
Vol. 13/ Núm. 2 2026 pág. 364
Tabla 5
Estadísticas de Fiabilidad de Escala
ω de McDonald
Escala total 0.886
Factor 1 0.760
Factor 2 0.770
Factor 3 0.796
En cuanto a la consistencia interna, se estimó el coeficiente omega de McDonald (ω), lo
cual determinó que, a nivel de los factores, los coeficientes obtenidos entre el factor 1 y 2 reflejan
una adecuada consistencia interna y el factor 3 supera por poco a una consistencia adecuada-alta,
dando así un valor global de 0.886, demostrando un nivel muy bueno de fiabilidad de la escala.
DISCUSIÓN
Este estudio tuvo como objetivo evaluar la validez factorial de la escala de Inteligencia
Emocional ¨Trait Meta-Mood Scale (TMMS-24) con el fin de aportar evidencia que garanticen la
calidad del cuestionario en su adaptación del contexto local para su debida aplicación en
adolescentes ecuatorianos.
Los análisis confirmaron la estructura de tres factores de la escala TMMS-24 (conciencia,
gestión y exploración emocional), y todos los ítems presentaron cargas factoriales mayores de
0.4, estos resultados no solo concuerdan con los reportes por Salovey et al. (1995) en la versión
original de la escala y con la versión española (Fernández-Berrocal et al., 2004), sino también con
lo hallado en estudios de validación de la escala (Gonzáles et al., 2020; Sousa, 2019). Sin
embargo, no se finalizó el análisis con los 24 ítems correspondientes a la escala, sino que tuvo
que ser reducido a 17 ítems por la falta de correlación y ajuste de la carga factorial según el
análisis realizado, ya que los ítems no fueron comprendidos de una forma coherente por los
adolescentes y por lo tanto presentaron cargas factoriales cruzadas, lo que sugiere la eliminación
de los mismos.
En consecuencia, los ítems eliminados fueron el 1 ¨Presto mucha atención a los
sentimientos¨, 2 ¨Normalmente me preocupo mucho por lo que siento¨, 10 ¨Frecuentemente puedo
definir mis sentimientos¨, 11 ¨Casi siempre sé cómo me siento¨ 15 ¨A veces puedo decir cuáles
son mis emociones¨, 22 ¨Me preocupo por tener un buen estado de ánimo¨ y el 23 ¨Tengo mucha
energía cuando me siento feliz¨. Estos ítems corresponden a los tres factores: conciencia, gestión
y exploración emocional, que al parecer en la población adolescente ecuatoriana no muestran
coherencia con la definición del constructo propuesto en la escala.
Tabla 5
Estadísticas de Fiabilidad de Escala
ω de McDonald
Escala total 0.886
Factor 1 0.760
Factor 2 0.770
Factor 3 0.796
En cuanto a la consistencia interna, se estimó el coeficiente omega de McDonald (ω), lo
cual determinó que, a nivel de los factores, los coeficientes obtenidos entre el factor 1 y 2 reflejan
una adecuada consistencia interna y el factor 3 supera por poco a una consistencia adecuada-alta,
dando así un valor global de 0.886, demostrando un nivel muy bueno de fiabilidad de la escala.
DISCUSIÓN
Este estudio tuvo como objetivo evaluar la validez factorial de la escala de Inteligencia
Emocional ¨Trait Meta-Mood Scale (TMMS-24) con el fin de aportar evidencia que garanticen la
calidad del cuestionario en su adaptación del contexto local para su debida aplicación en
adolescentes ecuatorianos.
Los análisis confirmaron la estructura de tres factores de la escala TMMS-24 (conciencia,
gestión y exploración emocional), y todos los ítems presentaron cargas factoriales mayores de
0.4, estos resultados no solo concuerdan con los reportes por Salovey et al. (1995) en la versión
original de la escala y con la versión española (Fernández-Berrocal et al., 2004), sino también con
lo hallado en estudios de validación de la escala (Gonzáles et al., 2020; Sousa, 2019). Sin
embargo, no se finalizó el análisis con los 24 ítems correspondientes a la escala, sino que tuvo
que ser reducido a 17 ítems por la falta de correlación y ajuste de la carga factorial según el
análisis realizado, ya que los ítems no fueron comprendidos de una forma coherente por los
adolescentes y por lo tanto presentaron cargas factoriales cruzadas, lo que sugiere la eliminación
de los mismos.
En consecuencia, los ítems eliminados fueron el 1 ¨Presto mucha atención a los
sentimientos¨, 2 ¨Normalmente me preocupo mucho por lo que siento¨, 10 ¨Frecuentemente puedo
definir mis sentimientos¨, 11 ¨Casi siempre sé cómo me siento¨ 15 ¨A veces puedo decir cuáles
son mis emociones¨, 22 ¨Me preocupo por tener un buen estado de ánimo¨ y el 23 ¨Tengo mucha
energía cuando me siento feliz¨. Estos ítems corresponden a los tres factores: conciencia, gestión
y exploración emocional, que al parecer en la población adolescente ecuatoriana no muestran
coherencia con la definición del constructo propuesto en la escala.
Vol. 13/ Núm. 2 2026 pág. 365
La decisión de eliminar considerablemente los 7 ítems del instrumento, implicó una
modificación relevante en la validez del constructo. En primer lugar, es posible que esta reducción
haya limitado la amplitud con la que se representa las dimensiones, ya que los ítems constituyen
a un indicador específico del mismo. Y en este sentido, la depuración de varios de estos ítems
puede afectar la capacidad del instrumento para representar de manera integral el fenómeno
estudiado. No obstante, la eliminación de los 7 ítems se lo realizó tomando en cuenta los criterios
psicométricos, tales como baja carga factorial o cargas cruzadas, lo que sugiere que su aporte a la
medición del constructo era limitado.
Además, dentro de la estructura de 3 factores en la investigación, los valores de ajustes
fueron bajos en comparación a otras investigaciones, como la de Cardona et al. (2025), que
también fue en adolescentes, pero que este presentó un CFI y TLI eficientes sin la eliminación de
ningún ítems, al igual que el estudio de Veloso et al. (2023), que evaluaron la utilidad de la escala
a través del Modelo Bifactorial con una población más adulta, con la que comprobaron de manera
precisa la estructura factorial propuesta, en algunos ítems daban resultados con cargas
significativas, pero al ser cercanos a 0.4 se consideraron apropiadas para la estructura del
instrumento, por lo que incluirlo o no quedaba a criterio de quien lo utilizara a futuras
aplicaciones, Sin embargo, no perjudicó a los valores de ajustes en el análisis factorial
confirmatorio.
En relación con la confiabilidad del TMMS-24, los valores obtenidos en el presente
estudio fueron adecuados para las tres dimensiones con una consistencia interna (ω) > 0.7. Estos
resultados son semejantes a los reportados en las investigaciones Camara et al. (2023), (ω) > 0.7;
Cabello et al. (2025) (ω) > 0.8; Pérez (2020), (ω) > a 0.8.
La evidencia de una alta consistencia interna plantea que los ítems de la escala miden de
manera homogénea el constructo de IE en la muestra de adolescentes seleccionada, un aspecto
esencial en la evaluación psicométrica, y al utilizar el coeficiente omega de McDonald representa
una ventaja metodológica grande frente al alfa de Cronbach, ya que este coeficiente proporciona
valores más precisos al evaluarse con estructuras factoriales complejas (Oyanedel, 2017).
Dentro del estudio se encontraron limitaciones, la primera, fue que al analizar la escala
TMMS-24 se mostró una varianza baja en esta población por la eliminación de los ítems como se
mencionó anteriormente, pero si se obtuvo una adecuada consistencia interna, la discrepancia
entre la alta fiabilidad y el ajuste factorial evidencian posibles problemas en el instrumento, podría
deberse a la redundancia entre ítems o que algunos de estos no presentan adecuadamente el
constructo teórico para ser comprendido por los adolescentes participantes en el estudio.
En segundo lugar, al examinar los resultados respecto a CFI y TLI se encontró que no
alcanzaron los puntos de corte recomendados, esto pudo verse afectado por el tamaño muestral
del estudio, por ese motivo, una solución sería aumentar la población, con la finalidad de evitar
estimaciones imprecisas en el error estándar e índices de ajuste.
La decisión de eliminar considerablemente los 7 ítems del instrumento, implicó una
modificación relevante en la validez del constructo. En primer lugar, es posible que esta reducción
haya limitado la amplitud con la que se representa las dimensiones, ya que los ítems constituyen
a un indicador específico del mismo. Y en este sentido, la depuración de varios de estos ítems
puede afectar la capacidad del instrumento para representar de manera integral el fenómeno
estudiado. No obstante, la eliminación de los 7 ítems se lo realizó tomando en cuenta los criterios
psicométricos, tales como baja carga factorial o cargas cruzadas, lo que sugiere que su aporte a la
medición del constructo era limitado.
Además, dentro de la estructura de 3 factores en la investigación, los valores de ajustes
fueron bajos en comparación a otras investigaciones, como la de Cardona et al. (2025), que
también fue en adolescentes, pero que este presentó un CFI y TLI eficientes sin la eliminación de
ningún ítems, al igual que el estudio de Veloso et al. (2023), que evaluaron la utilidad de la escala
a través del Modelo Bifactorial con una población más adulta, con la que comprobaron de manera
precisa la estructura factorial propuesta, en algunos ítems daban resultados con cargas
significativas, pero al ser cercanos a 0.4 se consideraron apropiadas para la estructura del
instrumento, por lo que incluirlo o no quedaba a criterio de quien lo utilizara a futuras
aplicaciones, Sin embargo, no perjudicó a los valores de ajustes en el análisis factorial
confirmatorio.
En relación con la confiabilidad del TMMS-24, los valores obtenidos en el presente
estudio fueron adecuados para las tres dimensiones con una consistencia interna (ω) > 0.7. Estos
resultados son semejantes a los reportados en las investigaciones Camara et al. (2023), (ω) > 0.7;
Cabello et al. (2025) (ω) > 0.8; Pérez (2020), (ω) > a 0.8.
La evidencia de una alta consistencia interna plantea que los ítems de la escala miden de
manera homogénea el constructo de IE en la muestra de adolescentes seleccionada, un aspecto
esencial en la evaluación psicométrica, y al utilizar el coeficiente omega de McDonald representa
una ventaja metodológica grande frente al alfa de Cronbach, ya que este coeficiente proporciona
valores más precisos al evaluarse con estructuras factoriales complejas (Oyanedel, 2017).
Dentro del estudio se encontraron limitaciones, la primera, fue que al analizar la escala
TMMS-24 se mostró una varianza baja en esta población por la eliminación de los ítems como se
mencionó anteriormente, pero si se obtuvo una adecuada consistencia interna, la discrepancia
entre la alta fiabilidad y el ajuste factorial evidencian posibles problemas en el instrumento, podría
deberse a la redundancia entre ítems o que algunos de estos no presentan adecuadamente el
constructo teórico para ser comprendido por los adolescentes participantes en el estudio.
En segundo lugar, al examinar los resultados respecto a CFI y TLI se encontró que no
alcanzaron los puntos de corte recomendados, esto pudo verse afectado por el tamaño muestral
del estudio, por ese motivo, una solución sería aumentar la población, con la finalidad de evitar
estimaciones imprecisas en el error estándar e índices de ajuste.
Vol. 13/ Núm. 2 2026 pág. 366
Por último, es posible que algunos ítems no hayan sido totalmente comprendidos por los
participantes, considerando la posible influencia de las diferencias culturales en adolescentes del
país, la cuales pueden manifestarse en el uso del lenguaje, los valores sociales, la diversidad étnica
y el contexto socioeconómico. Estas diferencias pueden afectar la interpretación del constructo
evaluado, inducir sesgos en la medición y afectar la validez del constructo
CONCLUSIONES
Se evidencia que la presente investigación aporta información útil sobre el constructo de
IE en la población de adolescentes, al permitir analizar los ítems y el modelo teórico planteado.
No obstante, a partir de los datos obtenidos en este estudio, se puede concluir que la escala de
Inteligencia Emocional ¨Trait Meta-Mood Scale¨ (TMMS-24) no presenta evidencia suficiente de
validez factorial robusta para ser evaluada en la población de adolescentes ecuatorianos.
Sin embargo, es necesario realizar un análisis más exhaustivo a la estructura del
instrumento, con la finalidad de conocer si el constructo de las dimensiones muestra una
coherencia en la población evaluada, si los ítems fueron comprendidos de manera adecuada por
los adolescentes, por lo tanto, futuras investigaciones podrían enfocarse en realizar una adaptación
cultural y lingüística de la escala TMMS-24 antes de realizar una validación, para que de esta
forma se disminuyen los sesgos y se presente una escala válida y confiable para población
adolescente.
Por último, es posible que algunos ítems no hayan sido totalmente comprendidos por los
participantes, considerando la posible influencia de las diferencias culturales en adolescentes del
país, la cuales pueden manifestarse en el uso del lenguaje, los valores sociales, la diversidad étnica
y el contexto socioeconómico. Estas diferencias pueden afectar la interpretación del constructo
evaluado, inducir sesgos en la medición y afectar la validez del constructo
CONCLUSIONES
Se evidencia que la presente investigación aporta información útil sobre el constructo de
IE en la población de adolescentes, al permitir analizar los ítems y el modelo teórico planteado.
No obstante, a partir de los datos obtenidos en este estudio, se puede concluir que la escala de
Inteligencia Emocional ¨Trait Meta-Mood Scale¨ (TMMS-24) no presenta evidencia suficiente de
validez factorial robusta para ser evaluada en la población de adolescentes ecuatorianos.
Sin embargo, es necesario realizar un análisis más exhaustivo a la estructura del
instrumento, con la finalidad de conocer si el constructo de las dimensiones muestra una
coherencia en la población evaluada, si los ítems fueron comprendidos de manera adecuada por
los adolescentes, por lo tanto, futuras investigaciones podrían enfocarse en realizar una adaptación
cultural y lingüística de la escala TMMS-24 antes de realizar una validación, para que de esta
forma se disminuyen los sesgos y se presente una escala válida y confiable para población
adolescente.
Vol. 13/ Núm. 2 2026 pág. 367
REFERENCIAS
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