Y VALIDEZ DE UN · PDF fileD 7, 11, 16, 21, 26, 28 6 E 10, 20, 29 3 F 5, 15, 25 3 G 3, 17, 27 3 30 ... El inventario y la hoja de respuestas se presentaron en forma separada

Tiempo de Educar

ISSN: 1665-0824

[email protected]

Universidad Autónoma del Estado de México

México

Castelo, Alejandro Jacobo

CONFIABILIDAD Y VALIDEZ DE UN INVENTARIO DE ENFOQUES DE ESTUDIO

Tiempo de Educar, vol. 9, núm. 18, julio-diciembre, 2008, pp. 281-304

Universidad Autónoma del Estado de México

Toluca, México

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CONFIABILIDAD Y VALIDEZ DE UN INVENTARIO DE ENFOQUES DE ESTUDIOAlejandro Jacobo Castelo1

RESUMEN

Tiempo de educar, año 9, segunda época, número 18, julio-diciembre de 2008

1 Maestro en Ciencias de la Educación por el Centro Interdisciplinario de Investigación y Docencia en Educación Técnica (CIIDET). Profesor-investigador del Instituto Tecnológico Superior de Cajeme, Sonora.

Con la finalidad de evaluar la confiabilidad y la validez de constructo de un inventario de 30 reactivos (Entwistle, 1988b) construido para obtener datos acerca de los estilos y enfoques de aprendizaje (Pask y Entwistle) de los estudiantes de la educación superior se analizaron las respuestas de una muestra no probabilística intencional de 1 064 alumnos de cinco instituciones educativas de Cajeme, Sonora. La edad mediana fue de 19 años (Rango = 32), 52% del sexo masculino y 48% femenino. La forma de muestreo es apropiada en diseños de investigación no experimentales, transeccionales y descriptivos (Hernández et al., 1991; Kerlinger, 1975). Del análisis de las respuestas se obtuvieron diversos índices: discriminación, consistencia interna (Alpha = 0.70) y validez de constructo. Mediante el análisis

factorial exploratorio se estableció una estructura subyacente de ocho factores que explicaron 45.71% de la varianza. Se propuso un baremo para interpretar las puntuaciones en estudiantes mexicanos, de acuerdo con los factores subyacentes, y otro más, resultado de un análisis factorial de segundo orden, el cual redujo los factores a cuatro. Se concluye que el instrumento es útil, confiable y válido para evaluar constructos de orden superior tales como enfoques profundo, superficial y estratégico importantes como aproximación a la comprensión de las intenciones con las cuales los alumnos se aproximan a las tareas académicas.

Palabras clave: confiabilidad, validez, estilos de aprendizaje, enfoques, muestreo.

El presente trabajo se realizó con el propósito de evaluar la confiabilidad y la validez de constructo de un inventario de estilos y enfoques de aprendizaje de estudiantes de educación superior. La versión original del inventario fue elaborada a finales de los años 80 por Noel Entwistle (1988b), de la Universidad de Edimburgo, en el Reino Unido. Los fundamentos conceptuales del inventario pasan por la consideración de conceptos de índole psicopedagógica tales como aprendizaje significativo y memorístico (Ausubel et al., 1983; Coll y Solé, 2001), enfoque de aprendizaje (Marton y Säljö, en Entwistle, 1988a; Entwistle, 1988b), estilo de aprendizaje (Pask, en Entwistle, 1988a y 1988b).

282Revista Interinstitucional de Investigación Educativa

INTRODUCCIÓN

With the purpose of evaluating the reliability and validity of a construct of an inventory of 30 items (Entwistle, 1988b) constructed to obtain information on the styles and approaches of learning (Pask and Entwistle) in university students, we made an analysis of the answers given by an intentional non-probabilistic sample of 1064 students from five universities in Cajeme, Sonora, Mexico. The median age was 19 years of age (Rank = 32), 52% male and 48% female. The pattern of our sample is used mainly on non-experimental, trans-sectional and descriptive research design (Hernández, Fernandez and Baptista 1991; Kerlinger, 1975).

Several indexes were obtained through the analysis of the answers: discrimination, internal consistency

(Alpha = 0.70) and construct’s validity. By means of factorial exploratory analysis, we established an underlying structure of eight factors that explained 45.71% of the variance. A table was proposed in order to interpret punctuation in Mexican students, according to underlying factors. Another one resulted from a factorial analysis of the second order, which reduced the factors to only four.

From all these, we may conclude that the instrument is useful, reliable and valid to evaluate high order constructs such as deep, superficial and strategic approaches which are important as an approximation to the comprehension of the students’ intentions when they deal with academic tasks.

Key words: reliability, validity, learning styles, approaches, sampling.

ABSTRACT

Ausubel planteó en su teoría del aprendizaje verbal significativo, cómo el aprendiz incorpora a su estructura cognitiva, con significado, los materiales presentados verbalmente en forma de representaciones, conceptos y proposiciones (Ausubel et al., 1983: 58-62). Estableció que para aprender significativamente era necesario que el alumno tuviera disposición para comprender o construir significado. La disposición para aprender es un aspecto en el cual el concepto de aprendizaje significativo se relaciona con los de enfoques y estilos de aprendizaje. Entre las condiciones para lograr aprendizajes significativos Ausubel estableció que se requería que los materiales por aprender fueran potencialmente significativos, y que el alumno tuviera una actitud favorable para aprender significativamente (Ausubel et al., 1983: 48). Si se reconoce la influencia de la actitud, entendida ésta como una predisposición favorable o desfavorable ante un objeto como es el caso de comprender o memorizar, se está reconociendo que los alumnos se aproximan a su proceso de aprendizaje con diferentes intenciones.

El enfoque de aprendizaje, categoría conceptual creada por Marton y Säljö (citados en Entwistle, 1988a y 1988b) empata con la de aprendizaje significativo porque hace alusión a las intenciones de memorizar (enfoque superficial), o comprender (enfoque profundo), con las cuales los aprendices encaran una tarea académica. Después, Ramsden (citado en Entwistle, 1988b) identificó un enfoque estratégico, en el cual la intención predominante con la que se aproximan los alumnos a la tarea es la de obtener las mejores calificaciones o la mayor rentabilidad de su empeño.

El estilo de aprendizaje, por otra parte, fue definido por Pask como una “tendencia general a adoptar una estrategia particular” (en Entwistle, 1988b: 93) al momento de enfrentar una tarea que exige comprensión. En esta posición la estrategia adoptada tiene relación con un procedimiento lógico al intentar comprender. El estilo serialista se caracteriza por una estrategia de lógica paso a paso, en tanto que en el estilo holístico la estrategia es global.

Confiabilidad y validez de un inventario de enfoques de estudio

283Tiempo de educar

El inventario, usando técnicas de encuesta, busca obtener un perfil de los enfoques y estilos predominantes en los alumnos y la confiabilidad y validez del instrumento con estudiantes mexicanos.

Además de aportar una metodología para la obtención de datos mediante el uso de inventarios, pone a disposición de la comunidad académica y de los investigadores educativos un instrumento para recabar información de utilidad para el diseño y desarrollo del currículum del nivel superior de educación. Los docentes tendrán en este instrumento una herramienta útil para la planificación de estrategias de enseñanza y de aprendizaje de acuerdo con los tipos de aprendizaje requeridos en la formación profesional según el modelo educativo para el tercer milenio (SNIT, 2003: 34).

La pregunta general que guió el estudio fue si el instrumento original, traducido del inglés al español, arroja medidas confiables y válidas con estudiantes mexicanos.

Objetivos específicos

Obtener índices de discriminación, consistencia interna y validez de la versión traducida del inventario corto de enfoques de estudio de Entwistle (1988b).

Obtener, mediante el análisis factorial exploratorio, la estructura factorial válida del inventario con estudiantes mexicanos, sonorenses.

Construir un baremo para interpretar las puntuaciones de acuerdo con cada una de las escalas subyacentes del inventario.

Variables

Las variables que se exploraron fueron las escalas y su correspondencia con las respuestas empíricas. La estructura subyacente del inventario original agrupa los reactivos como correspondientes a siete factores (variables subyacentes o


PREGUNTA DE INVESTIGACIÓN

constructos) que el autor denominó con una letra: A, B, C, D, E, F y G. A cada uno de los factores le corresponden entre tres y seis reactivos como se muestra en la tabla siguiente

Factores Proposiciones o reactivos Total

A 1, 6, 9, 14, 24 6

B 4, 8, 13, 18, 23, 30 6

C 2, 12, 22 3

D 7, 11, 16, 21, 26, 28 6

E 10, 20, 29 3

F 5, 15, 25 3

G 3, 17, 27 3

30

Las variables de este estudio son las siguientes escalas propuestas por Entwistle (1987b: 103, 273-274). Las escalas están compuestas por los factores cuya letra aparece entre paréntesis.

Escalas (factores) Significado de los reactivos

Logro (A) Contiene reactivos relacionados con métodos de estudio bien organizados, competitividad y esperanza de éxito.

Reproducción (B) Reactivos indicadores de orientación a la reproducción del enfoque superficial, intento de memorizar, motivación extrínseca y confianza en instrucciones claras y programación guiada de actividades de estudio.

Significado (D) Reactivos que exploran la búsqueda de significado, motivación intrínseca y académica (por temas y cursos).

Aprendizaje de comprensión (C+G)

Intento de relacionar las ideas con situaciones de la vida real, elaboración de mapas de áreas temáticas.

Aprendizaje operativo (E+G)

Precaución en el uso de datos, interés en problemas lógicos y racionales, énfasis en datos y detalles, dificultad para visualizar el todo.

285Tiempo de educar


Enfoque versátil

(D+C+E)

Esta es una escala combinada que incluye los reactivos de las escalas de significado, aprendizaje de comprensión y operativo.

Patologías de aprendizaje (F+B+G)

Escala combinada que contiene los reactivos de la escala de reproducción, además de los reactivos que exploran las desviaciones de los estilos serialista y holístico. Los reactivos del factor F obtienen indicadores de imprevisión (énfasis en hechos y detalles y dificultad para visualizar el todo), y el factor G, indicadores de trotamundeo (enfoque muy superficial, métodos individualistas de organización del conocimiento y tendencia a concluir y generalizar sin evidencias suficientes.

Predicción del éxito

(A+D+C+E+(48-B-F-G)

Esta escala es una combinación de reactivos de diversos factores que permite predecir el éxito académico general.

Método

La investigación realizada es exploratoria y descriptiva (Hernández et al., 1991: 58 y 60) y utilizó el método de encuesta para recabar los datos (Kerlinger (1975: 289).

Participantes

La población estudiada estuvo conformada por los alumnos inscritos en los primeros cuatro semestres de seis instituciones educativas, cuatro de nivel superior, una de nivel técnico superior universitario y una de nivel medio superior ubicadas en Ciudad Obregón, Cajeme, Sonora.

El instrumento se aplicó a una muestra no probabilística intencional de 1 064 alumnos, durante los periodos agosto-diciembre de 2001 y 2002 y enero-julio de 2003. Esta forma de muestreo se eligió por ser apropiada en diseños de investigación no experimentales, transeccionales y descriptivos (Hernández et al., 1991; Kerlinger, 1975). La edad mediana de la totalidad de la muestra fue de 19


años (Rango = 32), 52% del sexo masculino y 48% femenino. La muestra, además estuvo compuesta por sujetos inscritos en 13 diferentes carreras y en el último semestre de bachillerato. De esas carreras cinco fueron de corte ingenieril y de licenciatura: una parte de la muestra estaba inscrita en posgrado y una más en tres carreras de nivel técnico superior universitario.

Material

Se utilizó como instrumento un inventario de 30 reactivos y una hoja de respuestas. Cada reactivo contiene un enunciado al que los sujetos respondieron en una escala de tipo Likert (ver Summers, 1975; Briones, 1998; Sierra, 1994) con cinco puntos de anclaje, del 0 al 4, los cuales significan: Definitivamente en desacuerdo = 0, En desacuerdo con reservas = 1, No es aplicable o no puedo responder= 2, De acuerdo con reservas = 3 y Definitivamente de acuerdo = 4. El inventario y la hoja de respuestas se presentaron en forma separada. En la hoja de respuestas los participantes anotaban datos de las variables, escuela, carrera, semestre, edad y sexo. La forma de responder consistió en encerrar en un círculo sólo una de las cinco opciones de respuesta.

Procedimiento

La aplicación del instrumento se hizo en las horas y aulas de clase donde normalmente asisten los alumnos en los cursos normales, previa autorización del docente. El tiempo máximo para responder fue de 20 minutos. Los datos recabados se organizaron en una matriz para procesamiento electrónico de éstos mediante las herramientas de Microsoft Excel 2000 y el Statistic Pakage for Social Sciences (SPSS), versión 11. Las tablas y gráficas se realizaron también con las mismas herramientas.

A partir de la base de datos se hicieron diversos análisis estadísticos univariables, como conteo de frecuencias, porcentajes, estadísticos descriptivos (promedios, desviaciones, varianzas, rangos, entre otros) y multivariables como prueba de hipótesis, coeficientes de correlación, análisis de varianza y análisis factorial.

287Tiempo de educar


Estadísticos descriptivos

Los estadígrafos calculados muestran una distribución sesgada y con baja variación.

Tabla 1. Estadígrafos de tendencia central y de variabilidad de las

respuestas al inventario

Total de la muestra

Media aritmética

Desviación estándar

VarianzaCoeficiente de

variación

1 064 2.86 .655 .429 0.24

Para conocer las características de la distribución de cada uno de los reactivos del inventario se calcularon estadísticos descriptivos de tendencia central como la media aritmética y la mediana, de dispersión como la varianza (s2), la desviación estándar (s) y el rango (R), así como las medidas de forma de la distribución como la curtosis y la asimetría. Se probó la significancia estadística del sesgo de la distribución mediante la prueba de Kolmogorov y Smirnov (SPSS, 2000). La distribución de los puntajes no es normal.

Puntajes de la escala

Se analizó descriptivamente la estructura de escalas propuesta por Entwistle (1988b). La escala de predicción de éxito se dejó de lado por considerar que serían más útiles otros procedimientos para la predicción del éxito académico. Ninguna de las escalas resultó ser congruente con una distribución normal. Los resultados por escala se muestran en la gráfica 1.


RESULTADOS

Gráfica 1.Perfil de las puntuaciones obtenidas por la muestra en las siete

escalas propuestas por Entwistle

Estos resultados previenen sobre la adecuación de las técnicas de análisis estadístico sin formular suposiciones sobre la forma de la distribución. Esto no significa que los datos sean inservibles, sino que al momento de analizarlos habrá que seleccionar los modelos estadísticos más adecuados para estas formas de distribución. Por otra parte, la baja variabilidad en las respuestas alerta sobre la forma en que se construyeron (o tradujeron) los reactivos, así como las opciones que se presentaron para responder. Probablemente la construcción de los reactivos o el número y tipo de opciones de respuesta sean las responsables de la baja variabilidad y del sesgo de la distribución.

Baremo

Si se interpretan los resultados obtenidos en el análisis por escalas con un sentido práctico, todavía se tiene el problema de saber qué tanto una puntuación se puede considerar alta o baja. De hecho, el trabajo de Entwistle no propuso un baremo seriamente construido para interpretar los datos (Entwistle, 1988b: 274). Se construyó un baremo a partir del cálculo de percentiles y rangos en los puntajes de cada escala del inventario. Para cada una de las escalas se calcularon los percentiles y rangos. Los rangos asociados a cada percentil son diferentes en cada escala. La tabla siguiente lo exhibe.

289Tiempo de educar


3.37

2.57

2.91

2.5

2.883.03

2.19

0

0.5

1

1.5

2

2.5

3

3.5

O. Logro O.

Reproducción

O. Significado A.

Comprensión

A. Operativo Enfoque

versátil

Patologías de

aprendizaje

Med

ia

Escalas

Resultados generales por escala n = 1064

Tabla 2.Baremo para interpretar los puntajes de cada escala

La primera columna contiene interpretación de los percentiles; el resto de las columnas contienen las escalas, y los valores debajo de cada una de ellas son los rangos asociados al percentil.

Inte

rpre

taci

ón

Perc

enti

l

O. a

l log

ro

O. a

l sig

nif.

A. C

ompr

en.

A. o

pera

t.

Enf.

vers

.

Pato

logí

a de

A.

Muy alto 95 4.00 3.67 3.33 3.67 3.67 2.92

Muy alto 90 3.83 3.50 3.17 3.50 3.58 2.75

Alto 75 3.67 3.33 2.83 3.17 3.33 2.50

Prom. alto

50 3.50 3.00 2.50 2.83 3.08 2.17

Prom. bajo

25 3.17 2.50 2.17 2.50 2.75 1.83

Bajo 10 2.67 2.17 1.83 2.17 2.42 1.58

Muy bajo 5 2.50 1.83 1.67 2.00 2.25 1.42

Así, el baremo construido es una propuesta potencialmente útil para interpretar los resultados de aplicaciones futuras del inventario corto traducido al español, eso en el supuesto de que los puntajes arrojados por las escalas resulten confiables y válidos.

Consistencia interna del instrumento

La confiabilidad o consistencia interna de una escala expresa la capacidad que tiene el instrumento para obtener con él resultados similares en aplicaciones subsecuentes, es decir, “su capacidad de dar mediciones con el menor error posible” (Briones, 1998: 154). El coeficiente Alpha de Cronbach calculado resultó ser igual a 0.70, por lo que se puede concluir que la versión traducida del inventario corto tiene una consistencia moderadamente alta.


La consistencia interna de cada escala se muestra en la tabla siguiente:

Tabla 3.Escalas del inventario, reactivos, casos analizados, promedio de la

escala, coeficiente alfa de Cronbach y correlación promedio inter-reactivo

Escala Reactivos n rom lphaCorr. Inter-

reactivo

O. Logro1, 6, 9, 14, 19

y 241022 3.38 0.47 0.13

O. Reproducción4, 8, 13, 18,

23 y 301024 2.58 0.36 0.08

O. Significado7, 11, 16, 21,

26 y 281022 2.92 0.45 0.12

A. Comprensión2, 3, 12, 17,

22 y 27997 1 0.23 0.05

A. Operativo5, 10, 15, 20,

25 y 291022 2.89 0.24 0.05

E. Versátil

2, 7, 10, 11, 12, 16, 20,

21, 22, 26, 28 y 29

972 0.12

Patologías de A.

3, 4, 5, 8, 13, 15, 17, 18, 23, 25, 27

y 30

979 2.40 52 0.08

Análisis de discriminación de los reactivos

Se evaluó el poder de discriminación de los reactivos del inventario mediante el método de diferencia absoluta entre los cuartiles extremos de Edwards (Briones, 1998: 175-176). Este procedimiento permite obtener un índice que expresa la capacidad de cada uno de los reactivos del inventario para diferenciar a los sujetos que tuvieron puntuaciones altas y puntuaciones bajas en la totalidad del instrumento. Se calculó el estadígrafo de prueba t de Student

291Tiempo de educar


en cada uno de los 30 reactivos. En todos los casos, los da-tos permitieron rechazar la hipótesis nula de igualdad de promedios entre los cuarteles extremos, con p<0.0001 en prueba bilateral. Los 30 reactivos que componen el inventario tienen un adecuado poder de discriminación.

Como se desconoce si la versión traducida que ocupa este trabajo arroja medidas válidas para la estructura subyacente al agrupamiento de los reactivos en escalas, se realizó un análisis factorial exploratorio para determinar cuál es la estructura subyacente del inventario traducido. Estos datos representan una forma de validez de constructo. Un constructo o construcción hipotética se define a partir de una teoría y es un concepto subyacente que explica la variación de las variables observables (Kerlinger, 1975: 19, 324; Corral et al., 2001). El análisis factorial es un método que permite develar constructos subyacentes en un conjunto de variables observables (Corral et al., 2001: 43-44). Se realizó el análisis factorial exploratorio por el método de componentes principales y con los métodos de rotación Ortogonal (Varimax) y Oblicuo (Promax). Se encontró una estructura subyacente de ocho factores o componentes, los cuales explican 45.71% de la varianza.

En la tabla 4, la columna encabezada por Comp expresa los componentes, la siguiente los totales, el porcentaje de varianza y el acumulado de la solución no rotada. Los factores fueron extraídos con el criterio de valor propio (Eigenvalues) igual o mayor que 1. Las tres columnas del extremo de la derecha presentan los datos de la solución rotada. Las filas de los componentes 9 a 30 representan el desperdicio del análisis y no se incluyeron.


ESTRUCTURA FACTORIAL DE LAS MEDIDAS QUE ARROJA EL INVENTARIO

Tabla 4.Factores extraídos y varianza explicada

Total variance explained

Inicial eigenvaluesExtraction sums of squared

loadingsRotation sums of squared

loadings

Com

p

Tota

l

% of

var

ianc

e

Cum

ulat

ive

%

Tota

l

% of

var

ianc

e

Cum

ulat

ive

%

Tota

l

% of

var

ianc

e

Cum

ulat

ive

%

1 3.94 13.14 13.14 .94 13.14 3.14 2.47 8.22 8.22

2 2.40 8.00 1.13 .40 8.00 21.13 1.92 6.41 14.63

3 1.50 5.00 6.13 .50 5.00 26.13 1.67 5.56 20.19

4 1.36 4.53 0.66 .36 4.53 3.66 1.62 5.41 25.60

5 1.30 4.35 35.01 1.30 4.35 35.01 1.61 5.37 30.96

6 1.11 3.69 8.70 .11 3.69 38.70 1.60 .33 36.30

7 1.08 3.59 2.29 .08 3.59 42.29 1.52 5.08 41.38

8 1.03 3.42 5.71 1.03 3.42 5.71 1.30 4.33 45.71

Extraction method: principal component analysis

Por cuestiones de espacio sólo se presenta la solución rotada por el método Promax, pues este método de rotación oblicua facilita la interpretación porque hace que la matriz lamda sea más clara y fácil de interpretar, ya que permite la correlación entre los factores de modo que las cargas factoriales altas se mantienen en lo alto y las bajas en lo bajo, además, como afirma Kerlinger (1975: 487), la rotación oblicua, al permitir correlación entre los factores, resulta más apegada a la realidad que la ortogonal. La tabla muestra la solución rotada y la figura un gráfico tridimensional de ésta.

En la tabla 5, los pesos factoriales en cada columna corresponden a los reactivos con cargas superiores a 0.40. Se eliminaron las cargas factoriales menores que ese valor.

293Tiempo de educar


Tabla 5.Solución rotada por método Promax

Variables 1 2 3 4 5 6 7 8

R1 0.54

R2 0.61

R3 0.59

R4 0.47

R5 0.67

R6 0.42 0.28

R7 0.63

R8 0.56

R9 0.44

R10 0.45

R11 0.61

R12 0.57

R13 0.43

R14 0.69

R15 0.70

R16 0.46

R17 0.49

R18 0.65

R19 0.47

R20 0.42

R21 0.53

R22 0.50

R23 0.68

R24 0.49

R25 0.57

R26 0.76

R27 0.49

R28 0.51

R29 0.78

R30 0.61


Figura 2.Representación gráfica de la solución rotada. Los puntos

representan la posición espacial de cada reactivo

Un hallazgo importante es que la estructura factorial difiere de la estructura hipotética bajo la cual se agruparon los reactivos en la versión original del instrumento. El factor I de este análisis, por ejemplo, fue saturado por los reactivos R20, R22, R23, R26 y R28, de los cuales sólo los dos últimos corresponden al mismo factor en la propuesta de Entwistle (1988b) (Factor D: Orientación al significado). Donde hubo mayor coincidencia fue en los factores II, III, V y VIII, con reactivos de Patologías de aprendizaje, Orientación reproductiva, Orientación al logro y Aprendizaje operativo, respectivamente. Los factores I, IV y VI tienen coincidencias menores que ponen en entredicho la validez de los constructos propuestos por Entwistle: Orientación al significado, Aprendizaje Operativo, Aprendizaje de comprensión, pues algunos de los reactivos saturaron en otros factores diferentes.

295Tiempo de educar


A los factores obtenidos en el presente análisis se les dio un nombre o se propuso un constructo subyacente en los reactivos que lo saturaron, se procedió a analizar la correlación entre los factores de la solución rotada presentada para saber si los factores miden alguna dimensión común. Cinco de los ocho factores mostraron correlaciones significativas, por lo que se realizó un análisis factorial de segundo orden que permitió reducir los ocho factores a tres de un orden superior los cuales explican 70.27% de la varianza de la matriz de ocho factores, como se puede observar en la tabla 4.

Las columnas encabezadas con 1, 2 y 3 en la tabla 6 representan los factores de orden superior. Las filas los factores de segundo orden. Los valores en el cruce de columna y renglón expresan las cargas o saturación de cada factor de segundo orden en el factor de orden superior. Se sombrearon las cargas más altas en cada factor de orden superior.

Tabla 6.Análisis factorial de segundo orden

Structure matriz

Component1 2 3

F1 Or¡entación al significado 0.66 -0.49 0.10

F2 Patologías de aprendizaje -0.94 0.19 0.10F3 Orientación reproductiva -0.23 0.12 0.92F4 Intención de comprender 0.49 -0.67 -0.28F5 Orientación al logro 0.36 0.62 -0.41F6 Construcción de significado 0.79 0.06 -0.46F7 Tendencia a la imprevisión -0.06 0.77 0.11F8 Aprendizaje operativo 0.65 0.16 -0.29

En resumen, la estructura válida del inventario de enfoques consta de cuatro factores.

La tabla ofrece un resumen de los factores e indicadores, así como los reactivos que componen cada escala.


Tabla 7.Resumen de factores de orden superior, reactivos del inventario y

coeficientes de confiabilidad

Factores Reactivos Total reactivos

Alpha cronbach

Enfoque profundo

R2, R7, R9, R12, R21, R25, R10, R29, R20, R22, R23, R26

y R28

13 0.71

Enfoque estratégicoR1, R6, R14, R16, R19, R4, R5 y R11

8 0.49

Enfoque superficialR8, R13, R24, R27

y R305 0.42

Patologías de aprendizaje

R3, R15, R17 y R18 4 0.53

30 0.71

Con la finalidad de interpretar los puntajes calculados agrupando los reactivos de acuerdo con los enfoques, se construyó un baremo con los percentiles y rangos de cada uno de los factores: enfoque profundo, enfoque estratégico, enfoque superficial y patologías de aprendizaje. La tabla 8 muestra el baremo.

Tabla 8.Baremo para interpretar los puntajes del inventario

reestructurado

Interpretación PercentilesEnfoque profundo

Enfoque estratégico

Enfoque superficial

Patologías de aprendizaje

Muy bajo 5 2.30 2.27 1.40 0.50

Muy bajo 10 2.51 2.50 1.70 0.75

Bajo 25 2.81 2.90 2.20 1.50

Prom. bajo 50 3.13 3.30 2.60 2.00

Prom. alto 75 3.44 3.57 3.00 2.50

Alto 90 3.63 3.73 3.40 3.00

Muy alto 95 3.73 3.83 3.60 3.25

297Tiempo de educar


La propuesta de esta estructura, así como el baremo dan cumplimiento a los objetivos planteados al inicio de este trabajo.

Los resultados encontrados sugieren hacer algunos análisis en relación con los tres objetivos planteados en el estudio.

Respecto de los reactivos, el tener un adecuado poder de discriminación y un coeficiente de confiabilidad moderadamente alto, avalan la utilidad del instrumento para obtener medidas de las diferentes dimensiones de los enfoques de estudio con estudiantes de nivel superior mexicanos. La versión traducida del instrumento es confiable. Sin embargo, la tendencia a responder en las opciones de valor más alto y su baja variabilidad son preocupantes. Estas tendencias tal vez se originen de la comprensión misma de lo que expresan los enunciados y la comodidad relativa de responder en opciones socialmente deseables para el sujeto. Las opciones de respuesta en escalas de tipo Likert están siempre amenazadas por esa tendencia y por las fallas técnicas en la redacción (Sierra, 1994). No se encontró ningún estudio que haya utilizado este instrumento traducido y tampoco alguno que haya analizado este aspecto.

Además, un aspecto que llama la atención es que el inventario formula los enunciados únicamente en sentido positivo y si a ello se agrega el carácter relativamente neutral de los enunciados, difícilmente producen una reacción fuerte hacia el extremo negativo, lo cual hubiese sido favorable para un perfil de respuesta con una mayor dispersión. Por otra parte, muy probablemente el número de puntos de anclaje de las respuestas y su significado pudieron conjugar separa dar ese efecto. Esto podría investigarse en aplicaciones subsecuentes revisando previamente la redacción de los reactivos, haciendo los enunciados más incitadores e incluyendo un mayor número de puntos de anclaje en las opciones de respuesta, preferentemente un par de opciones, para evitar que los sujetos se refugien en el centro.


DISCUSIÓN

Dos conceptos centrales sirvieron de eje en la construcción del inventario: enfoque y estilo, provenientes de líneas diferentes, pero complementarias, de investigación sobre el aprendizaje estudiantil. Esto lleva a la pregunta sobre la validez de las medidas que resultan de aplicar el inventario ¿las medidas se refieren a enfoques y estilos? Contrario a la aparente simplicidad de ambos constructos, los resultados del análisis factorial exploratorio revelaron que ambos son de una intrincada complejidad y multidimensionalidad, tal vez mayor en la versión traducida del inventario. El hecho de que los conceptos de enfoque y estilo de aprendizaje o de estudio tienen múltiples dimensiones ya había sido reconocido por los autores del instrumento. La estructura del instrumento en escalas expresa la imposibilidad de ofrecer una forma de leer los datos como expresión directa de un enfoque o de un estilo. Cada una de las escalas contiene reactivos cuya respuesta resulta difícil de clasificar en una dimensión u otra de los enfoques y estilos. De hecho, el mismo Entwistle (2000: 3-4), recientemente reconoció, después de 25 años de investigación, que los estilos de aprendizaje holístico y serialista que había propuesto Pask forman parte de una dimensión de los enfoques profundos en tanto se refieren a las estrategias y operaciones necesarias para aprender comprendiendo o construyendo significado porque la estrategia holística implica que el sujeto relacione las ideas previas con las nuevas, en tanto que la serialista tiene que ver con el uso adecuado de las evidencias para hacer generalizaciones.

Para interpretar los resultados en términos de los enfoques es necesaria la combinación de los puntajes de una, dos o más escalas que contienen los elementos. De hecho, el análisis factorial efectuado no agrupó los reactivos dentro de las escalas a las que supuestamente pertenecían y por ello fue necesario “renombrar” las escalas de acuerdo con la agrupación resultante del análisis y realizar un análisis factorial exploratorio de segundo orden para develar el factor subyacente. Aún así, es posible hacer una lectura válida de las escalas renombradas utilizando el baremo construido para el caso.

299Tiempo de educar


Respecto del segundo objetivo, al realizar el análisis factorial exploratorio se buscó saber si las medidas obtenidas eran congruentes con los constructos representados en las escalas. Se esperaba que el análisis factorial lograra agrupar los reactivos en torno a un factor subyacente que correspondiera con las escalas; sin embargo, no fue así. Destaca que la solución factorial aisló ocho factores; sin embargo, éstos no coincidieron con los propuestos por Entwistle. Por esa razón hay un cuestionamiento a la validez del instrumento interpretado a la luz de las escalas originales. Cómo un todo, las medidas que arroja la aplicación del inventario tienen una relación no muy fuerte con un constructo general, que se supone son enfoques de aprendizaje o de estudio. El monto de la varianza explicada (45.75%), así como la baja consistencia interna en las escalas de Aprendizaje de Comprensión (0.23) y Aprendizaje Operativo (0.24) avalan esa aseveración, es decir, el instrumento arroja medidas de relativa validez. La consistencia interna baja.

Los resultados del análisis factorial de segundo orden agrupan las escalas y consecuentemente los reactivos de una forma razonable puesto que explican 70.27% de la varianza de los de ocho factores avalada por una mayor consistencia dentro de los enfoques profundo, superficial y estratégico. Esto permitirá interpretar los resultados como indicadores directos de ellos.

Respecto del tercer objetivo el cual fue construir un baremo para interpretar los puntajes obtenidos en las escalas obedeció a la necesidad de tener una regla, para dar sentido práctico a los puntajes que se obtengan en el futuro al aplicar el instrumento. Se pretendía construir un baremo y en realidad fue necesario construir tres: uno para las escalas originales, otro para las escalas renombradas y uno más para los constructos de orden superior encontrados: enfoque profundo, enfoque superficial y enfoque estratégico.

En la actualidad, las instituciones educativas mexicanas de todos los niveles están involucrándose cada vez más en reformas que tienen como eje central la preocupación por los procesos de aprendizaje y de estudio de los alumnos. El Instituto Tecnológico


Superior de Cajeme, institución del Sistema de Institutos Tecnológicos Descentralizados de educación superior ha reorientado su modelo educativo hacia el alumno y sus procesos de aprendizaje, los resultados de este estudio buscan aportar un instrumento calibrado que permita explorar en los alumnos que ingresan, sus enfoques de aprendizaje. Esta información será de utilidad no sólo para agregar un dato más al perfil de los alumnos que ingresan sino para justificar la necesidad de reorientar las prácticas de enseñanza hacia formas que produzcan los tipos de aprendizaje que la institución está comprometida a desarrollar en los alumnos. Esto implicará una modificación de los planteamientos didácticos de los programas de estudio y una capacitación docente acorde con ellos.

El concepto de enfoque de aprendizaje (learning approach), cuyos orígenes se remontan hasta el final de los años sesenta del pasado siglo, es hoy, en virtud de los procesos de investigación desarrollados desde entonces, uno de los más poderosos y prometedores para el mejoramiento de la educación superior. Su importancia e influencia como categoría analítica para los procesos de comprensión y estudio y su relación con la enseñanza está fuera de toda duda como lo muestran los estudios empíricos que con diversos objetivos y poblaciones se han desarrollado durante los últimos 30 años, por desgracia fuera de México.

Se han reportado estudios para conocer la relación de los enfoques de aprendizaje con los niveles de comprensión de conceptos específicos como la información de sistemas (Cope, 2003), para evaluar su impacto combinado con factores de la personalidad sobre la información de la conducta de universitarios (Heinström, 2000), para evaluar la relación entre los enfoques de aprendizaje y las creencias epistemológicas de estudiantes chinos (Chan, 2002), para evaluar la relación de los enfoques de aprendizaje de los alumnos y su relación con la enseñanza (Garrison et al., 1995), para comparar los enfoques de estudiantes universitarios de campus universitarios diferentes (Ling et al., s/f), para evaluar el uso de enfoques en estudiantes de administración (Duff, 2004), además de los estudios de interés teórico y metodológico tendientes a refinar y desarrollar el concepto. En

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Gran Bretaña, hay un programa amplio de investigación denominado Proyecto ETL (Mejoramiento de ambientes de Enseñanza-aprendizaje) dirigido por Hounsell y Entwistle, entre cuyos objetivos está el desarrollo de instrumentos para explorar los enfoques de aprendizaje y estudio. Dentro de este proyecto se ha desarrollado el inventario de enfoques de estudio. En la actualidad, la versión revisada del Inventario de Enfoques de Estudio (RASI) consta de 60 reactivos y evalúa enfoques profundo superficial y estratégico y se ha agregado un enfoque apático (opuesto al enfoque estratégico) así como aptitud académica.

Finalmente, la información que aporta el inventario puede servir de base para emprender acciones de investigación tendientes a evaluar empíricamente los niveles de comprensión del alumno: el instrumento mide las intenciones tal como las percibe el alumno, pero no la comprensión. Los enfoques de aprendizaje, además están relacionados e influidos por el ambiente de enseñanza-aprendizaje, por lo que también es necesario investigar la relación de éstos con las prácticas de los docentes y el desarrollo de las actividades de aprendizaje.

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