ISSN 0798 1015

Vol. 39 (Nº 52) Año 2018. Pág. 30

Construcción de la Escala de Autoeficacia Docente Colectiva del profesorado universitario

Construction of the Collective Teaching Self-Efficacy Scale for university teaching staff

Milagros del Carmen GONZALES Miñán 1

Recibido: 11/07/2018 • Aprobado: 02/10/2018 • Publicado 28/12/2018

Contenido

1. Introducción

2. Metodología

3. Resultados

4. Conclusiones

Referencias bibliográficas

1. Introducción

De acuerdo con la Teoría Social Cognitiva de Bandura (2000), la autoeficacia docente colectiva juega un papel decisivo en el funcionamiento de los profesores a través de su efecto directo sobre factores como la conducta, la percepción del contexto social y el establecimiento de metas. De esta manera, los docentes pueden ser más optimistas o pesimistas en los actos que decides ejecutar, en las metas que se proponen, en cómo se esfuerzan por alcanzarlas, en los resultados que esperan lograr y en la perseverancia frente a las dificultades.

Por eso, como sostiene Bandura (1993, 1997), la enorme influencia que ejerce el constructo radica en su capacidad de producir diferencias entre las instituciones educativas. Ello explica el efecto diferencial que ejercen algunas instituciones produciendo un resultado más positivo o negativo en el aprendizaje de sus estudiantes. Es que la autoeficacia docente colectiva es el resultado de la interacción dinámica de los miembros de un grupo, es una propiedad que emerge del grupo y no simplemente la suma de las creencias de autoeficacia de cada miembro, entonces, es una propiedad del colectivo del que son parte (Bandura, 2000).

No existen instituciones que actúen independientemente de las creencias y acciones de las personas que las integran. Por eso, los logros grupales no son únicamente resultado del conocimiento compartido y las destrezas de cada uno de los miembros, sino de la interacción, coordinación y dinámica sinérgica que se produce.

Entonces, la autoeficacia docente colectiva en el profesorado universitario hace referencia a las creencias de los profesores sobre la capacidad docente que tienen los colegas de su facultad o departamento académico para organizar y ejecutar acciones que logren el aprendizaje de los estudiantes (Goddard, Hoy y Woolfolk, 2004).

A pesar de la importancia del constructo, son varios los autores (Blanco, 2010; Burton, Bamberry y Harris-Boundy 2005; Gozalo y León del Barco, 1999; Prieto, 2007) que denuncian que no se cuenta con investigaciones sobre la autoeficacia docente colectiva. Más bien son los estudios de la versión individual del constructo, los que han inspirado el mayor número de investigaciones (Calle, 2018; Covarrubias y Mendoza, 2015; Guzmán, 2016; Rodríguez, Del Valle, De la Vega y Paniagua, 2018; Tesouro, Corominas, Teixidó y Puiggalí, 2014; Vizcaino, López y Klimenko, 2018).

En consonancia con lo anterior, es entendible que si son escasos los estudios sobre la autoeficacia docente colectiva, lo son más los efectuados sobre autoeficacia en el nivel universitario, tal como lo sostienen Casas y Blanco-Blanco (2016), en su artículo acerca del estado de la investigación sobre autoeficacia y la Teoría Social Cognitiva en Hispanoamérica.

Por lo mencionado resulta lógico que existan muy pocos instrumentos para evaluar la autoeficacia docente colectiva y los que existen están dirigidos a profesores de educación escolar, tal como la Collective Teacher Self Efficacy (Schwarzer, Schmitz y Daytner, 1999) construida por los investigadores del Departamento de Psicología de la Salud de la Freie Universität Berlin (Alemania), la Collective Teacher Efficacy Scale elaborada por Goddard, et al. (2000) y, finalmente, la Collective Teacher Beliefs Scale construida por Tschannen-Moran y Barr en el 2004.

Por ello, se hace interesante y necesario este estudio ya que la versión colectiva de la autoeficacia ha sido muy poco estudiada y menos aún en el ámbito universitario. Así, la construcción de una escala se convirtió en el objetivo de esta investigación. Para lograrlo, nos basamos en el modelo teórico de la autoeficacia (Goddard, et al. 2000), las dimensiones del constructo (Prieto, 2007) así como en las sugerencias metodológicas indicadas por Albert Bandura y los instrumentos ya existentes para la evaluación del constructo.  

La metodología de investigación aplicada en este estudio fue la selectiva. Considerando la clasificación que propone Alvarado (citado por Herrero, 2005) para los diseños selectivos, de forma más específica, utilizamos el de encuestas. La encuesta recopila la información requerida a través de un conjunto de preguntas que está representada por los ítems del instrumento.  

2.1. Muestra de participantes

La muestra de participantes estuvo conformada por 414 profesores siendo 244 hombres (58,9%) y 170 mujeres (41.1%) de diversas facultades y centros de una universidad pública española. El muestreo aplicado ha sido de tipo no probabilístico, concretamente incidental. El mayor porcentaje de profesores de la muestra imparten docencia en el Centro Politécnico Superior y en la Escuela Universitaria de Ingeniería Técnica (22%) mientras que el menor porcentaje se ubica en las Ciencias Sociales y del Trabajo (1.4%).

La universidad fue seleccionada por las facilidades de acceso con las que se contaba pero sobre todo por su reconocido prestigio y antigüedad, lo que la convierte en una institución emblemática de la universidad pública española. 

2.2. Proceso de construcción del instrumento

El proceso de construcción del instrumento estuvo conformado por una serie de pasos. El primero fue la revisión de la literatura que incluyó el estudio detallado de las sugerencias y recomendaciones para la construcción de escalas de autoeficacia brindadas por Albert Bandura. Además, se examinaron las principales escalas para la evaluación de la autoeficacia docente, poniendo énfasis en cinco de ellas porque se construyeron en el marco de la Teoría Social Cognitiva. Las dos primeras evalúan la versión individual del constructo (Teacher’s Sense of Efficacy Scale u Ohio State Teacher Efficacy Scale de Tschanneen-Moran y Woolfolk, 2001, así como la Escala de Autoeficacia Docente del Profesorado Universitario de Prieto, 2007) y las restantes la versión colectiva de la autoeficacia: Collective Teacher Self Efficacy (Schwarzer, et al., 1999), Collective Teacher Efficacy Scale (Goddard, et al., 2000) y Collective Teacher Beliefs Scale (Tschannen-Moran y Barr, 2004).

El siguiente paso fue la redacción de los ítems de la escala intentando cubrir fielmente las seis dimensiones del constructo, culminando con una primera versión conformada por 86 ítems. Esta primera versión fue sometida a la revisión de dos grupos de jueces: un grupo de profesores universitarios y un grupo expertos en la autoeficacia quienes evaluaron la validez de contenido.

La valoración del primer grupo de jueces se focalizó en la necesidad de disminuir el número de ítems eliminando los repetidos, hacer el vocabulario más claro y pertinente. Así, la segunda versión de la escala se vio reducida a 50 ítems. El segundo grupo de jueces revisó ítem a ítem asignando una calificación comprendida entre 0 y 10 puntos en cuatro criterios de evaluación: Fidelidad con el constructo, correspondencia con la dimensión, correspondencia con los elementos del modelo teórico y la claridad de la redacción. La mayoría de jueces consideró que la escala contaba con un marco teórico sólido y media lo que pretendía medir. Además, dieron recomendaciones relacionadas con la redacción o vocabulario de los ítems, sugiriendo cambiar, eliminar o añadir alguna palabra a fin de hacerlos más claros. Los jueces insistieron en que sería oportuna la reducción de ítems sugiriendo la eliminación de seis de ellos por considerarse prescindibles. De esta manera, la tercera versión del instrumento quedó conformada por 44 ítems y fue esta versión la que se aplicó a los participantes del estudio. 

La evaluación psicométrica del instrumento se realizó utilizando el paquete estadístico SPSS (Statistical Package for the Social Sciences). Los procedimientos estadísticos comenzaron con la revisión de los datos descriptivos básicos de cada ítem y del total de la escala, seguido del análisis de ítems y obtención de la fiabilidad. Posteriormente, se aplicó un análisis factorial exploratorio y otro confirmatorio para evaluar la validez de constructo. 

3.1. Análisis psicométrico de la escala: fiabilidad

Los resultados del análisis de ítems permitieron comprobar que los reactivos discriminaban adecuadamente. El primer comentario es que la fiabilidad de la escala es alta ya que su coeficiente Alfa de Cronbach es de .965. Ello apunta a que el instrumento muestra ser consistente porque recoge bien las diferencias que existen entre los profesores universitarios del estudio en referencia a sus creencias de autoeficacia docente colectiva. Seguidamente, al analizar por separado las seis dimensiones o subescalas del instrumento, la eliminación del ítem 23 aumentaba el Alfa de Cronbach de la quinta subescala, por ello, fue excluido.

3.2. Análisis psicométrico de la escala: validez

Posteriormente, se realizó el análisis factorial con el objetivo de determinar la estructura o dimensiones del instrumento desde un punto de vista empírico. Es importante resaltar que era viable la aplicación de un análisis factorial porque se contaba con un tamaño muestral pertinente y además los ítems estaban intercorrelacionados (Test de esfericidad de Barlett: x2 alto (gl 903) =10980.574 y p-valor = .000).

Para el análisis factorial exploratorio se aplicó el método de componentes principales (rotación Varimax), puesto que es lo aconsejado por la literatura (Kaiser, 1970, 1974). La aplicación delimitó seis factores que explicaban un 60.67% de la varianza total. En el estudio, el análisis factorial exploratorio no ofreció una información clara puesto que los factores que se formaron no correspondían con los factores que postulaba el modelo teórico y que además, habían sido aprobados por los jueces expertos. Únicamente el segundo factor presentó una clara coincidencia con la V Dimensión del constructo: Investigación y publicación de los conocimientos científicos.   

Por lo mencionado, fue necesario someter el instrumento a un análisis factorial confirmatorio, el cual permitió una aproximación fuerte a la definición y/o validación del constructo (Pérez-Gil, Chacón y Moreno, 2000) a través de la aplicación de técnicas de los modelos de Ecuaciones Estructurales (Hair, Anderson, Tatham, y Black, 1999; Visauta, 1986) usando el software estadístico LISREL, 8.80. El método de estimación utilizado fue el de Máxima Verosimilitud que es uno de los métodos más utilizados (Batista y Coenders, 2000).

Para la realización del análisis, se compararon tres modelos alternativos. El primero compuesto por los ítems agrupados en las seis dimensiones (Modelo de 6 Factores Correlacionados), tal como sostiene la teoría. El segundo modelo estuvo conformado por dos factores (Modelo de 2 factores correlacionados) siendo el primero el grupo de ítems de la V dimensión y, el segundo factor, todos los ítems de las demás dimensiones. Finalmente, el tercer modelo (Modelo Unidimensional) se planteó dada la alta correlación entre los ítems y también porque, como señala Arias (2008), incluso si la teoría postula un número de factores se debería determinar en qué medida un modelo unidimensional es plausible.

Para evaluar el ajuste del modelo factorial se siguieron las recomendaciones que señalan la conveniencia de utilizar múltiples indicadores de ajuste (Hu y Bentler, 1995). Así, de acuerdo a los resultados obtenidos tras el análisis de la escala de 43 ítems (ver Tabla 1) el estadístico Chi-cuadrado según Satorra Bentler tiene valores altos en los tres modelos (3.30; 5.55 y 5.26 respectivamente), además de un p-valor asociado que conduce al rechazo de las restricciones del modelo. El RMSEA es bastante superior a .05 en los tres modelos, lo que conduce a rechazar la hipótesis de ajuste aceptable. Asimismo, el Intervalo de confianza para el error cuadrático medio de aproximación RMSEA es también muy alto en los tres modelos. Igualmente el RMR es superior a .05, por lo que no es aceptable. A diferencia de los resultados anteriores, el NNFI y el CFI son claramente superiores de .95 en el Modelo de 6 Factores Correlacionados y por eso, indican un buen ajuste. Finalmente los bajos valores del PGFI indican baja parsimonia del modelo.

Tabla 1
Índices de ajuste Iniciales de los tres modelos propuestos

Los índices iniciales de ajuste sugirieron realizar un detallado análisis de los residuos, lo que permitió descubrir dónde se habían producido los desajustes de los modelos a los datos que habían conducido a valores tan poco adecuados. A continuación, se suprimieron variables poco válidas que por el hecho de serlo tenían menos interés para la investigación, requerían un elevado número de saturaciones y covarianzas de error para alcanzar un buen ajuste, lo que comprometía gravemente a la parquedad del modelo.

Después de sucesivos análisis factoriales confirmatorios, del Modelo de 6 Factores Correlacionados se eliminaron 13 ítems quedando conformado solo por 30 reactivos. En el Modelo de 2 Factores Correlacionados se excluyeron 17 ítems quedando con 26 ítems. Asimismo, en el Modelo Unidimensional quedaron excluidos 22 quedando la escala conformada por 21 ítems. Entonces, en el Modelo de 6 Factores Correlacionados fue necesario eliminar menos ítems para alcanzar índices de ajuste adecuados. En el caso de los otros dos modelos, a pesar que se eliminó mayor cantidad de ítems, los índices de ajuste no fueron apropiados.

Los índices de ajuste finales de los tres modelos (ver Tabla2) indican que los valores del estadístico Chi-cuadrado según Satorra-Bentler han mejorado muchísimo en los tres modelos (1.59; 2.86 y 2.09 respectivamente) puesto que alcanzan en todos los casos el valor recomendado (< 3). Sin embargo, el Modelo de 6 Factores Correlacionados es el que obtiene el valor más bajo (1.59) indicando un mejor ajuste.

Tabla 2
Índices de ajuste finales de los tres modelos propuestos

En cuanto al RMSEA, solamente los valores del Modelo de 6 Factores Correlacionados fueron aceptables. Incluso su intervalo de confianza para el error cuadrático medio de aproximación RMSEA, fue el único que tuvo valores inferiores a .05 en ambos extremos, indicando un ajuste mejor que aceptable. Por otro lado, el RMR es inferior a .05, y por lo tanto aceptable, tanto en el Modelo de 6 Factores Correlacionados como en el Modelo Unidimensional. El NNFI y el CFI que ya eran aceptables inicialmente para el Modelo de 6 Factores Correlacionados y para el Modelo Unidimensional, incrementaron sus valores en los tres modelos acercándose más a 1 y por tanto indicando un buen ajuste. Finalmente, el aumento de los valores del PGFI en los tres modelos indica una mejor parsimonia del modelo.

Después de revisar detenidamente los índices de ajuste finales de los tres modelos modificados se seleccionó, de acuerdo con Batista y Coenders (2000), el modelo que tenía mejor sentido teórico, que sea más útil y supere con éxito la etapa de diagnóstico. Por eso, el elegido fue el Modelo de 6 Factores Correlacionados (ver Figura 1) ya que cumple con amplia superioridad dichos requisitos.

Figura 1
Representación gráfica del Modelo de 6 Factores Correlacionados. Análisis Factorial Confirmatorio

Nota: Planific= Planificación y diseño del proceso de enseñanza aprendizaje; Implicac= Implicación activa en el aprendizaje de los estudiantes; Clima= Interacción y creación de un clima positivo en el aula, departamento y facultad; Evaluaci= Evaluación del aprendizaje de los estudiantes y de la función docente; Investig= Investigación y publicación de los conocimientos científicos; Capacita= Capacitación y actualización profesional y pedagógica.

En la Figura 1. se observa la representación gráfica del Modelo de 6 Factores Correlacionados. Los indicadores o variables observadas (p1, p2, p3…etc.) representan los 30 ítems agrupados en seis factores o variables latentes. Cada indicador tiene, por una parte, un factor único subyacente que el indicador mide y, por otra, cualesquiera otras fuentes únicas de causación que están representadas por el término de error ( e ). 

Entonces, la versión final o definitiva de la escala quedó conformada por 30 ítems, distribuidos en seis dimensiones o factores, tal como aparece en la Tabla 3. Las primeras cuatro dimensiones se basan en las que propone Prieto (2007) cuando representa las diversas tareas que realiza el profesor. Así, reflejan la complejidad de las acciones de enseñanza, tanto las que el profesor desarrolla en el aula, como las que realiza fuera de ella, antes y después de impartir docencia.

Tabla 3
Ítems y dimensiones de la versión definitiva de la Escala de
Autoeficacia Docente Colectiva del Profesorado Universitario

Las dos restantes dimensiones fueron añadidas al comprobar que hacían falta puesto que, al igual que Vera, Salanova y Martín del Río (2011), consideramos que la función de investigación merecía ser incorporada y reconocida, más aún cuando en la universidad española al profesor se le conoce como PDI (Personal Docente Investigador). La segunda dimensión que se añadió se relaciona con la preparación y actualización del profesor universitario en cuanto a los contenidos de la asignatura que imparte y a la didáctica que emplea, factor que también tenía que ser considerado dada la relevancia que tiene el aprendizaje a lo largo de la vida (UNESCO, 2015) en el desempeño de todo profesional que imparte docencia en una universidad.

Por otro lado, la escalad de respuesta del instrumento es tipo Likert de 6 puntos, que va desde el 1 (poco capaces) hasta el 6 (muy capaces). Según Morales, Urosa y Blanco (2003), el 6 es un número de respuestas adecuado porque no es ni excesivamente alto ni demasiado bajo. Asimismo, dado que las personas tienden a evitar posiciones extremas, un número par, como el 6, exige una respuesta más precisa porque obliga a asumir una postura más cercana a poco capaces o a muy capaces, evitándose respuestas sin compromiso que se sitúen en el punto medio. 

Los puntuaciones se obtienen sumando las respuestas dadas por los participantes (30 ítems con posibilidad de respuesta entre 1 a 6 puntos) alcanzando puntajes que oscilan entre los 30 y los 180 puntos. Las calificaciones directas adquieren significado psicométrico cuando se las compara con tabla de normas o baremos que se ha construido para dicho fin.  

El instrumento construido resulta sumamente novedoso puesto que no se ha encontrado otro que evalúe la autoeficacia docente colectiva en el profesorado universitario a pesar del enorme impacto que tiene el constructo en el desempeño del profesorado (Bandura 1993, 1997). Así, está creando un importante precedente que motivará y facilitará diversas investigaciones futuras.

La escala construida es un instrumento válido y fiable lo cual le otorga utilidad empírica y conveniencia para la evaluación del constructo de la autoeficacia docente en el profesorado universitario ya que posee una alta fiabilidad general (Alfa de Cronbach de .965) y en sus 6 dimensiones. El análisis factorial confirmatorio permitió corroborar su estructura desde un punto de vista empírico, otorgándole validez. Así, la escala quedó conformada por 30 reactivos alcanzando buenos índices de ajuste. En suma, puede servir como un ejemplo de cómo construir una escala de autoeficacia dentro de la Teoría Social Cognitiva, dado que sigue las directrices propuestas por Albert Bandura. 

Si bien la función principal de la escala es la medición del constructo, puede convertirse también en una guía para las autoridades universitarias de cara a la revisión de los principales aspectos que conforman la enseñanza e investigación en la universidad, siendo utilizada como guía para los programas de capacitación y mejora del desempeño docente y demás acciones en el campo educativo universitario en general, contribuyendo de esta manera a la evaluación y autoevaluación docente.

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1. Doctora en Psicología y Aprendizaje. Profesora de la Escuela Académico Profesional de Ciencias y Tecnologías de la Comunicación. Facultad de Humanidades. Universidad Continental mgonzalesm@continental.edu.pe