Adaptación y validación de la versión española de la Escala de Motivación Educativa en estudiantes de educación secundaria postobligatoria

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Adaptación y validación de la versión española de la Escala de Motivación Educativa en estudiantes de educación secundaria postobligatoria JUAN L. NÚÑEZ1, JOSÉ MARTÍN-ALBO1, JOSÉ G. NAVARRO1 Y ZOILA SUÁREZ2 1

Universidad de Las Palmas de Gran Canaria; 2Instituto de Enseñanza Secundaria José Zerpa. Las Palmas

Resumen El propósito de este trabajo fue adaptar y validar la Escala de Motivación Educativa (EME-E) en estudiantes de Secundaria postobligatoria. Participaron en el estudio 425 estudiantes, 239 de bachillerato y 186 de ciclos de formación profesional. La versión española adaptada denominada Escala de Motivación Educativa en secundaria (EME-S) mostró una estructura factorial oblicua de siete factores. Los resultados mostraron correlaciones positivas entre las subescalas más autodeterminadas y las variables autoestima y autoconcepto académico. La fiabilidad mostró niveles adecuados. El análisis de varianza multivariado mostró un perfil más autodeterminado en las mujeres y en los estudiantes de ciclos de formación profesional. Finalmente, los resultados apoyan parcialmente la utilización de la EME-S en el contexto de la educación secundaria postobligatoria para evaluar los diferentes tipos de motivación. Palabras clave: Autoconcepto, autodeterminación, autoestima, estudiantes de secundaria, validación.

Adaptation and validation of the Spanish version of the Academic Motivation Scale in post-compulsory secondary education students Abstract The purpose of the study was to adapt and validate the psychometric properties of the Academic Motivation Scale with post-compulsory secondary school students. The participants were 425 students, 239 from secondary education, and 186 from specialised vocational courses. The adapted Spanish secondary school version of the scale, named Secondary Academic Motivation Scale (EME-S), confirmed an oblique seven-factor structure. The results showed positive correlations between the most self-determined subscales and the variables self-esteem and academic self-concept. The reliability showed satisfactory levels of internal consistency and temporal stability. The MANOVA results showed a more self-determined profile for women and for vocational education students. Finally, these findings partially support the use of the EME-S for assessing types of motivation in post-compulsory secondary education students. Keywords: Self-concept, self-determination, self-esteem, secondary school students, validation.

Correspondencia con los autores: Juan L. Núñez. Departamento de Psicología y Sociología. Facultad de Formación del Profesorado. Universidad de Las Palmas de Gran Canaria. C/. Sta. Juana de Arco, 1. 35004 Las Palmas. España. Tel.: 928 458924. Fax: 928 452880. E-mail: [email protected] © 2010 Fundación Infancia y Aprendizaje, ISSN: 0210-9395

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Introducción La motivación es un proceso interno determinado por aspectos biológicos, culturales, sociales, de aprendizaje y cognitivos que impulsan a un sujeto a iniciar, desarrollar o finalizar una conducta (Burón, 2006). La importancia de este constructo radica principalmente en su potencia explicativa y predictiva de la conducta humana, aunque los instrumentos empleados en su medida no han tenido una evolución semejante (Manassero y Vázquez, 1998). El estudio de la motivación se ha abordado desde diferentes paradigmas teóricos, entre los que destaca la teoría de la autodeterminación (TAD; Deci y Ryan, 1985). Esta teoría presenta una aproximación a la motivación humana y a la personalidad desde la perspectiva de una metateoría organísmica que maximiza la importancia de los recursos internos de las personas para el desarrollo de la personalidad y las conductas autorreguladas (Ryan, Kuhl y Deci, 1997) y se apoya en aspectos sociales y ambientales que favorecen o disminuyen la motivación intrínseca (MI.). La TAD postula que la conducta puede estar amotivada, extrínsecamente motivada o intrínsecamente motivada. Estas dimensiones se sitúan a lo largo de un continuo desde la falta de control hasta la autodeterminación (Deci y Ryan, 1985, 1991). La amotivación es un estado de falta de motivación que implica una percepción de incompetencia e incapacidad para actuar, ausencia de intención o de control para realizar una determinada conducta, poca o nula valoración de la tarea, sentimientos de indefensión y falta de expectativas y creencias para producir o alcanzar el resultado deseado. En esta situación los sujetos no perciben que exista relación entre sus acciones y los resultados de las mismas. El estado de amotivación podría compararse al concepto de indefensión aprendida (Abramson, Seligman y Teasdale, 1978). En la motivación intrínseca (ME) la conducta tiene significado porque está dirigida a un fin y no por sí misma (Deci y Ryan, 1985; Vallerand et al., 1992), es decir, que tiene lugar en aquellas situaciones en las que la razón para actuar es una consecuencia separable de ella y que es administrada por otros o auto-administrada (Deci, Kasser y Ryan, 1997). La ME se define como un constructo multidimensional, donde se distinguen cuatro tipos que, ordenados de menor a mayor nivel de autodeterminación, son: regulación externa, introyección, identificación e integración (Deci y Ryan, 1985, Ryan y Deci, 2000). La regulación externa se refiere a la realización de una actividad para conseguir recompensas o evitar castigos. En la introyección, la conducta sigue en parte controlada por el ambiente y el individuo lleva a cabo su conducta para evitar la culpa o la ansiedad o realzar su ego u orgullo. En la identificación, el sujeto atribuye un valor personal a su conducta porque cree que es importante y la actividad es percibida como una elección del propio individuo. Por último, la integrada es el tipo de ME más autodeterminada y ocurre cuando la consecuencia de la conducta es congruente con los valores y necesidades personales. La MI hace referencia al desarrollo de una actividad por la satisfacción inherente derivada de la misma, es decir, que no precisa de reforzamientos externos y representa una tendencia innata de la naturaleza humana para buscar la novedad y el desafío, ampliar y ejercitar las capacidades propias y explorar y aprender (Ryan y Deci, 2000). Vallerand et al. (1992) consideran la MI como un constructo multidimensional donde se distinguen tres tipos: la MI al conocimiento que se relaciona con conceptos como curiosidad o motivación para aprender; la MI al logro, definida como el compromiso en

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una actividad por el placer y satisfacción que se experimentan cuando se intenta superar o alcanzar un nuevo nivel; y la MI a las experiencias estimulantes que tiene lugar cuando alguien se involucra en una actividad para divertirse o experimentar sensaciones estimulantes y positivas derivadas de la propia dedicación a la actividad. La TAD ha servido de marco teórico para estudios realizados en diferentes ámbitos (p.e. académico, laboral, deportivo, de salud, etcétera). Para evaluar la motivación en el contexto académico, Vallerand, Blais, Brière y Pelletier (1989) desarrollaron y validaron en francés l’Echelle de Motivation en Education (EME). La escala se compone de 28 items distribuidos en siete subescalas de cuatro items cada una que evalúan la amotivación, tres tipos de ME (regulación externa, regulación introyectada y regulación identificada) y tres tipos de MI (MI al conocimiento, MI al logro y MI a las experiencias estimulantes). Los resultados revelaron que la EME tenía niveles satisfactorios de consistencia interna, con una media en el coeficiente alfa de Cronbach de .80, y unos altos índices de estabilidad temporal, una media de .75 en la correlación test-retest, después de un período de un mes. Los resultados del análisis factorial confirmatorio confirmaban la estructura de siete factores y la validez de constructo fue probada a través de las correlaciones entre las siete subescalas del instrumento. Posteriormente, Vallerand et al. (1992) tradujeron al inglés la EME denominándose Academic Motivation Scale (AMS) y la validaron en una muestra de estudiantes universitarios canadienses. Los resultados indicaron, en general, una buena fiabilidad tanto en consistencia interna con un coeficiente alfa de Cronbach entre .62 y .86 como en estabilidad temporal con una correlación test-restest entre .71 y .83. Respecto a la validez de constructo, el análisis factorial confirmatorio corroboró la estructura de siete factores. La escala ha sido traducida y validada en España por Núñez, Martín-Albo y Navarro (2005) en una muestra de estudiantes universitarios denominándose EME-E. Los resultados confirmaron la estructura de siete factores correlacionados propuesta por Vallerand et al. (1992). La consistencia interna osciló entre .67 y .84 en el coeficiente alfa de Cronbach y la estabilidad temporal mostró correlaciones test-retest con valores situados entre .69 y .87. Asimismo, se encontraron diferencias de género en todas las subescalas excepto en la subescala regulación introyectada. En concreto, las mujeres puntuaron más alto que los hombres en las tres subescalas de MI y en la subescala regulación identificada. Considerando que esta escala se ha mostrado como un instrumento adecuado para evaluar la motivación académica y ante la ausencia de una versión española para estudiantes de Educación Secundaria postobligatoria, pretendemos adaptar y validar una versión de la escala que permita su utilización en este nivel educativo. Por lo tanto, los objetivos que nos planteamos en este trabajo se concretan en: (a) realizar una adaptación al contexto de la Educación Secundaria postobligatoria de la EME-E (Núñez et al., 2005); (b) evaluar la validez de constructo analizando la estructura factorial de la escala a través de un análisis factorial confirmatorio y a partir de las correlaciones entre las siete subescalas del instrumento, así como las correlaciones entre las subescalas con las variables autoconcepto académico y autoestima porque hipotetizamos que las subescalas más autodeterminadas correlacionarán con el autoconcepto académico y con la autoestima de forma más positiva que las subescalas menos autodeterminadas; (c) evaluar la fiabilidad, tanto la consistencia interna como la estabilidad temporal; y (d) analizar las diferencias en las distintas subescalas en función del género y del tipo de estudios.

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Método Participantes La EME-S se administró a un total de 425 estudiantes de Enseñanza Secundaria postobligatoria, 239 estudiantes de bachillerato y 186 estudiantes de ciclos de formación profesional pertenecientes a 12 institutos de Enseñanza Secundaria de la isla de Gran Canaria. La muestra está compuesta por 218 hombres y 207 mujeres, con una media de 17.48 años de edad (DT = 1.38). Se recurrió a un método de muestreo por conglomerados donde la unidad de muestreo es la clase, siendo seleccionadas aleatoriamente un aula de bachillerato y otra de ciclos de formación profesional en cada uno de los centros. Para el análisis de la estabilidad temporal de la escala se utilizó una segunda muestra de 94 estudiantes, 34 hombres y 60 mujeres, con una media de edad de 16.89 años (DT = 1.30) pertenecientes a dos aulas de bachillerato y dos de ciclos de formación profesional de dos centros de enseñanza, que cumplimentaron la escala en dos ocasiones tras un intervalo de cuatro semanas. Instrumentos Para evaluar la motivación académica en Educación Secundaria se llevó a cabo la adaptación de la versión de la EME-E (Núñez et al., 2005) al contexto de la Educación Secundaria postobligatoria puesto que la redacción de los items de la EME-E hacían referencia específicamente al contexto universitario (p.e. porque solo con el Bachillerato/FP no podría encontrar un empleo bien pagado). Se realizó una evaluación de los items de la escala por un comité de expertos formado por dos psicólogos especialistas en motivación académica y una profesora de Educación Secundaria; este equipo de trabajo decidió el formato final de los items, manteniendo el sentido original en aquellos que se adecuaban al contexto del estudio, en concreto los items 2, 8, 10, 13 y 21 y adaptando aquellos otros que requerían un mejor ajuste semántico. Se obtuvo una escala piloto formada por 28 items agrupados en siete subescalas, con un formato similar al original. Esta escala piloto se administró a una muestra de 20 estudiantes de Enseñanza Secundaria postobligatoria y se les solicitó que comentaran las posibles dificultades que observaran. Por último, se preparó y decidió el formato final de la versión española adaptada a la que se denominó Escala de Motivación Educativa en Secundaria (EME-S). La EME-S está formada por 28 items, distribuidos en siete subescalas: amotivación, regulación externa, regulación introyectada, regulación identificada, MI al conocimiento, MI al logro y MI a las experiencias estimulantes; cada subescala consta de cuatro items que se refieren a las razones de por qué los estudiantes acuden al instituto. Las respuestas se puntuaron de acuerdo a una escala tipo Likert de siete puntos, desde (1) No se corresponde en absoluto hasta (7) Se corresponde totalmente, con una puntuación media de (4) Se corresponde medianamente. El autoconcepto académico se evaluó a través de la dimensión académica del cuestionario Autoconcepto Forma 5 (AF5; García y Musitu, 2001) que evalúa la percepción que tiene el sujeto de la calidad del desempeño de su rol como estudiante. Esta dimensión consta de seis items con un rango de respuesta desde 01 que implica un total desacuerdo hasta 99 que supone un acuerdo total con el item. En cuanto a la justificación estadística del AF5, tanto la consistencia interna como la estructura factorial están avaladas por diversos trabajos (Núñez, Martín-Albo, Navarro y Grijalvo, 2007; Tomás y Oliver, 2004). Para evaluar la autoestima se utilizó la versión española de la Escala de Autoestima (Rosenberg, 1989) recientemente validada por Martín-Albo, Núñez, Navarro y Grijalvo (2007). Este instrumento de naturaleza unidimensional

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consta de diez items, cinco formulados de manera positiva y cinco enunciados de forma negativa y evalúa la percepción global que tiene un sujeto de su propia valía a través de una escala tipo Likert de cuatro puntos, desde (1) “totalmente en desacuerdo” hasta (4) “totalmente de acuerdo”. Según Martín-Albo et al. (2007), este instrumento ha tenido una amplia difusión, traducido y adaptado a numerosos idiomas y sus propiedades psicométricas han sido analizadas en España con numerosas muestras (e.j. clínica, estudiantes, adolescentes, adultos). Procedimiento Un investigador se puso en contacto con los directores de cada uno de los centros seleccionados para exponerles los objetivos del estudio; posteriormente, se informó a los profesores del motivo de la investigación y de las características de la recogida de datos. Una vez obtenido el permiso y la conformidad de directores y profesores, se seleccionaron las aulas de los institutos de Enseñanza Secundaria en los que el estudio se iba a llevar a cabo. Posteriormente, se solicitó por escrito a los padres su consentimiento para la participación de los estudiantes en el estudio. En las aulas se explicó a los estudiantes las razones del estudio y se les informó que la participación era anónima, voluntaria y confidencial para evitar el posible efecto de deseabilidad social; al mismo tiempo, se les instó a responder a los instrumentos con la máxima sinceridad. En el caso de los sujetos seleccionados para la evaluación de la estabilidad temporal, se les asignó un código alfanumérico que consistía en las tres últimas cifras y la letra del DNI para facilitar su posterior identificación. Todos los instrumentos se administraron a los estudiantes en el mismo orden, de forma colectiva en las respectivas aulas y en una sola sesión. El investigador estuvo presente durante todas las aplicaciones y se proporcionó a los estudiantes la ayuda necesaria para cumplimentar correctamente los cuestionarios. Finalmente, se agradecía a los estudiantes su colaboración. Análisis estadísticos La estructura factorial de la escala se evaluó mediante un análisis factorial confirmatorio; se utilizó la correlación de Pearson entre las diferentes subescalas de la EME-S, así como entre éstas con el autoconcepto académico y la autoestima para analizar la validez de constructo. Los análisis correspondientes a la consistencia interna de cada una de las subescalas de la EME-S se realizaron a través del coeficiente alfa de Cronbach y la estabilidad temporal a través de la correlación test-retest tras un intervalo de cuatro semanas; para analizar las diferencias en las distintas subescalas en función del género y del tipo de estudios se llevó a cabo un análisis de varianza multivariado (MANOVA). Todos los análisis se realizaron con el paquete estadístico SPSS 14.0 y con el programa AMOS 6.0. Resultados Análisis descriptivo de los ítems Los estadísticos descriptivos de cada uno de los items de la EME-S (media, desviación típica, asimetría y curtosis) se presentan en la tabla I. Podemos observar que las medias de las subescalas de regulación externa y regulación identificada son las más altas mientras que la media de la subescala de amotivación es la más baja, seguida de la subescala de MI a las experiencias estimulantes. Para determinar si los datos tenían una distribución normal se procedió a realizar el test de Kolmogorov-Smirnov. Todos los valores del estadístico Z fueron signifi-

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cativos indicando que debemos rechazar la hipótesis de distribución normal de los datos. TABLA I Estadísticos descriptivos de los items de la EME-S, pesos de regresión estandarizados y varianza de los items Items por factor Amotivación 5. Sinceramente no lo sé, creo que estoy perdiendo el tiempo en el instituto 12. Antes tenía buenas razones para ir al instituto, pero ahora me pregunto si vale la pena continuar 19. No sé por qué voy al instituto y, sinceramente, no me importa 26. No lo sé, no entiendo que hago en el instituto Regulación externa 1. Porque necesito, al menos, el título de Bachillerato/ Ciclo para encontrar un trabajo bien pagado 8. Para conseguir un puesto de trabajo más prestigioso 15. Porque quiero “vivir bien” una vez que termine mis estudios 22. Para poder conseguir, posteriormente, un mejor salario Regulación introyectada 7. Para demostrarme que soy capaz de terminar el Bachillerato / Ciclo 14. Porque cuando hago bien las tareas en clase me siento importante 21. Para demostrarme que soy una persona inteligente 28. Porque quiero demostrarme que puedo superar mis estudios Regulación identificada 3. Porque creo que haber cursado el Bachillerato/Ciclo me ayudará a prepararme mejor para la profesión que he elegido 10. Porque me permitirá acceder al mercado laboral en el campo que más me gusta 17. Porque me ayudará a tomar una mejor decisión en lo que respecta a mi orientación profesional 24. Porque creo que la educación que recibo en el instituto mejorará mi competencia laboral MI al conocimiento 2. Porque siento placer y satisfacción cuando aprendo nuevas cosas 9. Por el placer que siento cuando descubro cosas nuevas que nunca había visto antes 16. Por el placer que siento al ampliar mis conocimientos sobre los temas que me interesan 23. Porque mis estudios me permiten seguir aprendiendo muchas cosas que me interesan MI al logro 6. Por el placer que siento cuando me supero en los estudios 13. Por el placer que siento cuando consigo uno de mis objetivos personales 20. Por la satisfacción que siento cuando voy superando actividades académicas difíciles 27. Porque las clases me producen satisfacción personal cuando trato de conseguir lo máximo en mis estudios MI a las exp. Estimulantes 4. Porque realmente me gusta asistir a clase 11. Porque para mí, el instituto es divertido 18. Por el placer que siento cuando participo en debates con profesores interesantes 25. Porque me estimula leer sobre los temas que me interesan

DT

G1

G2

β

R2

1.70 1.62

1.15 1.33

2.06 2.48

3.82 5.62

.67

.45

2.05

1.71

1.61

1.45

.63

.40

1.57 1.55 5.59 5.16

1.35 1.29 1.16 1.79

2.51 2.60 -.93 -.77

5.36 6.24 .71 -.33

.88 .80 .37

.77 .65 .14

5.56 5.92 5.74 4.31 4.44

1.57 1.34 1.37 1.51 2.01

-1.06 -1.25 -1.14 -.26 -.33

.46 .98 1.08 -.71 -1.11

.73 .74 .81 .62

.53 .55 .66 .38

3.85

1.87

.02

-1.06

.75

.56

4.05 1.92 5.60 5.88

1.84 1.81 1.03 1.31

-.10 -.60 -.55 -1.36

-.94 -.58 -.21 1.78

.73 .73 .55

.54 .53 .30

5.79

1.39

-1.20

1.05

.65

.42

5.29

1.45

-.81

.35

.64

.40

5.44

1.42

-.89

.59

.68

.46

4.64 4.34 4.38

1.45 1.68 1.75

-.42 -.23 -.24

-.31 -.68 -.84

.78 .82

.61 .67

4.84

1.72

-.47

-.66

.79

.63

5.03

1.63

-.63

-.26

.81

.65

4.43 4.28 4.62

1.50 1.76 1.71

-.37 -.17 -.45

-.52 -.85 -.52

.78 .80

.60 .64

4.51

1.74

-.42

-.66

.83

.68

4.29

1.77

-.21

-.81

.82

.67

3.53 3.50 3.05 3.50

1.29 1.68 1.70 1.75

-.01 .20 .48 .15

-.63 -.75 -.74 -.92

.68 .42 .58

.46 .17 .34

4.08

1.79

-.09

-.90

.68

.47

M

G1 = Asimetría; G2 = Curtosis; b = Pesos de regresión estandarizados; R2 = varianza explicada.

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Análisis factorial confirmatorio Debemos considerar que la desviación de la normalidad no afecta a los estimadores de máxima verosimilitud dado que se sitúan por debajo de valores de dos en asimetría y de siete en curtosis (Curran, West y Finch, 1996), excepto en los items 5, 19 y 26, pertenecientes todos ellos al factor amotivación. Asimismo, el índice de Mardia alcanzó un valor de 235.64, lo que indica una desviación de la normalidad multivariada. A partir de estos resultados se utilizó la estimación de máxima verosimilitud y el procedimiento de bootstrapping para determinar la estabilidad de las estimaciones (Byrne, 2001). Para evaluar la validez de constructo, se analizó la estructura factorial de la EME-S a través de un análisis factorial confirmatorio utilizando la estimación de máxima verosimilitud y la matriz de covarianza entre los items como entrada para el análisis de datos. Asimismo, se procedió a realizar un bootstrapping con un remuestreo de 500 muestras de idéntico tamaño al del presente estudio y estimación de máxima verosimilitud con un intervalo de confianza del 90 % para determinar el sesgo entre los valores estimados en nuestra muestra y los valores medios obtenidos en el remuestreo. Las diferencias entre los estimadores (pesos de regresión, varianzas, covarianzas y errores de medida) no fueron significativas y, al considerar los intervalos de sesgo, estos fueron significativos indicando que los intervalos contenían el valor cero, lo que permite determinar la estabilidad de las estimaciones obtenidas (Byrne, 2001). De manera similar a otras investigaciones (Barkoukis, Tsorbatzoudis, Grouios y Sideridis, 2008; Cokley, Naijean, Cunningham y Motoike, 2001; Fairchild, Horst, Finney y Barron, 2005) en este estudio se analizaron cinco modelos teóricos diferentes que constituyen todos ellos modelos oblicuos. Los cinco modelos sometidos a prueba fueron los siguientes: modelo uno de un factor, donde la EME-S responde a un constructo de carácter unidimensional; modelo 2 de dos factores, donde se asume que la EME-S es un constructo formado por un factor de MI y otro factor de ME; modelo 3 de tres factores, en el que se asumen un factor de MI, otro factor de ME y un factor de amotivación; modelo 4 de cinco factores, donde se asume un factor de MI, tres factores que representan a los tres tipos de ME y un factor de amotivación y modelo 5 de siete factores, en el que se considera que existen tres tipos de MI, tres tipos de ME y un factor de amotivación. Los resultados muestran que los modelos de un factor, de dos factores, de tres factores y de cinco factores revelan índices de ajuste inadecuados, siendo el modelo oblicuo de siete factores el que presenta índices de ajuste satisfactorios (Tabla II). TABLA II Índices de ajuste de los modelos probados Modelo Modelo 1 Modelo 2 Modelo 3 Modelo 4 Modelo 5

χ2

Df

CFI

IFI

SRMR

RMSEA

2561.50 1356.25 1540.27 1080.30 849.84

350 251 347 340 329

.63. .79 .80 .88 .91

63. .79 .80 .88 .91

11 .08 .08 .05 .05

.12 .10 .09 .07 .06

Asimismo, los pesos de regresión estandarizados de los items de la escala y la varianza explicada para cada uno de ellos se muestran en la tabla I. Podemos observar que los valores de los pesos de regresión estandarizados oscilan entre .37

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del item 1 perteneciente a la subescala regulación externa hasta .88 del item 19 perteneciente a la subescala amotivación. Asimismo, la varianza explicada oscila entre el 14 % del item 1 y el 77 % del item 19. Análisis de correlaciones A través del coeficiente de correlación de Pearson se evaluó la validez de constructo de la escala EME-S. Se pretendía comprobar la presencia de formas específicas de asociación entre las diferentes subescalas propuestas por la TAD. Partimos de la premisa de que las correlaciones entre las tres subescalas de MI deberían ser fuertes y positivas. Además, las correlaciones deben ser altas y positivas entre las subescalas adyacentes y negativas entre aquellas subescalas más alejadas u opuestas en el continuo. En la tabla III podemos observar que las correlaciones entre los tres tipos de MI fueron positivas y fuertes, con valores que oscilan entre .67 y .73 (p < .01). Por otro lado, las correlaciones entre las subescalas adyacentes fueron, en general, más altas (p.e., entre regulación externa y regulación introyectada, r = .49, p < .01) que entre aquellas más alejadas en el continuo (p.e. entre regulación externa y MI al logro, r = .29, p < .01). Asimismo, las subescalas opuestas en el continuo (p.e. entre amotivación y MI al logro, r = -.31, p < .01) presentaron una correlación más negativa que entre otras subescalas intermedias (p.e. entre amotivación y regulación introyectada, r = -.02, p > .05). Si bien es cierto que, en general, se pone de manifiesto la presencia de un continuo de autodeterminación, debemos destacar que se observan dos desviaciones respecto al modelo teórico; la primera desviación se manifiesta entre la subescala de amotivación y regulación identificada, donde la correlación fue negativa, significativa y más fuerte (r = -.20, p < .01) que la correlación entre amotivación y MI a las experiencias estimulantes (r = -.05, p > .05); la segunda desviación se observa en la correlación entre la subescala de regulación introyectada con la regulación identificada, que fue menor (r = .46, p < .01) que la que presenta la subescala de regulación introyectada con las tres subescalas de MI (r = .51, r = .51, r = .70, p < . 01). Además, se analizaron las relaciones entre las subescalas de la EME-S con el autoconcepto académico y la autoestima. Previamente al análisis de correlaciones, se analizó la consistencia interna de la dimensión autoconcepto académico del cuestionario AF5 y de la escala de autoestima, cuyos resultados obtenidos en el coeficiente alpha de Cronbach fueron de .89 y de .81, respectivamente. Tal y como se muestra en la tabla III, las correlaciones entre las subescalas más autodeterminadas (regulación identificada y las tres subescalas de MI) con el autoconcepto académico y la autoestima fueron más positivas que el resto de las TABLA III Correlaciones entre las subescalas de la EME-S y otras variables

1. Amotivación 2. R. Externa 3. R. Introyectada 4. R. Identificada 5. MI Exp. estimulantes 6. MI Conocimiento 7. MI Logro 8. Autoconcepto académico 9. Autoestima *

p < .05; ** p < .01.

1

2

3

4

5

6

7

8

9

-

.03 -

-.02 .49** -

-.20** .48** .46** -

-.05 .16** .51** .39** -

-.12* .24** .51** .49** .72** -

-.31** .29** .70** .55** .67** .73** -

-.26** -.01 .18** .24** .28** .31** .34** -

-.15** .03 .08 .21** .17** .23** .21** .34** -

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subescalas, siendo negativas o nulas las correlaciones entre el autoconcepto académico y las subescalas de amotivación y de regulación externa; asimismo, la correlación entre autoestima y amotivación fue negativa; todas las correlaciones fueron significativas (p < .01), excepto las correlaciones entre autoconcepto académico y regulación externa, autoestima y regulación externa y autoestima y regulación introyectada. Diferencias en función del género y tipo de estudios Para analizar las diferencias en las distintas subescalas se realizó un análisis de varianza multivariado (MANOVA) en función del género y del tipo de estudio. Respecto al género, los resultados mostraron que existen diferencias de género en la subescala amotivación, en la que los hombres puntúan más alto que las mujeres (F[1, 425] = 13.06 , p < .01, h2 = .03) y en las subescalas regulación identificada (F[1, 425] = 12.26 , p < .01, h2 = .03) y MI al logro (F[1, 425] = 6.84 , p < .02, h2 = .03), en las que las mujeres obtienen mayores puntuaciones, aunque en todas ellas el tamaño del efecto fue pequeño. Los resultados de las diferencias en función del tipo de estudios mostraron que existen diferencias en las tres subescalas de MI, donde los estudiantes de formación profesional obtienen mayores puntuaciones que los estudiantes de bachillerato en MI a las experiencias estimulantes (F[1, 425] = 8.70 , p < .01, h2 = .02), en MI al logro (F[1, 425] = 4.38 , p < .01, h2 = .01), y en MI al conocimiento (F[1, 425] = 28.34, p < .01, h2 = .06). El tamaño del efecto en todos los casos fue pequeño. Fiabilidad El análisis de la consistencia interna de cada una de las subescalas de la EME-S se analizó a través del coeficiente alfa de Cronbach. Los resultados fueron satisfactorios oscilando entre un alfa de .73 en las subescalas de regulación identificada y MI a las experiencias estimulantes y un alfa de .88 en la subescala MI al logro (Tabla IV). La estabilidad temporal de la EME-S se evaluó a partir de una muestra de 94 estudiantes que cumplimentaron la escala en dos ocasiones tras un intervalo de cuatro semanas. Según se observa en la tabla IV, las correlaciones test-retest oscilaron entre .73 de la subescala de amotivación y .91 de la subescala MI al conocimiento. TABLA IV Consistencia interna y correlaciones test-retest Subescalas

Amotivación Regulación externa Regulación introyectada Regulación identificada MI al conocimiento MI al logro MI a las experiencias estimulantes

Alfa pretest n = 94

Alfa postest n = 94

Correlaciones test-retest n = 94

Alfa muestra total n = 425

.89 .68 .78 .73 .96 .89 .76

.79 .80 .83 .77 .91 .91 .76

.73 .82 .83 .80 .91 .88 .81

.82 .75 .82 .73 .86 .88 .73

Discusión El propósito de este trabajo fue adaptar y validar la escala EME-E (Núñez et al., 2005) en una muestra de estudiantes de Enseñanza Secundaria postobligato-

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ria. Los resultados del análisis factorial confirmatorio revelan que el modelo oblicuo de siete factores es el que mejor ajuste presenta. Debemos destacar que en nuestro estudio no se han observado efectos de método, mientras que en la versión original del instrumento (Vallerand et al., 1989) se añadieron seis correlaciones entre los errores de medida de las variables observables, 26 en la versión inglesa de Vallerand et al. (1992), diez en la versión española (Núñez et al., 2005) y cuatro en la adaptación paraguaya (Núñez, Martín-Albo, Navarro y Grijalvo, 2006). Por lo tanto, consideramos que los resultados del análisis factorial confirmatorio confirman la estructura de siete factores correlacionados propuesta por Vallerand et al. (1989). En lo referente a las correlaciones entre las subescalas de la EME-S consideramos que, en general, se observa un continuo de autodeterminación, tal y como postula la TAD (Deci y Ryan, 1985). Asimismo, se encontraron correlaciones altas y significativas entre las tres subescalas de MI, de acuerdo a lo postulado por Vallerand et al. (1993). Sin embargo, la subescala de regulación introyectada presenta correlaciones más fuertes con las subescalas de MI que con las subescalas de regulación externa e identificada, lo que podría indicar que esta subescala representa un estadio de motivación más autodeterminado de lo que indica el continuo, por lo que, en el contexto educativo, la diferencia entre la MI y la ME pueden no ser tan categórica como propone la TAD. En el estudio de Vallerand, Fortier y Guay (1997) la regulación introyectada mostró niveles más altos en aquellos estudiantes que persistían en sus estudios que en aquellos que los abandonaban por lo que es manifiesta su importancia al menos en este contexto. Otra de las desviaciones que encontramos en el continuo se manifiesta en que la amotivación presenta una correlación más negativa con la regulación identificada que con las subescalas MI a las experiencias estimulantes y MI al logro, en consonancia con lo encontrado en otros estudios (Blanchard, Vrignaud, Lallemand, Dosnon y Wach, 1997; Cokley, 2000; Fairchild et al., 2005; Núñez et al., 2005; Núñez et al., 2006; Vallerand et al., 1989). A este respecto, diversos trabajos han puesto de manifiesto la importancia de la subescala de regulación identificada en los contextos educativos (Koestner y Losier, 2002; Miquelon, Vallerand, Grouzet y Cardinal, 2005), ya que puede generar consecuencias más positivas que la propia MI, tales como la adherencia y la persistencia en las actividades académicas, lo que podría explicar dichas correlaciones. De acuerdo a los resultados obtenidos, consideramos que la regulación identificada es una medida de ME más autodeterminada de lo que la teoría plantea, ya que es en esta subescala donde los procesos volitivos ejercen realmente su rol de elección y, por lo tanto, de auténtica autodeterminación. Por otra parte, las correlaciones entre los tres tipos de MI y el autoconcepto académico presentan valores positivos y significativos. En este sentido, aquellos sujetos con mayor grado de autodeterminación, presentan también mayor autoconcepto académico mientras que los estudiantes amotivados presentan correlaciones negativas y, por tanto, menor autoconcepto académico, en consonancia con los resultados de Cokley et al. (2001) y Núñez et al. (2006). De la misma forma, las correlaciones entre las subescalas de la EME-S y la autoestima mostraron que aquellas subescalas que implican un mayor nivel de autodeterminación correlacionan de forma positiva con la autoestima, mientras que la amotivación lo hizo de forma negativa, resultados que coinciden con lo encontrado en el estudio de Blanchard et al. (1997) en una muestra de estudiantes de Secundaria franceses y con los resultados obtenidos por Senécal, Koestner y Vallerand (1995) en una muestra de estudiantes universitarios canadienses. Estos hallazgos evidencian la importancia de la autoestima en los estudiantes adolescentes y el rol principal que ocupa en la construcción de la identidad de la

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persona (Garaigordobil, Cruz y Pérez, 2003). Estos resultados apoyan la validez de constructo del instrumento. Respecto a la fiabilidad de la escala, los resultados muestran que las subescalas de la EME-S presentan adecuados niveles de consistencia interna, en consonancia con lo encontrado en los estudios de validación de la escala por otros autores (Barkoukis et al., 2008; Blanchard et al., 1997; Cokley et al., 2001; Núñez et al., 2005; Núñez et al., 2006; Sobral, 2003; Vallerand et al., 1989; Vallerand et al., 1992). Por otra parte, las correlaciones test-retest mostraron una aceptable estabilidad temporal tras un periodo de cuatro semanas, en consonancia con los resultados de estudios anteriores (Barkoukis et al., 2008; Núñez et al., 2005; Sobral, 2003; Vallerand et al., 1989 y Vallerand et al., 1992). En cuanto a las diferencias de género, los resultados mostraron que las mujeres presentan, en general, un perfil más autodeterminado que los hombres aunque no de forma evidente al ser los tamaños de los efectos muy pequeños. No obstante, los resultados están en la misma línea a lo encontrado por Barkoukis et al. (2008), Blanchard et al. (1997), Gauthier, Senécal y Guay (2007), Núñez et al. (2005), Núñez et al. (2006), Ratelle, Vallerand, Senécal y Provencher (2005), Sobral (2003), Vallerand et al. (1989) y Vallerand et al. (1992). En lo referente a las diferencias en las subescalas en función de la variable tipo de estudios los resultados mostraron que los estudiantes de formación profesional obtuvieron mayores puntuaciones que los estudiantes de bachillerato en las tres subescalas de MI lo que podría indicar un perfil más autodeterminado en los estudiantes de formación profesional debido al hecho de cursar un tipo de estudios o de ciclos muy concretos, que implican opción de elección y que podrían mostrar aspectos vocacionales no presentes todavía entre los estudiantes de bachillerato. Sin embargo, estos resultados deben ser tomados con precaución dado que las diferencias encontradas tenían efectos pequeños. En futuras investigaciones consideramos conveniente realizar estudios con otras muestras con el objetivo de analizar la invarianza de la escala en función de distintas variables, tales como género, tipo de estudios, etcétera. También sería necesario probar la validez convergente de la escala utilizando otros instrumentos que evalúen la motivación educativa. Por último, sería apropiado insistir en los estudios encaminados a determinar la validez predictiva de la escala y realizar trabajos específicos para poder determinar su eficacia a este respecto y detectar los posibles futuros casos de abandono en el contexto educativo tal y como realizaron Vallerand y Bissonnette (1992) utilizando la escala EME para predecir la conducta de abandono educativo, e implementar los programas de intervención necesarios para corregir dichas desviaciones. Como conclusión, consideramos que la EME-S supone una adaptación adecuada de la escala EME-E; en este sentido, los resultados del análisis de las propiedades psicométricas apoyan de forma preliminar la utilización de la escala en el contexto educativo de Enseñanza Secundaria postobligatoria para evaluar los diferentes tipos de motivación académica.

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