Introducción

Esta investigación parte de un modelo conversacional ^{(Villalta y Martinic, 2009)} cuyo marco teórico metodológico integra a la psicología cultural las perspectivas constructivistas, el análisis del discurso y el análisis conversacional para comprender la intersubjetividad entre los participantes del proceso de enseñanza-aprendizaje. Dentro de esta intersubjetividad la interacción didáctica implica un conjunto de competencias comunicativas ^{(Rojas et al., 2020)} que son manifestadas en el discurso, el cual es el principal responsable de dar orden y consistencia a la realidad dentro del aula ^{(Prados y Cubero, 2016)}. Es así como el aprendizaje se construye de forma conjunta en la interacción entre las personas presentes dentro de un entorno educativo ^{(Cubero et al., 2008)}.

El aprendizaje va más allá de un intercambio de mensajes en un patrón de pregunta-respuesta, se convierte en una cadena de intervenciones entre los participantes que, mediante estructuras comunicativas multidireccionales, llevan a cabo una negociación de significados. En este proceso intervienen variables cognitivas, afectivas, metacognitivas y sociales, y, por lo tanto, el aprendizaje no es solamente adquirir información sino generar disposición en el alumno para aprender a partir de cambios en la conducta y perspectiva hacia la actividad. Más allá de la búsqueda y recuperación de datos, implica la gestión del conocimiento ^{(Pérez I Garcías, 2002)}.

Dentro de la parte dialógica el acto, el habla, el saber y el expresar son acciones que el alumno realiza para aprender, lo que a su vez incide en la enseñanza del profesor. Esto da dirección al proceso de enseñanza-aprendizaje a partir de la influencia entre profesores y alumnos en una realidad particular como es el salón de clase. La interacción tiene una intencionalidad y reciprocidad entre sus participantes, modificando las estructuras cognitivas de los alumnos, es decir, es a partir de la comunicación e interacción que el conocimiento cobra sentido y trasciende ^{(Villalta et al., 2018)}.

El discurso es prioritario dentro de la interacción en el aula al ser el transmisor y mediador del acuerdo de reglas, recursos y argumentos privilegiados dentro de la actividad en curso ^{(Edwards, 2006)} y con él se construyen de forma colaborativa explicaciones sobre las temáticas a abordar ^{(Rey y Candela, 2013)}, de esta manera se da legitimidad a los argumentos que mejor favorezcan el completar objetivos dentro del salón de clase, dirigidos a un aprendizaje de contenidos definidos por el currículum ^{(Villalta y Martinic, 2009)}.

Para autores como ^{Villalta y Valencia (2009)} lo que es considerado didáctica eficaz depende del desarrollo de competencias comunicativas capaces de involucrar al alumno, es decir, de poder generar vínculos sólidos entre los saberes curriculares y los contextos comunicativos construidos dentro de la interacción en el aula. De forma similar, los hallazgos de ^{Ruiz et al. (2018a)} en instituciones mexicanas y españolas coinciden en que una docencia adecuada involucra una interacción con el alumnado en donde se confirme la comprensión del conocimiento y la generación de patrones de discurso se lleve a cabo en un espacio con reglas y roles bien definidos. ^{Rosales et al. (2006)} explican que para llevar a cabo una buena enseñanza es requerido el compartir significados donde los agentes involucrados tengan una participación activa y dinámica debido a que poco a poco el alumno tendrá que incrementar su contribución en el proceso al demostrar que ha ido asimilando los conocimientos durante la negociación de significados, y el resultado debe ser una comprensión profunda y sustantiva del material, demostrando un aprendizaje de los conocimientos relevantes para la actividad.

Es a través de la interacción didáctica donde las representaciones de conocimiento de los participantes son recuperadas y negociadas ^{(Villalta y Martinic, 2009}; ^{Rojas et al. 2020)} pero no solo se comparte un conocimiento pegado al currículo, también se manifiestan las actitudes de los participantes con respecto a cómo se está llevando la negociación del conocimiento y cómo se perciben ante los demás integrantes del proceso. Pese a la identificación de este hecho dentro de la literatura, autores como ^{García (2018)} declaran que:

“Aunque los docentes distinguen perfectamente que existe una relación entre la disposición emocional de sus estudiantes y los resultados de sus aprendizajes, no se utiliza esta información para mejorar la interacción didáctica, muy por el contrario, paradójicamente se invisibiliza” ^{(García, 2018, pp.132)}.

Una solución a esta invisibilización consiste en identificar a los alumnos y docentes como sujetos sociales que piensan y sienten para poder mejorar el clima de convivencia escolar, lo que a su vez recuperaría su identidad y fortalecería las relaciones didácticas en el aula promoviendo el aprendizaje significativo ^{(García, 2018)}. Lo cual no ha sido abordado lo suficiente por los modelos de evaluación docente, aun cuando los modelos educativos actuales están orientándose a modelos constructivistas de enseñanza.

El nuevo modelo educativo derivado de la reforma educativa que fue instaurada entre los años 2012 y 2018 propone un plan de intervención en el cual, entre sus aspectos fundamentales, la formación y desarrollo profesional docente es un medio para alcanzar estándares de éxito y desarrollo educativo en los niños y jóvenes de México. Para poder alcanzar estos objetivos la evaluación académica supone un requisito indispensable al conseguir que los docentes obtengan una retroalimentación efectiva que permita una formación adecuada, y una mejora en conocimientos, aptitudes y capacidades.

La evaluación de calidad de la enseñanza, al estar relacionada con la práctica educativa y la práctica docente, requiere hacer uso de instrumentos o herramientas adaptables a las características del profesor o que estén asociados a las buenas prácticas educativas ya mencionadas, es decir, instrumentos que por su naturaleza constructivista permitan dar cuenta de los elementos que el docente tiene para generar la construcción de significados de forma colaborativa y dinámica debido a la participación activa entre los integrantes ^{(Rosales et al., 2006)}.

Investigaciones como la de ^{Bergin y Bergin (2009)} afirman que las relaciones de calidad entre profesores y alumnos repercuten en la motivación, en competencia social y en bienestar de los agentes involucrados. Esta relación interpersonal entre maestro y alumno resulta importante en el ámbito educativo debido a que a través de relaciones sólidas en el aula es posible: a) Intervenir en las tasas de abandono estudiantil y, por ende, prevenir los costes humanos y financieros ^{(Schneider y Yin, 2011)}, b) Fomentar entornos positivos de enseñanza en donde los profesores y alumnos adquieran un sentido de pertenencia ^{(Hagenauer y Volet, 2014)} y c) Mejorar las condiciones de calidad de la enseñanza y aprendizaje en la educación superior ^{(Kreber y Cranton, 2000)}.

^{Ruiz et al. (2018b)} diseñaron el inventario de interacción profesor-alumno (IIP-A), el cual es un instrumento para evaluar la calidad del proceso de enseñanza, enfocándose en la percepción del alumnado sobre el desempeño docente en relación con las características de su interacción en el aula de clases, este instrumento fue diseñado a partir de un conjunto de preguntas propuestas por ^{Barrado et al., (1999)}, las cuales estaban estructuradas en dos categorías, las primeras referidas a las acciones del docente y las restantes a condiciones en las cuales se llevaba a cabo la asignatura y se consideraba el currículo.

Las preguntas de la primera categoría fueron retomadas y redistribuidas con base en los hallazgos de ^{Prados et al. (2010)}, terminando en 4 categorías que expresaban un buen desempeño escolar: A) Estrategia metodológica, que es la valoración de los recursos pedagógicos del docente; B) Enseñanza colaborativa, que valúa la directividad y rol del docente, y su capacidad de adaptación a las características de los alumnos; C) Oportunidad de participación, que reportaba la percepción de los alumnos ante las oportunidades que el docente presentaba para que ellos pudieran exponer, argumentar y discutir; y, finalmente, D) Apreciaciones positivas de la interacción, el cual es la opinión neta de los alumnos referente a la interacción que ha llevado con el docente ^{(Ruiz, et al., 2018b)}.

El instrumento en cuestión fue sometido a jueceo de expertos, con la participación de diez docentes/investigadores elegidos de una institución pública superior, a los cuales se les solicitó calificar los 57 ítems de la primera categoría de ^{Barrado et al. (1999)}, consistente en un grupo de afirmaciones respecto del actuar del profesor en el salón de clases, con base en los referentes de coherencia, comprensión, factibilidad y relevancia. Como resultado, de los 57 ítems iniciales, 31 ítems presentaron puntajes válidos, distribuidos en nueve ítems de estrategia metodológica; tres ítems de enseñanza colaborativa; nueve de oportunidad de participación, y diez ítems en apreciaciones positivas de la interacción.

Debido a que se llevó a cabo solamente la validación mediante el jueceo de expertos, a palabras de los autores, “…es recomendable que en futuras investigaciones este cuestionario sea sometido a otras formas de validación interna, como de constructo y de criterio, para asegurar que puede medir y cuantificar de forma adecuada el rasgo para el que fue elaborado” ^{(Ruiz et al., 2018b, pp. 269)}, es indispensable indagar la delimitación de las dimensiones del inventario, así como la verificación del ajuste del modelo estadístico. Por ello, el objetivo de la presente investigación es llevar a cabo el análisis factorial exploratorio y confirmatorio del Inventario de Interacción Profesor-Alumno ^{(IIP-A; Carrillo et al., 2018b)}, además de demostrar la consistencia interna de sus escalas para así obtener un instrumento que retroalimente de forma efectiva a los docentes con respecto a su dinámica educativa con los alumnos, al tener una herramienta sensible a la intersubjetividad de los participantes del proceso de enseñanza-aprendizaje.

Metodología

Resultados

Adecuación de la muestra

Se exploró la adecuación psicométrica de los ítems, de manera que se llevó a cabo la prueba de esfericidad de ^{Bartlett (1950)} que indicó que los ítems eran dependientes (p. menor a 0.0001), así como el índice de adecuación al muestreo de Kayser-Meyer-Olkin ^{(KMO; Kaiser, 1970)}, el cual se ubicó por encima del .50 recomendado (.954), de esta manera los datos muestran tanto buena adecuación muestral como buena correlación entre los ítems, por lo que son adecuados para la aplicación del análisis factorial.

Análisis factorial

Se llevó a cabo el método de extracción de componentes principales con método de rotación Varimax con normalización Kaiser, asignando los ítems a los factores y considerando cargas factoriales mayores o iguales a .30 ^{(Cliff y Hamburger, 1967)}. El gráfico de sedimentación mostró una estructura de 3 factores, que explicaron el 60.09 % de la varianza total, cuyas cargas factoriales se muestran en la Tabla 1.

Los ítems se distribuyen de la siguiente manera, acorde con las cargas mostradas durante el análisis factorial exploratorio:

Por lo tanto, la dimensión uno se queda con 13 ítems (uno de API, dos de EM, dos de EC y ocho de OP), la dimensión dos con ocho ítems (uno de OP, tres de EM y cuatro de API) y la dimensión tres con nueve ítems (uno de EC, uno de OP, tres de API y cuatro de EM).

Segunda Parte: Análisis Factorial Confirmatorio (AFC) del Inventario de Interacción Profesor-Alumno (IIP-A)

Se llevó a cabo un análisis factorial confirmatorio de los ítems para analizar el modelo obtenido en el análisis factorial exploratorio. Se empleó el método de estimación de máxima verosimilitud para analizar la matriz de correlaciones, y los análisis se llevaron a cabo mediante el programa de ecuaciones estructurales LISREL.

Se contrastaron tres modelos diferentes: el modelo uno se propuso como hipótesis nula y sostiene que existe un único factor en el que se saturarían todos los ítems; el modelo dos supone una estructura consistente en los cuatro factores originales (EM, OP, EC y API), y el modelo tres propone una estructura de tres factores consistente a lo encontrado durante el análisis factorial exploratorio.

La bondad de ajuste de los modelos propuestos se evaluó mediante los siguientes indicadores: 2/g.l, RMR, RMSEA, GFI y CFI. Para que exista un buen ajuste los valores CFI deberían superar el valor de 0.90 y los valores de GFI acercarse a 1, implicando un mejor ajuste al modelo. Por su parte, los valores RM-SEA deberían ser menores de 0.08 para tener un ajuste aceptable ^{(Browne y Cudeck, 1993)} o cercanos a 0.05 para obtener un buen ajuste ^{(Byrne, 2001)}. En cuanto a la interpretación del cociente x ²/g.l, se considera que un cociente de 4 es un ajuste razonable mientras que aquellos valores menores a 3 son considerados como aceptables ^{(Ruiz, Pardo y San Martín, 2010)}. Los índices de bondad de ajuste relativos a los modelos contrastados están indicados en la Tabla 2.

Tabla 2: Índices de bondad de ajuste para los modelos propuestos 

Modelos factoriales	X2/g.l	RMR	RMSEA	GFI	CFI
Modelo IIP-A en 1 factor	3.88	0.034	0.13	0.72	0.95
Modelo de IIP-A original (4 factores)	2.40	0.028	0.089	0.73	0.97
Modelo IIP-A en 3 factores	1.77	0.027	0.066	0.79	0.98

Los resultados de los diferentes índices de ajuste utilizados confirman que el modelo 3 (tres factores correlacionados entre sí con 30 ítems) es el que mejor se ajusta al modelo teórico. Puede observarse que los valores del modelo de tres factores en los indicadores de CFI y GFI son más cercanos a uno, mientras que los valores de RMR y RMSEA están en rangos aceptables al encontrarse por debajo de 0.08. De la misma forma, el cociente x ²/g.l presenta valores menores a 2 (1.77). La representación gráfica del modelo, junto con los valores de interrelación entre las variables, se presenta en el path diagram (Figura 1), el cual tiene un valor de Chi cuadrada de 711.43 con 402 grados de libertad y un valor de RMSEA de .066, siendo un valor admisible para el modelo. Finalmente, se llevó a cabo una prueba de fiabilidad de las tres dimensiones del inventario, calculando su consistencia interna mediante el índice alfa de Cronbach. En la Tabla tres se muestran las medias y correlaciones donde puede observarse que los niveles de consistencia interna de las escalas que lo forman resultan satisfactorios. La media más elevada fue la obtenida en la escala de dimensión 3, mientras que la más baja se obtuvo para la segunda dimensión. En cuanto a las relaciones entre las dimensiones, todas ellas son significativas. La correlación más alta se estableció entre la primera y tercera categoría (r = 0.83, p < 0.01).

Fuente: Elaboración propia; software usado: LISREL Ver. 8.80

Figura 1: Path diagram del IIP-A con tres factores 

Tabla 3 Valores descriptivos, de fiabilidad y correlaciones entre las dimensiones del IIP-A (3 dimensiones, 30 ítems). 

Subescala	Media	D.E	Media (%)	D.E (%)	Alfa de Cronbach	r de Pearson
						2	3
1	44.15	6.87	84.90	13.20	0.93	.82**	.83**
2	26.71	4.87	83.48	15.20	0.92		.77**
3	31.19	4.41	86.63	12.26	0.90

*p< 0.05, **< 0.01

Discusión

Al llevar a cabo los análisis factoriales es evidente la necesidad de cambiar el modelo de cuatro dimensiones a uno de tres dimensiones al constatar una mejora significativa en el ajuste. Reintegrando los ítems de las cuatro dimensiones originales a las tres dimensiones encontradas en el análisis exploratorio se puede observar que la mayoría de los ítems que formaban parte de la dimensión “oportunidad de participación” se han agrupado dentro de la primera dimensión, agregando ítems cuya intención está dirigida a que los alumnos reporten la forma en que el docente los involucra en la clase.

Estos ítems en conjunto hablan de lo que un docente lleva a cabo durante exposiciones dialogadas ^{(Prados et al., 2010)}, que se encuentran estructuradas en secuencias triádicas o también denominadas IRE -Iniciación, Respuesta y Evaluación- ^{(Sinclair y Coulthard, 1975)}. Un docente dialógico es capaz de plantear y resolver dudas en torno al contenido expuesto o destacar un determinado contenido como relevante, retomando las concepciones de los alumnos durante el proceso de co-construcción de conocimiento llevado a cabo dentro del aula ^{(Prados et al., 2010)}. Los ítems de la primera categoría al poder recuperar la forma en que los alumnos perciben el interés del docente a que ellos puedan: a) Demostrar su saber, b) Expresar sus opiniones y c) Encontrarse acompañados durante su aprendizaje dentro del salón de clase; más allá de sólo observar la oportunidad de participación representan la forma en la que el docente fomenta su participación.

Los ítems de la segunda categoría corresponden, en su mayoría, a los ítems pertenecientes a la dimensión “apreciaciones positivas de la interacción”, junto con otros que recuperan información respecto de cómo el docente respeta y genera confianza en los alumnos, motivándoles a aprender con él. Esta dimensión entonces involucra lo que ^{Barrado et al. (1999)} buscaron identificar en sus Preguntas sobre el trato individual, es decir, el trato que individualmente recibe un alumno por parte del profesor. A palabras de los autores, los alumnos “pueden sentirse tratados como personas inmaduras” (pp.5), lo que puede resultar de gran impacto en la apertura, así como la interacción que los docentes y alumnos puedan mantener dentro del salón de clases; la dimensión en cuestión entonces habla de la apreciación del trato individual al identificar si los alumnos encuentran respeto y confianza al comunicarse con su profesor.

Finalmente, los ítems de la última dimensión encontrada en el AFE corresponden, en su mayoría, a los que formaban parte de la dimensión “estrategia metodológica”, aunado a otros ítems referentes a cómo el docente relaciona conceptos teóricos, explica los temas y aclara contenidos del curso. Estos ítems hablan de la calidad del monólogo del docente, y ^{Prados et al. (2010)} los retoman durante las exposiciones del profesor al explicar que durante este monólogo los docentes informan a los alumnos sobre los objetivos del tema, el modo de proceder en las actividades o el sistema de evaluación de la asignatura (información que normalmente no manejan los alumnos), además de pedir o comentar tareas a cumplir del alumnado o recordar/retomar el conocimiento compartido y enlazarlo con el nuevo ^{(Prados et al., 2010, pp.184)}.

De manera similar, ^{Tronchoni (2019)} menciona que para conseguir una cooperación dialógica a partir de varios actos comportamentales, y en el caso de las clases de tipo expositivo, los actos de dar-tomar y pedir-recibir son los principales conductores dentro del flujo discursivo mientras que el compartir conocimientos y experiencias en clase cumple la función de andamiaje necesario para que el alumno pueda avanzar a representaciones más complejas de conocimiento. La tercera dimensión expresa la opinión de los alumnos respecto del discurso expositivo del docente y su capacidad para clarificar y enseñar los conocimientos de la asignatura. Esta dimensión en particular resulta ideal para identificar la manera en la que el docente hace uso de sus recursos pedagógicos para mantener involucrado al alumnado aun en un papel dominante dentro del aula.

Con la información presentada es posible ajustar y mejorar el modelo original del IIP-A a uno en el cual la articulación del constructo “opinión de la interacción profesor-alumno” es atravesado por tres dimensiones:

En donde a mayor calificación en las tres dimensiones existirá una mejor opinión de la interacción dentro del salón de clases por parte del alumno hacia el profesor. Con respecto a las propiedades psicométricas del instrumento, las subescalas que componen el inventario tienen un valor de alfa por encima de .90, mostrando una alta fiabilidad, de igual manera, las correlaciones entre las subescalas del IIP-A resultaron significativas en las tres dimensiones.

Conclusiones

Al cumplir con los objetivos del presente estudio se llevó a cabo satisfactoriamente el Análisis Factorial Exploratorio (AFE) y Confirmatorio (AFC) del Inventario de Interacción Profesor-Alumno ^{(IIP-A; Ruiz et al. 2018b)}. Los resultados de esta investigación evidencian que la validación del IIP-A en población mexicana muestra propiedades psicométricas satisfactorias, y es una medida viable para que pueda llevarse a cabo una evaluación formativa a docentes en donde puedan identificarse las necesidades del alumnado para una comunicación abierta, respetuosa y de calidad.

El IIP-A a través de sus tres dimensiones validadas puede conducir a un registro de la percepción de los alumnos respecto de la opinión del docente que describa de forma más clara la intersubjetividad de los agentes involucrados en el proceso de enseñanza-aprendizaje, permitiendo que el docente identifique sus áreas de oportunidad en la forma de llevar a cabo su práctica profesional docente y su comunicación dentro del salón de clase.

A través de las dimensiones del IIP-A pueden hacerse registro de los elementos de cambio para promover una relación interpersonal saludable en donde docente y alumnos puedan adquirir sentido de pertenencia, y potencialmente incidir en la mejora de calidad de la enseñanza debida a una participación más activa, respetuosa e integrativa, previniendo el abandono estudiantil que pudiera causarse a partir de fallas en la comunicación e involucramiento dentro del salón de clases.