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Introducción
De acuerdo con el Banco Mundial (2019), las personas con discapacidad representan el 16 % de la población en el mundo. En México, aproximadamente ocho millones de personas (6.3 % del total de la población) presentan algún tipo de discapacidad (Instituto Nacional de Estadística y Geografía [INEGI[, 2018). En las últimas dos décadas, el número de estudiantes con discapacidad en las instituciones de educación superior ha crecido de forma importante a nivel global (Kilpatrick et al. 2017). En el ciclo escolar 2019-2020, se encontraban inscritos 41 038 (1.5 %) estudiantes con discapacidad en 909 (20 %) instituciones de educación superior en México, lo cual representa el 1.5 % de la matrícula universitaria en el país (Asociación Nacional de Universidades e Instituciones de Educación Superior [ANUIES[, 2020).
La Organización de las Naciones Unidas para la Educación, la Ciencia y la Cultura (UNESCO, 2017) sostiene que la educación superior debe ser accesible para las personas con discapacidad, ya que los estudios universitarios son esenciales para obtener oportunidades y favorecer el desarrollo de sus potencialidades. En este sentido, afirma que la cultura inclusiva debe ser un elemento central en la evaluación de la calidad educativa de estas instituciones. Ante esta demanda, las universidades mexicanas han puesto en marcha políticas y estrategias de capacitación de docentes para estimular el progreso académico del estudiantado con discapacidad (Aguirre et al. 2021). Sin embargo, aún es necesario ampliar el conocimiento de los procesos y las prácticas docentes que favorecen la inclusión de estudiantes con discapacidad en las universidades (Moriña, 2017; Muntaner et al. 2016).
La inclusión educativa involucra un conjunto de prácticas y procesos orientados a permitir que todo el estudiantado participe, sean valorados y tratados justamente como integrantes de la institución educativa (Moriña, 2017). Los docentes desempeñan una función esencial en la transformación de los salones de clases en espacios inclusivos, dirigiendo actividades de enseñanza que respondan a las necesidades de los diversos tipos de estudiantes (Pantic y Carr, 2017). En particular, los estudiantes con discapacidad requieren estrategias y adaptaciones instruccionales diferenciadas que no siempre son fáciles de implementar por los docentes (Hartsoe y Barclay, 2017). Aunque existen diversas variables que pueden afectar las prácticas inclusivas, la literatura destaca el papel de la percepción de autoeficacia de docentes para impulsar la inclusión (Das et al. 2013; Miller et al. 2017).
Percepción de autoeficacia para educación inclusiva
En el marco de la teoría social cognitiva (Bandura, 1997), la autoeficacia es un constructo esencial para entender la conducta, porque involucra las creencias de los individuos acerca de su capacidad para realizar actividades que les permitan obtener los resultados que esperan. Diversos estudios asocian la percepción de autoeficacia docente con la calidad de sus prácticas instruccionales, el bienestar psicológico y con el uso de conocimientos y habilidades adquiridos en programas de capacitación (Das et al. 2013; Holzberger et al. 2013; Zee y Koomen, 2016). También se reportan efectos positivos de la autoeficacia de los docentes en el esfuerzo y el desempeño académico de los estudiantes (Miller et al. 2017; Zee y Koomen, 2016).
Nuestro estudio parte de la teoría social cognitiva (Bandura, 1997), por lo que asume que la percepción de autoeficacia es una variable contexto-específica. Esto implica que los docentes se pueden sentir eficaces para ciertas prácticas y enseñar a cierto tipo de estudiantes y, sin embargo, valorarse con escasa autoeficacia para enseñar en condiciones y con estudiantes diferentes (Tschannen-Moran y Woolfolk Hoy, 2001). De acuerdo con Skaalvik y Skaalvik (2007) un elemento que impulsa una práctica docente efectiva es la percepción de autoeficacia para planificar y enseñar contenidos que promuevan la integración efectiva y la calidad del aprendizaje de diversos grupos de estudiantes. En línea con lo anterior, algunos autores reconocen que el desarrollo de prácticas inclusivas en los salones de clases es una dimensión esencial de la autoeficacia docente (Skaalvik y Skaalvik, 2007).
La evidencia empírica constata que la percepción de autoeficacia docente para la inclusión de estudiantes con discapacidad se relaciona con actitudes positivas y mayor frecuencia de prácticas inclusivas (Montgomery y Mirenda, 2014). Por ejemplo, Emmers et al. (2020) afirman que los docentes que se perciben eficaces para el desarrollo de prácticas inclusivas diseñan con mayor frecuencia actividades de aprendizaje adaptadas a las necesidades individuales del estudiantado con discapacidad. En otro estudio, Yada y Savolainen (2017) confirman que la autoeficacia docente para colaborar y manejar diversos tipos de estudiantes se relaciona con actitudes positivas hacia la educación inclusiva. Por su parte, Hoffman y Kilimo (2014) reportan que este tipo de percepción se asocia con una mayor apertura a nuevos métodos y estrategias de enseñanza, y con mayor apoyo a estudiantes con discapacidad.
Si bien en las últimas décadas se ha incrementado en México el número de publicaciones relacionadas con la autoeficacia de los docentes para la inclusión de estudiantes con discapacidad en la educación superior, aún es un tema de investigación incipiente. La generación de conocimientos pertinentes en este tema depende en gran medida del desarrollo de instrumentos teórica y psicométricamente robustos para medir el constructo.
Escalas para medir percepción de autoeficacia docente para la inclusión
El rol atribuido a la percepción de autoeficacia de los docentes en la implementación de prácticas inclusivas efectivas ha provocado el desarrollo de múltiples escalas (Alnahdi, 2019; Park et al. 2016). La mayoría se enfoca en medir el constructo en docentes de educación preescolar y educación básica (Alnahdi, 2019; Emmers et al. 2020; Forlin y Chambers, 2011). En la revisión de la literatura no se encontraron escalas específicas para medir la percepción de docentes universitarios de autoeficacia para la inclusión de estudiantes con discapacidad, lo cual ocasiona que los investigadores utilicen escalas diseñadas para docentes en formación y en ejercicio de otros niveles educativos.
Un ejemplo de esta situación es el cuestionario desarrollado por Sharma et al. (2012), que se utiliza en la mayoría de los trabajos que tratan esta temática en docentes de universidades. En su cuestionario, Sharma et al. (2011) proponen medir la autoeficacia docente para el desarrollo de prácticas inclusivas mediante tres dimensiones: instrucción inclusiva, colaboración y manejo de la conducta. Aunque algunos estudios confirman la estructura interna tridimensional de la escala (Cardona-Moltó et al. 2020; Park et al. 2016; Sharma et al. 2012), otros reportan una estructura unidimensional (Alnahdi, 2019; Alnahdi y Yada, 2020). Es importante señalar que las validaciones fueron realizadas con muestras de docentes de educación básica, mientras en los estudios realizados con docentes de educación superior se reporta únicamente la fiabilidad de la escala (Emmers et al. 2020; Yada y Savolainen, 2017).
Invariancia de medición por sexo
Los resultados de los estudios acerca de diferencias en docentes de ambos sexos en la percepción de autoeficacia para la inclusión de estudiantes con discapacidad son inconcluyentes. Mientras que algunos autores reportan que los hombres se perciben más eficaces que las mujeres (Klassen y Chiu, 2010), otros encuentran que las docentes se perciben más eficaces (Özokcu, 2017; Woodcock, 2011) y, un último grupo, refiere que no existen diferencias significativas entre los y las docentes en este constructo (Emmers et al. 2020; Hosford y O´Sullivan, 2016). No obstante, los estudios previos no constatan la existencia de invariancia de medida en ambos sexos de las escalas utilizadas, lo cual es necesario para verificar que el constructo fue medido de forma similar en los dos casos (Putnick y Bornstein, 2016). Únicamente, cuando se confirma la invariancia de medida es posible realizar comparaciones significativas entre grupos (Chen et al. 2005).
Validez concurrente
La validez concurrente demanda que la variable medida se relacione de la forma esperada con variables que miden constructos similares o distintos (Furr y Bacharach, 2014). Aunque la literatura sugiere que existen múltiples constructos relacionados con la percepción de autoeficacia de los docentes para la inclusión de estudiantes con discapacidad (Michael et al. 2020), en la bibliografía especializada se enfatiza la asociación con las actitudes y el apoyo social de docentes hacia estudiantes con discapacidad (Jury et al. 2021; Saloviita, 2020).
La actitud implica una tendencia a evaluar de forma más o menos favorable ciertos eventos o personas (Albarracín et al. 2005). Diversos autores reportan que la percepción de autoeficacia docente para el desarrollo de prácticas inclusivas se relaciona con actitudes positivas de los mismos hacia los alumnos con discapacidad (Bala, 2021; Uriarte et al. 2019). Por su parte, el apoyo social involucra procesos y recursos que ayudan a los individuos a manejar de forma efectiva diversas situaciones de sus vidas (Lakey y Cohen, 2000). Algunas investigaciones señalan que existe una asociación positiva entre la percepción de autoeficacia del docente y el apoyo que le brinda al estudiantado con discapacidad (Cappe et al. 2021; Gebbie et al. 2012).
El presente estudio
La revisión de literatura permitió identificar limitaciones en la medición de la percepción de autoeficacia de docentes en este constructo. En primer lugar, no se identificaron escalas expresamente diseñadas para la educación superior, a pesar de las diferencias que existen en los niveles educativos. Por ejemplo, la autoeficacia para manejo de la conducta es más pertinente para la educación básica que para las universidades. En segundo lugar, existe desacuerdo entre los autores con respecto a utilizar modelos multidimensionales o unidimensionales de medición del constructo. En tercer lugar, no se identificaron estudios que examinen la invariancia de medida de la escala en docentes de ambos sexos, a pesar de que es necesaria para garantizar que las diferencias entre los grupos se deban al constructo examinado y no a sesgos de medición (Byrne, 2012; Putnick y Bornstein, 2016). En cuarto lugar, no se encontraron publicaciones que reporten propiedades psicométricas de escalas elaboradas para medir la percepción de autoeficacia de docentes mexicanos de educación superior para la inclusión de estudiantes con discapacidad, lo cual es necesario, porque las características de los distintos contextos educativos y culturales provocan que los constructos se manifiesten de forma cualitativamente diferente (Porter, 2011). Por último, contar con escalas validadas en México favorece la investigación y las intervenciones dirigidas a incrementar la percepción de autoeficacia docente para prácticas inclusivas.
Para atender las limitaciones relativas a la medición de este constructo tras analizar las diversas escalas publicadas, se diseñó un instrumento para medir la percepción de autoeficacia de docentes universitarios para la inclusión de estudiantes con discapacidad. En particular, el estudio se propone: (a) examinar la dimensionalidad de la Escala de Percepción Docente de Autoeficacia para la Inclusión de Estudiantes con Discapacidad (PDED; ver Figura 1); (b) evaluar la fiabilidad de los puntajes; (c) determinar la equivalencia de medida de la escala para docentes de ambos sexos (invariancia de medida); (d) analizar las diferencias de medias latentes en el constructo entre los docentes, en caso de que cumpla el nivel de invariancia escalar; (e) explorar si la escala PDED se relaciona de forma esperada con las actitudes y el apoyo social de docentes hacia la inclusión de estudiantes con discapacidad (validez concurrente); y (f) realizar una validación cruzada para analizar la estabilidad del modelo factorial en una muestra independiente.
Fuente: elaboración propia.
Figura 1 Modelo de medición de la escala para medir la percepción de docentes de autoeficacia para la inclusión de estudiantes con discapacidad
Para orientar el estudio se consideraron las siguientes hipótesis: (a) el modelo de medida unidimensional se ajusta de forma aceptable a los datos; (b) los puntajes de la escala son fiables; (c) se confirma la invariancia de medida en docentes de ambos sexos; (d) dada la inconsistencia de los hallazgos previos, no se plantea una hipótesis acerca del sentido de las diferencias del constructo en ambos sexos; (e) se tiene la expectativa de que los puntajes de la PDED se correlacionen significativamente de forma positiva con las actitudes y el apoyo social de docentes hacia estudiantes con discapacidad; y (f) se espera que el modelo sea replicable en una muestra independiente de docentes provenientes de la misma población.
Metodología
Participantes
Participaron en el estudio 426 docentes de cinco universidades públicas del estado de Sonora con experiencia en impartir clases a estudiantes con discapacidad (52 % del sexo femenino y 48 % del masculino). Sus edades oscilaron entre 24 y 69 años (M edad = 46.8 años, DE = 11.4), el 12.5 % contaba con estudios de licenciatura, el 46.6 %, con el grado de maestría y el 40.9 %, de doctorado. De estos, 25.6 % impartían clases en ciencias sociales y administrativas; 24 %, en educación y humanidades; 19.5 %, en ciencias de la salud; 18.6 %, en ingeniería y tecnología; 9.5 %, en ciencias naturales y exactas; y 2.8 %, en ciencias agronómicas y veterinaria. La muestra se dividió aleatoriamente en dos submuestras, la primera (N 1 = 213) se utilizó para la calibración de la escala y la segunda para la validación cruzada del modelo de medición (N 2 = 213).
Instrumentos Eficacia docente para la inclusión de estudiantes con discapacidad
Para el diseño de la escala PDED, se realizó una revisión de literatura (García-González et al. 2018; Sharma et al. 2012), así como entrevistas con 10 docentes y 12 estudiantes con discapacidad. A partir de esta información, se elaboraron siete ítems con formato de respuesta tipo Likert (1 = “nada capaz”, 2 = “poco capaz”, 3 = “algo capaz”, 4 = “bastante capaz”, 5 = “muy capaz”) que cuestionaban a los docentes acerca de qué tan eficaces se percibían para brindar una enseñanza inclusiva a estudiantes con discapacidad.
Un panel de ocho expertos, cuatro investigadores con conocimientos del constructo en cuestión y cuatro docentes de educación superior con experiencia en el manejo de estudiantes con discapacidades valoraron la relevancia de cada ítem para la medición del constructo, en una escala con opciones desde 1 (“no relevante”) hasta 4 (“muy relevante”). Todos los ítems obtuvieron un índice de validez de contenido (IVC) superior a 0.80 (Almanasreh et al., 2019), por lo cual fueron incluidos en la versión final del instrumento.
Actitudes docentes hacia la inclusión educativa
Se adaptó la Escala Multidimensional de Actitudes hacia la Educación Inclusiva (MATIES; Mahat, 2008) para ser administrada a docentes de educación superior. Se utilizó el procedimiento de retrotraducción para traducir los ítems del idioma inglés al español (Hambleton, 2005). Se compararon las dos versiones para llegar a un consenso acerca de cada ítem. Durante este proceso no se encontraron discrepancias culturales en la traducción de ninguno de los seis ítems (p. ej., “Creo que la inclusión de estudiantes con discapacidad facilita un comportamiento social apropiado entre todos los estudiantes”). Se utilizó un formato de respuesta tipo Likert con cinco opciones (1 = “totalmente en desacuerdo” hasta 5 = “totalmente de acuerdo”). Los resultados del análisis factorial confirmatorio sugieren un buen ajuste del modelo unidimensional a los datos (SBX2 = 9.04, gl = 7, p = 0.02; SRMR = 0.04; TLI = 0.98; CFI = 0.99; RMSEA = 0.02, IC 90 % [0.01, 0.07[). Los valores de la varianza media extractada (VME = 0.53) y el coeficiente omega de McDonald (ω = 0.86) indican una fiabilidad aceptable de la escala.
Apoyo social docente para la inclusión educativa
Se adaptó una subescala de la Escala de Apoyo Social (SSS; Malecki y Elliott, 1999) para medir el apoyo docente a los alumnos con discapacidad. La traducción de los ítems del idioma inglés al español se realizó mediante el método de retrotraducción por dos traductores con dominio del idioma inglés y el español (Hambleton, 2005). Posteriormente, los ítems se ajustaron para ser contestados por los docentes en vez de por el estudiantado. La escala se conformó por siete ítems (p. ej., “Muestro a los estudiantes con discapacidad cómo realizar ciertas actividades en clase”; VME = 0.51, ω = 0.87) con formato de respuesta tipo Likert (1 = “nunca” hasta 5 = “siempre”). El análisis factorial confirmatorio sugiere un buen ajuste del modelo de medición a los datos (SBX2 = 22.22, gl = 12, p = 0.03; SMRM = 0.05; TLI = 0.98; CFI = 0.99; RMSEA = 0.046, IC 90 % [0.01, 0.05[).
Procedimiento
El estudio fue aprobado por el Comité de Ética del Instituto Tecnológico de Sonora. Posteriormente, consiguió la aprobación de las autoridades de las universidades involucradas para contactar a docentes, a quienes se les envió un correo explicando el objetivo de la investigación e invitándoles a colaborar voluntariamente siempre que hubieran impartido clases a estudiantes con discapacidad. La escala se administró en la plataforma Survey Monkey; el enlace se adjuntó en los correos electrónicos. Antes de acceder a contestar la encuesta, se les pidió a los profesores que firmaran un consentimiento informado de su participación en el estudio.
Análisis de datos
En el estudio no hubo datos perdidos. En primer lugar, se calcularon la media, desviación estándar, asimetría y curtosis de los ítems. A continuación, se realizaron análisis factoriales confirmatorios con apoyo del software Mplus 8 utilizando el método robusto de estimación de máxima verosimilitud (MLR) para evitar que los parámetros estimados sean afectados por el no cumplimiento del supuesto de normalidad multivariada (Byrne, 2012; Hancock y Liu, 2012). Se decidió utilizar Mplus debido a que los estudiantes se anidan en 23 escuelas; este programa calcula un modelo multinivel con errores aleatorios y genera errores estándar no sesgados en las estimaciones de este tipo de datos (Muthén y Muthén, 2017).
Con base en la literatura se consideraron como índices de ajuste del modelo: SBX2 (chi-cuadrado); SRMR (raíz cuadrada del residuo estandarizado), CFI (índice de ajuste comparativo) y RMSEA IC 90 % (error de la raíz cuadrada de la media aproximada con su intervalo de confianza). Se manejaron como aceptables los valores de SBX2 con p asociada > 0.001; CFI ≥ 0.95, SRMR y RMSEA ≤ 0.08 (Byrne, 2012; Hu y Bentler, 1999).
Fiabilidad de la escala
La fiabilidad de la escala se examinó mediante el coeficiente de omega de McDonald (ω) y la varianza media extractada (AVE). Los valores de ω ≥ 0.70, y AVE ≥ 0.50 se consideraron indicadores de una fiabilidad aceptable de las puntuaciones (Green y Yang, 2015; Hair et al. 2010).
Invariancia de medida
Se calcularon modelos factoriales anidados para examinar la invariancia de medida del modelo en ambos sexos. Con base en las pautas sugeridas en la literatura (Byrne, 2012; Putnick y Bornstein, 2016), se examinó la invariancia configural, que indica que el mismo número de factores y variables que los definen son similares entre los grupos. Posteriormente, se comparó el ajuste de un modelo con cargas factoriales fijas en los grupos de docentes del sexo masculino y femenino (invariancia métrica). Después de verificar la invariancia métrica se evaluó un modelo con restricciones en lo relativo a que los interceptos sean similares en ambos grupos (invariancia escalar).
Los modelos anidados se compararon utilizando la diferencia en el ΔSBX2; diferencias en SBX2 (ΔSBX2) con p > 0.001 sugieren que las restricciones impuestas no son equivalentes entre los grupos (Putnick y Bornstein, 2016). A pesar de esto, debido a que el estadístico SBX2 es sensible al tamaño de muestra, adicionalmente se utilizaron como indicadores de ajuste las diferencias en CFI (ΔCFI < 0.01) y las diferencias en RMSEA (ΔRMSEA < 0.015) (Byrne, 2012). Por último, en el caso de confirmarse la invariancia escalar, se calcularon las diferencias de medias latentes entre ambos grupos de docentes. Se consideró el grupo de sexo femenino como el grupo de referencia. El estadístico z se utilizó para calcular las diferencias de medias.
Validez concurrente
La validez concurrente se verifica constatando que los puntajes de la escala se relacionan de la forma esperada con constructos diferentes y similares (Furr y Bacharach, 2014). Con este fin se examinó la relación de los puntajes de la escala con los de instrumentos que miden actitudes de docentes hacia la inclusión educativa y el apoyo social que brindan a estudiantes con discapacidad. En ambos casos, con base en la teoría y la investigación empírica existente se esperan correlaciones positivas de la percepción de la autoeficacia docente con las actitudes y el apoyo social que brindan a los alumnos con discapacidad. Estas correlaciones se evaluaron con base en la guía propuesta por Cohen (1998), quien sugiere que correlaciones entre 0.10 y 0.29 implican un tamaño del efecto pequeño, de 0.30 a 0.49 un tamaño de efecto mediano y de 0.50, o mayores, un tamaño de efecto grande.
Validación cruzada
Confirmar la estabilidad de los modelos de medida es una evidencia esencial de su validez (Browne, 2000). La validación cruzada del modelo factorial en dos muestras independientes se realizó utilizando el procedimiento de análisis multigrupo (Byrne, 2012). Se consideraron como indicadores de adecuada equivalencia de medida en ambas muestras: ΔSBX2 con p > 0.001, ΔCFI < 0.01 y ΔRMSEA < 0.015 (Byrne, 2012).
Resultados
Análisis descriptivos (N 1 muestra de calibración)
En la Tabla 1 se muestran los resultados de los análisis descriptivos. Las medias de los ítems indican que los docentes se perciben como eficaces para desarrollar prácticas inclusivas. Por su parte, los valores de asimetría y curtosis sugieren que los puntajes de los ítems se distribuyen de forma normal.
Tabla 1 Análisis descriptivos de los ítems de la escala para medir la percepción docente de autoeficacia para la inclusión de estudiantes con discapacidad (n = 213)
| Ítem | M | DE | Asimetría | Curtosis |
| 1. Valorar la importancia de la inclusión de estudiantes con discapacidad. | 4.32 | 0.78 | -1.03 | 0.68 |
| 2. Utilizar estrategias de apoyo académico para estudiantes con discapacidad. | 3.89 | 1.04 | -0.59 | -0.54 |
| 3. Implementar adaptaciones en los programas de la materia para facilitar el aprendizaje de estudiantes con discapacidad. | 3.81 | 1.07 | -0.60 | -0.46 |
| 4. Implementar estrategias organizativas (Ej., dinámicas, trabajo en equipo) para incluir a estudiantes con discapacidad. | 3.99 | 1.00 | -0.96 | 0.52 |
| 5. Desarrollar procesos colaborativos con otros profesores con el fin de apoyar la inclusión de estudiantes con discapacidad. | 3.54 | 1.25 | -0.50 | -0.75 |
| 6. Implementar estrategias y recursos de evaluación específicos para evaluar el aprendizaje de estudiantes con discapacidad. | 3.71 | 1.18 | -0.71 | -0.32 |
| 7. Reflexionar críticamente sobre mis actitudes, valores y acciones hacia estudiantes con discapacidad. | 4.14 | 0.95 | -1.05 | 0.70 |
Fuente: elaboración propia.
Análisis de dimensionalidad
Se calculó un análisis factorial confirmatorio con la muestra de calibración (n = 213). El modelo de medición se ajustó adecuadamente a los datos (SBX2 = 13.90, gl = 11, p = 0.281; SMRM = 0.017; CFI = 0.99; TLI = 0.99; RMSEA = 0.031, 90 % IC [0.01, 0.07[), lo que confirma la validez del modelo unidimensional de medida. Todos los pesos factoriales resultaron significativos (p < 0.001), con valores entre 0.65 y 0.92 (ver Figura 2). Finalmente, los resultados confirman la fiabilidad de los puntajes (ω = 0.93, VME = 0.63).
Invariancia de medida por sexo
Los resultados del análisis multigrupo sugieren que el modelo factorial es invariante en ambos sexos (ver Tabla 2). El modelo base de medición se ajustó de forma similar en ambos grupos (invariancia configural), lo cual confirma una estructura factorial similar en ambos sexos (SBX2 = 28.35, gl = 24, p = 0.245; SRMR = 0.028; CFI = 0.99; TLI = 0.99; RMSEA = 0.029, IC 90 % [0.01, 0.06[). Posteriormente, las cargas factoriales se fijaron para que fueran equivalentes en ambos sexos (invariancia métrica), la ΔSBX2 entre ambos grupos no fue significativa (p > 0.001) y las diferencias de los valores de CFI y RMSEA fueron menores que 0.01 y 0.015 respectivamente, lo que sugiere invariancia métrica. Por último, se agregó la constricción referida a la igualdad de interceptos entre los grupos (invariancia escalar), la ΔSBX2 no fue estadísticamente significativa (p > 0.001), tampoco hubo cambios significativos en el CFA y el RMSEA, lo que sugiere la existencia de invariancia escalar.
Comparación de medias latentes
Para examinar las diferencias entre las medias latentes se fijaron las medias del grupo de hombres en cero, mientras que las medias del grupo de mujeres se estimaron libremente. Los resultados no muestran diferencias estadísticamente significativas por sexo en el modelo de medición (diferencias de medias = -0.014, z = 0.20, p = 0.837, d de Cohen = 0.003).
Validez concurrente
Los resultados del análisis de correlación indican que la percepción de eficacia docente se relaciona positivamente con el apoyo social a estudiantes con discapacidad y, a su vez, con las actitudes hacia la inclusión (ver Tabla 3). El valor de las correlaciones sugiere un tamaño de efecto moderado, lo que implica que las relaciones poseen valor práctico y teórico (Cohen, 1998).
Análisis de la estabilidad del modelo (N 2 muestra para validación cruzada)
Para atender los problemas asociados con el ajuste de modelos post hoc se utilizó un enfoque de validación cruzada para verificar la estabilidad factorial del modelo obtenido en la muestra de calibración (N 1 ) en una muestra independiente (N 2 ). El análisis multigrupo ofrece evidencia de invariancia configural (SBX2 = 30.33, gl = 22, p < 0.11; SMRM = 0.029; CFI = 0.98; TLI = 0.97; RMSEA = 0.06, 90 % IC [0.04, 0.07[), métrica y escalar del modelo en ambas muestras (ver Tabla 4). Estos hallazgos confirman que el modelo factorial es replicable en la muestra de validación cruzada.
Tabla 4 Bondad de ajuste estadística del modelo en las muestras de calibración (N 1 = 213) y de validación cruzada (N 2 = 213)
| Invariancia | X2 | gl | ΔX2 | Δgl | p | ΔCFI | ΔRMSEA |
| Configural | 30.34 | 22 | 0.11 | ||||
| Métrica | 36.1 | 28 | 5.67 | 6 | 0.461 | 0.001 | 0.007 |
| Escalar | 42.08 | 29 | 5.98 | 7 | 0.542 | 0.001 | 0.009 |
Fuente: elaboración propia.
Discusión
En este estudio, los resultados constatan las hipótesis consideradas en el estudio y confirman que la PDED es una escala robusta para la medición del constructo. En cuanto a la dimensionalidad de la escala, el estudio demuestra la importancia de medir las variables cognitivas, actitudinales y conductuales con un enfoque contexto-específico (Bandura, 1997; Maddux, 1995; Schunk y DiBenedetto, 2016). En particular, confirma la viabilidad de medir la percepción de autoeficacia docente desde una perspectiva contexto específica (Fives y Buehl, 2016; Tschannen-Moran y Woolfolk Hoy, 2001). Los resultados del análisis factorial confirmatorio corroboran el ajuste adecuado a los datos de un modelo unidimensional de medida de la autoeficacia de docentes para prácticas inclusivas con alumnos con discapacidad. Estos hallazgos son consistentes con estudios que reportan unidimensionalidad en las medidas del constructo (Alnahdi, 2019; Alnahdi y Yada, 2020).
Además, el análisis de validación cruzada constata que la estructura factorial de la escala es estable en una muestra independiente de docentes, lo que evidencia que el ajuste del modelo de medida no depende de las características particulares de la muestra de calibración (Browne, 2000; Byrne, 2012). Estos hallazgos sugieren que la PDED es una escala robusta conceptual y psicométricamente, lo cual implica que puede ser utilizada por los investigadores para describir y comparar el constructo en muestras similares de docentes.
Respecto de la invariancia de medida por sexo, se constata de forma empírica que la PDED mide de forma equivalente el constructo en docentes de ambos sexos. Esto permite realizar comparaciones significativas entre los docentes. En otras palabras, es posible afirmar que los resultados de las comparaciones reflejan diferencias asociadas al sexo en lugar de sesgos en los ítems (Putnick y Bornstein, 2016). Las comparaciones de medias latentes no muestran diferencias en la percepción de eficacia de ambos sexos. Si bien estos hallazgos para ser concluyentes tienen que contrastarse con los de futuras investigaciones, en este momento dan apoyo parcial a los estudios que no reportan diferencias asociadas al sexo en el constructo (Emmers et al. 2020).
En lo relacionado con la validez concurrente, en línea con la teoría sociocognitiva (Bandura, 1997), los resultados del estudio muestran que los puntajes de la PDED se relacionan de forma positiva con las actitudes y el apoyo social de los docentes a los estudiantes con discapacidad. Los valores de las correlaciones indican tamaños de efectos moderados que confirman que las relaciones entre las variables poseen un valor práctico y explicativo importante. Este hallazgo es consistente con la literatura que señala que la percepción de eficacia influye en las creencias, motivaciones y prácticas de enseñanza docente (Fives y Buehl, 2016; Klassen y Tze, 2014).
No obstante, futuras investigaciones son necesarias para profundizar en las relaciones entre las variables estudiadas. Al momento, los resultados del estudio sugieren que la percepción de los docentes de su eficacia favorece el desarrollo de recursos psicológicos (actitudes positivas hacia la inclusión de los estudiantes con discapacidad), así como de conductas dirigidas a brindar apoyos instrumentales, afectivos y valorativos a los estudiantes con discapacidad para favorecer el afrontamiento efectivo de los mismos a las demandas académicas y sociales del currículo (Cappe et al. 2021; Perera y John, 2020).
Conclusiones
El estudio evidencia diversas implicaciones teóricas y prácticas. De los resultados se infiere que la teoría social-cognitiva (Bandura, 1997) es un marco teórico fructífero para la investigación acerca de la autoeficacia docente para la inclusión educativa del estudiantado con discapacidad. La escala es un instrumento que facilita la investigación acerca de la eficacia docente, basada en la teoría social-cognitiva (ver Tschamen-Moran et al. 1998) y el análisis tanto de factores asociados con el desarrollo de la autoeficacia como de sus consecuencias en el desempeño docente. En el estudio se confirma el valor de la conceptualización y la medición de la autoeficacia desde una perspectiva contexto-específica (Bandura, 1997; Tschannen-Moran y Woolfolk Hoy, 2001).
Desde el punto de vista práctico, la PDED es un instrumento robusto teórico y psicométricamente adecuado. También, la escala permite examinar de forma fiable diferencias en la expresión del constructo en docentes de ambos sexos. Lo anterior implica que permite la identificación del nivel de percepción de autoeficacia docente para implementar prácticas inclusivas, tanto a nivel de la institución como a nivel individual. Esta información facilita que los investigadores indaguen en las características que diferencian a instituciones y docentes con diferentes niveles de percepción de autoeficacia para la inclusión. Adicionalmente, la información obtenida puede orientar a los tomadores de decisión acerca del alcance y el enfoque de los programas de capacitación de las instituciones.
Los análisis evidencian también que la percepción de autoeficacia de los docentes para el desarrollo de prácticas inclusivas se relaciona con otras variables que contribuyen a la inclusión de estudiantes con discapacidad. Esto implica que favorecer la percepción de eficacia de los docentes en este aspecto debe ser considerado en el diseño de intervenciones dirigidas para lograr la total inclusión educativa de los alumnos con discapacidad en las universidades.
No obstante lo anterior, algunas limitaciones del presente estudio deben tomarse en consideración para futuras investigaciones. En primer lugar, el estudio se realizó con una muestra de docentes de instituciones públicas de educación superior. Es esencial considerar que docentes de distintos establecimientos educativos (p. ej., universidades tecnológicas, interculturales y privadas) y de diversas regiones del país pueden tener diferentes percepciones de la eficacia para la inclusión educativa de estudiantes con discapacidad. Son deseables estudios que realicen validaciones cruzadas del modelo de medición en muestras de docentes de diversas instituciones y que atiendan a estudiantes culturalmente diferentes.
En segundo lugar, si bien se analizan las relaciones entre los puntajes de la escala con las actitudes y el apoyo social de los docentes, son necesarios nuevos estudios que examinen las relaciones de la PDED con variables contextuales de la institución (p. ej., la percepción de eficacia colectiva para la inclusión y políticas institucionales) y con otras variables personales relacionadas con el desempeño efectivo de los profesores (p. ej., metas de aprendizaje, esfuerzos para la inclusión y prácticas de enseñanza).
En tercer lugar, el instrumento mide la percepción de los docentes de autoeficacia para la inclusión de estudiantes con discapacidad sin especificar el tipo de discapacidad. Por ende, son necesarios futuros estudios que analicen la invarianza de medida de la escala con diferentes tipos de discapacidad (p. ej., motora, sensorial, cognitiva y conductual). Por último, la PDED es una escala de autoreporte que se basa en las respuestas de los docentes. Futuros estudios deben examinar los resultados derivados de la PDED con información proveniente de otras fuentes (estudiantes, directivos y padres de familia) y otros procedimientos de medida (entrevistas u observaciones) con el propósito de examinar la robustez de la escala para la medición del constructo.
De cualquier modo, la presente investigación confirma que la PDED es un instrumento robusto que puede utilizarse para estudiar los antecedentes y los efectos de la autoeficacia de los docentes en la inclusión educativa de estudiantes con discapacidad, pues brinda información valiosa para la investigación y las acciones de intervención dirigidas a promover prácticas inclusivas en las instituciones educativas de nivel superior. Si bien los hallazgos confirman la utilidad de medir el constructo con esta escala es conveniente considerar la posibilidad de utilizar modelos multifactoriales para medir el constructo, considerando dimensiones tales como la adaptación de la instrucción a las necesidades de los estudiantes, la cooperación con otros actores para apoyar al estudiantado y la organización del trabajo colaborativo en clase.
