Necesidades
formativas del profesorado universitario de Historia de Cuba Básica. Fiabilización y validación
de un cuestionario para su diagnóstico
Training
Needs for the University Professors of Basic Cuban History. Reliability and Validation
of a Questionnaire for its Diagnosis
*Pedro Luis Basulto-Ramírez
**Juan de Pablos-Pons
*Universidad de
Ciencias Informáticas. La Habana. Cuba. Licenciado en Marxismo Leninismo e
Historia. Máster en Ciencias. basulto@uci.cu ORCID: https://orcid.org/0000-0002-0753-4756
**Universidad de
Sevilla. España. Catedrático de Didáctica y Organización Escolar. Doctor en
Ciencias de la Educación. Profesor Titular. jpablos@us.es
ORCID: https://orcid.org/0000-0001-9147-5965
Resumen La
enseñanza de la Historia de Cuba, es un asunto de máxima prioridad en el
contexto de las actuales transformaciones educacionales que vive el país. En
este proceso un elemento de vital importancia lo constituye, el aumento de la
virtualización en la enseñanza superior cubana. A tales efectos, resulta imprescindible,
determinar el nivel de preparación que posee el profesorado de la materia
para enfrentar dichos cambios. Se
describe a continuación el diseño y validación de un cuestionario,
para diagnosticar las necesidades de formación del profesorado universitario,
que imparte Historia de Cuba Básica en la modalidad semipresencial con el uso de las Tecnologías de la
Información y la Comunicación. Se ha desarrollado el proceso de validación
del instrumento, a través de la consulta a expertos y de los análisis Factorial
Exploratorio y Factorial Confirmatorio. Se determina la fiabilidad del
cuestionario utilizando los coeficientes
Alpha de Cronbach y Omega de McDonald. Palabras clave: aprendizaje; enseñanza; Historia; cuestionario;
análisis factorial |
Abstract Teaching Cuban history is a
matter of top priority in the context of the current educational
transformations that the country is experiencing. In this process, an element
of vital importance is the increase of virtualization in Cuban higher
education. For this purpose, it is essential to determine the level of
preparation that professors have of this subject to face these changes. The
article describes the design and validation of a questionnaire to diagnose
the training needs of university professors who teach Basic History of Cuba in the blended learning modality with the
use of Information and Communication Technologies. The validation process of
the instrument has been developed through consultation of experts and the
Exploratory Factorial and Confirmatory Factorial analyses. The reliability of
the questionnaire is determined using the Cronbach Alpha and McDonald Omega
coefficients. Key words: learning; teaching; History;
questionnaire; factor analysis |
Introducción
Existe en Cuba una
arraigada tradición de la Educación a Distancia (EaD) y semipresencial, cuyo
origen se corresponde con las raíces de la pedagogía cubana y los aportes de
insignes educadores como, José de la Luz y Caballero y Félix Varela y Morales.
Las etapas de surgimiento y evolución de las mismas han tenido en el país un
comportamiento similar al del resto del mundo pues la introducción de las
Tecnologías de la Información y la Comunicación (TIC), ha sido más o menos
homogénea en todos los casos aunque su proliferación ha tenido lentitud por
estar situados en el bloque de los tercermundistas (Basulto y De Pablos, 2017;
Fernández, 2013)
En la enseñanza
superior, en el país, desde el año 2016, se vive un nuevo y profundo proceso de
transformaciones, encabezadas por el Ministerio de Educación Superior (MES).
Está teniendo lugar la elaboración de una nueva generación de planes de
estudio, en los cuales un elemento esencial es el aumento de la virtualización
(García-Hernández y González Ramírez, 2017), cuya transformación principal,
está en los nuevos roles que deben desempeñar profesores y estudiantes como
consecuencia del empleo de las TIC (Basulto y De Pablos, 2017; Ministerio de
Educación Superior, 2016).
Otra importante
transformación del Ministerio de Educación Superior (2016), está relacionada
con la enseñanza y el aprendizaje de la Historia de Cuba. Este proceso posee
una trascendental importancia como vía para la educación de la personalidad de
los jóvenes. Reconocer su valor educativo y cultural, de por sí no es válido si
no está asociado a una educación desarrolladora, en la que los estudiantes se
convierten en verdaderos protagonistas del aprendizaje (Benítez y González,
2016).
Las más recientes
producciones científicas del país relacionadas con el proceso de
enseñanza-aprendizaje de la Historia de Cuba, afirman que su principal problema
está dado en la existencia de limitaciones en la preparación de algunos
docentes, en el dominio de la didáctica de la Historia, así como la pobre
utilización de métodos contemporáneos novedosos, relacionados con el uso de las
TIC para impartir la docencia (Benítez y González, 2016; Bonilla y Pereda,
2017; Gómez, Rodríguez y Mirete, 2018; Tennyson et al., 2018).
Esta situación antes
descrita, es más compleja aún si se toma en cuenta que entre las
transformaciones antes mencionadas que están teniendo lugar en el MES, está
precisamente la de perfeccionar el sistema de ingreso a la educación superior
en el curso por encuentro o semipresencial, al trasladar la evaluación del
cumplimiento del requisito de demostrar el dominio de los contenidos vigentes
para los exámenes de ingreso, al primer año de la carrera.
Con el fin de
oficializar tal decisión se dictó la Resolución No. 01/16, estableciendo así,
la inclusión en el plan de estudio de las carreras del Curso por Encuentros y
la Educación a Distancia, en su primer año, la obligatoriedad de cursar y aprobar las asignaturas de
Matemática Básica, Español Básico e Historia de Cuba Básica (Ministerio de
Educación Superior, 2016). Lo antes descrito cambia el paradigma establecido,
siendo totalmente novedoso, y por lo tanto implica la necesidad de buscar
alternativas de solución para tal situación (Basulto y De Pablos, 2017).
En la revisión y
análisis bibliográfico desarrollado por los autores se han podido encontrar
varios instrumentos de evaluación que persiguen el fin de determinar
necesidades formativas de los docentes (León, Navío y Barroso, 2016). Sin
embargo no se han podido constatar ejemplos de instrumentos similares elaborados
tomando en cuenta el contexto antes descrito ni que respondan específicamente a
los profesores que imparten Historia en la modalidad semipresencial. Lo antes
descrito justifica la necesidad de elaborar instrumentos de medición científica
ad hoc, válidos y fiables que permitan determinar con exactitud las necesidades
de formación de este claustro para la impartición de la asignatura a través de
variantes metodológicas distintas, en la modalidad semipresencial, con una
amplia utilización de las TIC.
Materiales y métodos
Se trabajó con una
muestra de 69 profesores que constituyen el 100% de los que laboran en el país
en las 13 Universidades en las que se estudia en esta modalidad, las dos
carreras afines con la informática (Ingeniería Informática e Ingeniería en
Ciencias Informáticas). El estudio desarrollado posee un enfoque cuantitativo,
que llevó al diseño de un cuestionario. Inicialmente la validez de contenido,
fue avalada por un grupo de 19 expertos de universidades españolas y cubanas.
Asimismo, fue realizado el Análisis Factorial Exploratorio (AFE) y el Análisis
Factorial Confirmatorio (AFC). (Blanco, Jurado, y Aguirre, 2018; Costa y
Fernández-cano, 2015; Obregón y González, 2018; Ortega, Arribas, y Jódar,
2018). Para dar inicio al AFE, se realizan las pruebas Kaiser Meyer-Olkin (KMO)
y el test de esfericidad de Bartlett, verificando las relaciones entre
variables, y la significatividad de las mismas en el instrumento que se analiza
(García-Hernández y González Ramírez, 2018). Se obtiene un valor de KMO= 0.832,
que es considerado un valor alto. La prueba de esfericidad de Bartlett muestra
que χ2 (372) = 4631.4 (p <0.001). Estos resultados confirman que es
factible la realización del análisis factorial. El desarrollo del mismo es
llevado a cabo a través del procedimiento de componentes principales y el
método de rotación factorial Varimax.
La fiabilidad del instrumento de medición se
determinó al obtener un coeficiente Alpha de Cronbach=.851 y Omega de Macdonal
=.858.
Objetivos
El objetivo
específico de la presente investigación es describir, el proceso de diseño y
validación de un cuestionario, para diagnosticar las necesidades de formación
del profesorado universitario, para impartir la Historia de Cuba Básica en la
modalidad semipresencial con el uso de las TIC.
Participantes
Para determinar la
validez de contenido del cuestionario se utilizó el método Delphi, fueron
consultados un total de 19 expertos de universidades españolas y cubanas. Los
mismos tienen como media 31,6 años de graduados. Destaca que 15 son DrC y
cuatro MSc. Poseen como promedio 17 años
de experiencia en la enseñanza de la Historia y 16,1 en investigaciones sobre
Tecnología Educativa.
Se determinó el
cálculo de la competencia de cada experto en cuanto a su conocimiento de
la enseñanza de la Historia y en la modalidad semipresencial, aplicando la
siguiente fórmula: K = ½ (Kc + Ka) donde Kc es el “Coeficiente de conocimiento”
o información que tiene el experto acerca del tema tratado y Ka, es el
“Coeficiente de argumentación” o fundamentación de los criterios de los
expertos. (Cabero y Llorente-Cejudo, 2013) obteniendo como resultado un
coeficiente de competencia experto promedio de K= 0,91 considerado alto.
Como ya se ha
explicado, los Análisis Factorial Exploratorio (AFE) y Factorial Confirmatorio
(AFC), para determinar la validez de constructo, así como los análisis de
fiabilidad se realizaron con la aplicación del instrumento al total de la
muestra seleccionada (Froment, Bohórquez, García, González, y García Jiménez,
2019; Traver-martí y Ferrández-berrueco, 2016).
Procedimiento
Tomando como punto
de partida, el estudio teórico realizado por los investigadores, la experiencia
de los mismos en investigaciones educativas y la impartición de la asignatura,
se elaboró una versión inicial del cuestionario que fue sometida en dos rondas
a la evaluación de los expertos. En
ambas rondas fue analizada la estructura del cuestionario y la validez de
contenido del mismo, a través de los siguientes indicadores: coherencia en la
estructura del instrumento (CI), relevancia del contenido (RC), organización y
secuencia acorde con el objetivo (OSO), pertinencia de los ítems con el
objetivo (PIO), pertinencia de los ítems con la variable (PIV), pertinencia de
los ítems con las dimensiones (PID), pertinencia de los ítems con los
indicadores (PII), claridad en la redacción de los ítems (CRI), la secuencia de
los ítems facilita la comprensión de las preguntas (SCP), la agrupación de los
ítems es adecuada para cada apartado (AAI). Al concluir ambas rondas de
análisis, los expertos, en más del 60 % de los criterios han coincidido en
eliminar 26 ítems y tres indicadores.
Realizadas las
modificaciones descritas como resultado del juicio de expertos, se procede a
aplicar el cuestionario a los 69 profesores para determinar la validez de
constructo a través del Análisis Factorial Exploratorio (AFE) y Factorial
Confirmatorio (AFC), a su vez se comprobó su fiabilidad determinando los
coeficientes de Alpha de Cronbach y Omega de Macdonald. Se toman en cuenta criterios
de los autores (Aran-ramspott, Fedele, y Tarragó, 2018; Mason et al., 2019;
Pinto, Figueredo, Jean, y Koller, 2019; Ventura y Caycho-Rodríguez, 2017) que
estiman que se realiza el AFE para reducir las dimensiones. Es utilizado como
método de extracción las componentes principales, con rotación Varimax. El
análisis fue realizado para todos los ítems del instrumento, con el fin de
comprobar si estos, se distribuyen en las dimensiones en las que han sido
propuestos.
El AFC, se lleva a
cabo, determinando los indicadores de ajuste del modelo: razón de chi-cuadrado
sobre los grados de libertad (χ2/g.l.), nivel de probabilidad asociado
(CMIN/DF), índice de ajuste moderado (NFI), índice de ajuste comparativo (CFI),
índice de Tucker-Lewis (TLI), índice de bondad de ajuste (GFI), índice de
ajuste parsimonioso normado (PNFI), raíz media cuadrática residual (RMCR),
error cuadrático medio de aproximación (RMSEA) y criterio de información Akaike
(AIC).El análisis de los datos se realizó utilizando los softwares IBM SPSS
v22.
Resultados y discusión
Los hallazgos de los
AFE y AFC, así como la determinación de los coeficientes Alpha de Cronbach y
Omega de Macdonal, permiten obtener un instrumento con altos niveles de
fiabilidad y validez de contenido y de constructo; conformado finalmente por 3
dimensiones o factores, y un total de 32 ítems. Estos resultados avalan su uso
como una buena herramienta de investigación.
Descripción del proceso de construcción del cuestionario
Las necesidades de
formación del profesorado universitario, para impartir la Historia de Cuba
Básica en la modalidad semipresencial con el uso de las TIC, es el constructo a
evaluar. Fueron propuestos inicialmente, 66 ítems, distribuidos en 4
dimensiones. 1) La enseñanza de la Historia de Cuba en la modalidad
semipresencial. 2) El uso de las TIC, para la enseñanza de la Historia de Cuba
en la modalidad semipresencial. 3) Factores que favorecen el desarrollo de la
enseñanza de la Historia de Cuba en la modalidad semipresencial con la
utilización de las TIC. 4) Factores que dificultan el desarrollo de la
enseñanza de la Historia de Cuba en la modalidad semipresencial con la
utilización de las TIC.
Resultados del criterio de expertos
Al concluir la
primera ronda de análisis con un nivel de coincidencia alto, entre un 63,6% y
72,7% los expertos proponen eliminar un total, de 26 ítems. Al mismo tiempo
coinciden con un nivel de frecuencia entre 15 y 19 y entre un 72% y un 100% en
modificar cinco de los ítems propuestos. De los 19 expertos consultados 16,
sugieren que el cuestionario es muy extenso y a su vez que cuando se eliminen
algunos ítems, se deben incluir otros relacionados fundamentalmente con el
indicador: Dominio del contenido por parte del claustro que imparte Historia de
Cuba. Sugieren igualmente, incluir alguna pregunta abierta, por lo que son
incluidos un total de nueve ítems entre ellos dos preguntas abiertas quedando
la nueva versión del cuestionario conformada por cuatro dimensiones, seis
indicadores y 49 ítems.
Esta nueva versión
del cuestionario es sometida a una segunda vuelta de análisis con los expertos.
En la tabla uno puede observarse que con respecto a la estructura y contenido
del cuestionario, nueve de los 10 indicadores son evaluados como muy adecuados
y uno como bastante adecuado.
Tabla 1. Segunda vuelta del criterio de expertos según los puntos de
corte
Indicadores |
Categorías |
CI |
Muy
adecuado |
RC |
Muy
adecuado |
OSO |
Muy
adecuado |
PIO |
Muy
adecuado |
PIV |
Bastante
adecuado |
PID |
Muy
adecuado |
PII |
Muy
adecuado |
CRI |
Muy
adecuado |
SCP |
Muy
adecuado |
AAI |
Muy
adecuado |
En la Tabla 2 se
muestran los valores que corroboran que, en la segunda vuelta de análisis, el
coeficiente de concordancia de los expertos con relación a la estructura del
cuestionario es alto, oscilando los valores entre un 0.948 y un 0.712, siendo
el mayor coeficiente de variación de 0.283.
Tabla 2: Coeficiente de concordancia
de expertos segundada vuelta de análisis
Indicadores |
Coeficiente
de concordancia de los expertos |
Coeficiente de variación |
CI |
0.834 |
0.166 |
RC |
0.901 |
0.99 |
OSO |
0.812 |
0.1878 |
PIO |
0.862 |
0.138 |
PIV |
0.712 |
0.283 |
PID |
0.895 |
0.105 |
PII |
0.923 |
0.77 |
CRI |
0.948 |
0.52 |
SCP |
0.931 |
0.69 |
AAI |
0.866 |
0.134 |
En cuanto al
análisis de los ítems los expertos no sugieren eliminar ninguno sino mejorar la
redacción de tres de los nueve ítems propuestos, sugerencias que son tenidas en
cuenta. Al concluir el proceso de consulta para validar el contenido, el
instrumento, queda conformado por cuatro dimensiones, seis indicadores y 49
ítems.
Validez de constructo. Análisis Factorial Exploratorio
(AFE)
La validez de
constructo, del instrumento, es determinada a través de los análisis factorial
exploratorio AFE y factorial confirmatorio AFC utilizando como método de
extracción los componentes principales, con rotación Varimax. El análisis fue
realizado para todos los ítems del instrumento, con el fin de comprobar si
estos, se distribuyen en las dimensiones o factores para las que habían sido
concebidos.
Inicialmente es
realizada la prueba Kaiser Meyer-Olkin (KMO), y el test de esfericidad de
Bartlett. (Alfonso y Xavier, 2019; Coelho et al., 2018) Ambas permiten
verificar las relaciones entre variables, y la
significatividad de las mismas en el instrumento en cuestión. La
interpretación del valor KMO, se toma, teniendo en cuenta los criterios de
Kaiser (1974).
Según (Alfonso y
Xavier, 2019; Coelho et al., 2018 y Kaiser, 1974) En la prueba de esfericidad
de Bartlett El grado de significación aceptable, es aquel que no supere 0,05.
Esto permite determinar dos hipótesis, de cuyos resultados depende proceder o
no a la realización del AFE:
·
Hipótesis nula (H0): Si Sig. > 0,05 se acepta H0. Lo que
implica no poder aplicar el análisis factorial.
·
Hipótesis alternativa (H1): Si Sig. < 0,05 se rechaza H0.
Lo que implica que puede ser aplicado el análisis factorial.
Son considerados
válidos aquellos resultados en los que se obtenga un valor menor a 0,05. En
este caso es rechazada H0, y se continúa el análisis (Montoya, 2007). Se
obtiene un valor de KMO= 0.832, considerado un valor alto. La prueba de
esfericidad de Bartlett mostró que χ2 (372) = 4631.4 (p <0.001), lo que
demuestra la legitimidad del Análisis factorial, rechazándose consecuentemente
la hipótesis nula, procediendo por lo tanto a realizar el AFE (Tabla 3).
Tabla 3. Prueba de KMO y
Bartlett del instrumento
Medida Kaiser-Meyer-Olkin de adecuación de muestreo |
0, 832 |
Prueba de esfericidad de Bartlett |
χ2 (372) = 4631.4 (p <0.001) |
Al iniciar la
extracción de componentes principales, es realizado el análisis para que el
programa extrajera todos los componentes ˂1. Teniendo como resultado 13
componentes. Posteriormente, se fija la extracción de factores a cuatro,
haciéndolos coincidir con las dimensiones del instrumento que se analiza. En la
tabla cuatro, se observa que los componentes extraídos explican el 47,4% de la
varianza.
Tabla 4. Varianza total explicada del
instrumento
Componente |
Autovalores iniciales |
Sumas de extracción de cargas
al cuadrado |
Sumas de rotación de cargas al
cuadrado |
||||||
Total |
% Varianza |
% acumulado |
Total |
% varianza |
% acumulado |
Total |
% varianza |
% acumulado |
|
1 |
11,604 |
24,690 |
24,690 |
11,604 |
24,690 |
24,690 |
9,095 |
19,351 |
19,351 |
2 |
4,601 |
9,789 |
34,478 |
4,601 |
9,789 |
34,478 |
6,699 |
14,254 |
33,605 |
3 |
3,209 |
6,827 |
41,305 |
3,209 |
6,827 |
41,305 |
3,263 |
6,942 |
40,547 |
4 |
2,871 |
6,108 |
47,413 |
2,871 |
6,108 |
47,413 |
3,227 |
6,866 |
47,413 |
El análisis se complementa
a través de los resultados obtenidos con la rotación Varimax, comprobando la
relación que guardan los ítems con respecto a los 4 factores extraídos. La
matriz factorial de las puntuaciones obtenidas de los 49 ítems se realizó a
través del análisis de saturación de ítems y factores. Se utilizó una
correlación bivariada utilizando el coeficiente de correlación de Pearson. Se
excluyeron los ítems con una saturación factorial inferior λ=0,40 o
representados en más de un factor con una saturación factorial λ ≥
0,40.
En la tabla cinco se
muestra la matriz factorial obtenida; como se observa, todos los valores
asociados con el peso factorial tienen significación estadística (p <0,001);
y a su vez, los ítems con saturación factorial λ ≥ 0,40 en algún
factor o en más de uno son suprimidos de la escala. Del mismo modo se comprueba
que la distribución de los factores, en los componentes extraídos, no coincide
en todos los casos con la propuesta inicial, lo que igualmente apunta a que
algunos ítems, puedan ser reagrupados, dejando claros ambos elementos que la
estructura planteada para el cuestionario está sujeta a necesarios ajustes.
La solución
factorial de la matriz definió cuatro factores con valores propios mayores que
una unidad, pero al eliminar los ítems que en uno o más factores, obtienen un
peso factorial λ = 0,40 o representados en más de un factor con una
saturación factorial λ ≥ 0,40 como es el caso de los ítems, 15, 17,
19, 20, 21, 23, 24, 25, 26, 28, 32, 36, 37, 34, 35, 38. Se realiza una
reagrupación de los ítems, del instrumento, teniendo los mismos correspondencia
con dimensiones como: 1) La enseñanza de la Historia de Cuba en la modalidad
semipresencial. En este factor se abordan los aspectos relacionados
fundamentalmente con la preparación pedagógica del claustro de profesores para
desarrollar la enseñanza de la asignatura en la modalidad analizada. El dominio
del contenido a impartir y de la didáctica específica de la asignatura.
El segundo factor
definido es: 2) El uso de las TIC, para la enseñanza de la Historia de Cuba en
la modalidad semipresencial. Son abordados en él aspectos directamente
relacionados con la utilización de las TIC para la enseñanza de la Historia de
Cuba y concretamente en la modalidad semipresencial. Se hace especial
referencia a qué tipos de recursos son los más utilizados y la importancia que
le confiere el claustro de la asignatura al uso de las TIC.
Asimismo, se tratan
en este factor preguntas relacionadas con las necesidades de formación del
profesorado para la utilización de las TIC y el conocimiento de investigaciones
anteriores relacionadas con la temática en esta propia modalidad de estudios.
Por la importancia que posee este recurso para llevar a vías de hecho los
objetivos propuestos en la actual revolución educacional, se tratan elementos
directamente relacionados con, el uso de la plataforma educativa para la
enseñanza de la Historia de Cuba en la modalidad semipresencial.
La tercera y última
escala definida está relacionada con los Factores que favorecen o dificultan el
desarrollo de la enseñanza de la Historia de Cuba en la modalidad
semipresencial con la utilización de las TIC.
El cuestionario es
reajustado quedando finalmente compuesto por tres dimensiones seis indicadores
y 32 ítems, incluyendo una pregunta abierta.
Tabla 5. Matriz de componentes rotados del instrumento
Items |
Factor
1 |
Factor
2 |
Factor
3 |
8 |
.635 |
|
|
22 |
.753 |
|
|
27 |
.792 |
|
|
29 |
.825 |
|
|
41 |
.692 |
|
|
42 |
.527 |
|
|
45 |
.567 |
|
|
9 |
|
.737 |
|
10 |
|
.526 |
|
11 |
|
.613 |
|
12 |
|
.649 |
|
13 |
|
.739 |
|
14 |
|
.684 |
|
16 |
|
-.744 |
|
18 |
|
.660 |
|
31 |
|
.555 |
|
33 |
|
.665 |
|
1 |
|
|
.601 |
2 |
|
|
.754 |
3 |
|
|
.572 |
4 |
|
|
.871 |
5 |
|
|
.588 |
6 |
|
|
.638 |
7 |
|
|
.787 |
39 |
|
|
.751 |
40 |
.522 |
|
|
43 |
.651 |
|
|
44 |
.548 |
|
|
46 |
.552 |
|
|
47 |
.505 |
|
|
48 |
.589 |
|
|
Análisis Factorial Confirmatorio (AFC)
Finalmente, se
realizó un análisis factorial confirmatorio para confirmar la validez del
constructo analizado en el instrumento. El método utilizado para dicho análisis
fue el de mínimos cuadrados no ponderados.
Tomando en cuenta
los resultados del AFC, puede evaluarse satisfactoriamente el nivel de ajuste
de los factores definidos como resultado de todo el proceso de validación hasta
aquí descrito en el orden teórico y con las pruebas estadísticas realizadas, todo
lo cual muestra la validez del constructo( ver tabla 6). Los valores obtenidos
confirman lo anteriormente explicado: χ2/g.1.:2.25, CMIN/DF: 2.17, NFI: .
94, TLI: .91, CFI:. 93,GFI: . 94, AIC: 749.82, PNFI: . 82, RMSA: .065, SRMR:
.046.
Con respecto al ajuste
del modelo, podemos observar el valor RMR=0,025. Teniendo en cuenta los valores
que debe tomar RMR (entre 0 y 1, siendo 0.0 bondad perfecta), este valor se
interpreta como buena bondad de ajuste. Este dato se traduce en un buen ajuste
de nuestro modelo, acorde con el modelo teórico planteado. En el caso de GFI,
AGFI y PGFI se toman valores de 0,974, 0,971 y 0,872 respectivamente.
Confirmamos que se da una proximidad a la unidad, permitiendo así el ajuste del
modelo.
En la Tabla seis, se
muestra que el grado de correlación entre las tres escalas es alto, mostrando
valores muy próximos a la unidad. La mayor correlación está dada entre las
escalas uno y dos, corroborando que realmente el nivel de utilización de las
TIC en las clases de los profesores de Historia de Cuba Básica en la modalidad
de estudios analizada está estrechamente relacionado con su preparación para
hacerlo y con las necesidades de formación que presentan los docentes.
Tabla
6. Descriptivos y correlaciones de las tres escalas del instrumento. Resultado
del (AFC)
Escala |
Descriptivos |
|
Correlaciones de Pearson |
||||
Media |
DE |
|
F1 |
F2 |
F3 |
||
Dimensión 1 |
4.52 |
1.02 |
|
|
1 |
.81** |
.72** |
|
|
|
|
Sig. (2-colas) |
|
0.002 |
0.000 |
Dimensión 2 |
4.90 |
0.97 |
|
|
.81** |
1 |
.78** |
|
|
|
|
Sig. (2-colas) |
0.000 |
|
0.004 |
Dimensión 3 |
4.25 |
1.04 |
|
|
.72** |
.78** |
1 |
|
|
|
|
Sig. (2-colas) |
0.000** |
0.000 |
|
**La correlación es significativa en el
nivel 0.01 (2-colas).
Fiabilización del instrumento
Según autores como:
Biringer y Tjoflåt, (2018); Torres-Gordillo, (2010); Ventura y
Caycho-Rodríguez, (2017) se entiende en términos de fiabilidad, que es una de
las propiedades o características técnicas que deben tener los instrumentos de
recogida de datos. En este sentido la fiabilidad garantiza la precisión de los
datos obtenidos y analizados. La precisión a su vez se tiene en términos de
consistencia o coherencia de la información recogida.
Con el fin de
definir la fiabilidad y la consistencia interna del instrumento se obtuvieron
los coeficientes de Alpha de Cronbach y Omega de McDonald. El coeficiente Alpha de Cronbach, es un
índice de consistencia que mide el grado de concordancia entre las diferentes
dimensiones e ítems del instrumento, por lo que debe ser definido para todo el
instrumento y sus dimensiones.
En el cuestionario a
profesores el coeficiente de Alpha de Cronbch obtenido es de .851. Este
coeficiente indica que el instrumento presenta un buen nivel de consistencia
interna. De igual forma sucede con los
resultados obtenidos en cada dimensión .840, .846 y .824. Se ha comprobado que
la eliminación de cualquiera de los ítems, no mejoraría el Alpha de Cronbach.
El coeficiente Omega de McDonald confirma la alta confiabilidad del
instrumento, de manera general (.858), como por escalas (.851, .853, .833), la
Tabla 7 muestra estos resultados.
Tabla 7. Alpha de
Cronbach y Omega de McDonald por dimensiones y total
Escala Número de
Items Alpha de
Cronbach
Omega McDonald |
Dimensión 1 8
.840
.851 |
Dimensión 2 14
.846
.853 |
Dimensión 3 10
.824
.833 Total 32
.851
.858 |
Con los resultados
obtenidos se puede afirmar que el instrumento y cada una de sus escalas cumplen
los objetivos para los que fueron diseñados.
Conclusiones
El instrumento de medición presentado aquí,
contó con un diseño inicial tomando como punto de partida el análisis teórico
realizado fruto de una amplia revisión bibliográfica. Inicialmente estuvo
conformado por 66
ítems, distribuidos en nueve indicadores y cuatro dimensiones.
La
propuesta inicial fue evaluada por 19 expertos, procedentes de universidades
españolas y cubanas, todos de vasta experiencia en la enseñanza de la Historia
y en investigaciones educativas. Como resultado de este proceso desarrollado en
dos rondas de análisis, el instrumento fue reajustado a seis indicadores y 49
ítems.
El
análisis factorial exploratorio AFE, realizado a través de la aplicación del
cuestionario a 69 profesores de Historia de Cuba de las 13 universidades donde
se estudian carreras afines con la informática en la modalidad semipresencial,
posibilitó depurar aún más el instrumento, quedando la versión final conformada
por tres dimensiones, seis indicadores y un total de 32 ítem. Se realiza además
el análisis factorial confirmatorio AFC, demostrando que existe un alto nivel
de correlación entre las tres escalas que conforman el instrumento propuesto.
El
estudio que se presenta, pretende contribuir, al profundo proceso de
transformaciones que tiene lugar en la enseñanza superior cubana. El análisis
descrito, muestra la buena calidad del
instrumento de medición elaborado, al ser evaluado a través de procedimientos
científicos, que muestran un buen ajuste al modelo que se propone. Se obtienen
como resultados tres factores bien definidos en los que se distribuyen un total
de seis indicadores y 32 ítems. Se confirma además que el cuestionario posee
una adecuada fiabilidad y consistencia interna. Los resultados de su estructura
factorial y de fiabilidad, complementan la validez de contenido del instrumento
elaborado, lo que permitirá obtener información con un buen nivel de precisión
para elaborar futuras estrategias formativas.
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