Abstract

INTRODUCTION. The motivation is of key importance educational field. Its relevance lies in its possible influence on the teaching-learning process. Several works have studied the level of motivation of students from different contexts and ages in one or several academic disciplines. METHOD. Given that the motivation is so relevant in the educational field, a short brief version of the Attributional Achievement Motivation Scale (AAMS) has been revalidated for university students (512) in the Republic of Ecuador. RESULTS. The exploratory factor analysis reveals the three sub-dimensions of motivation of Individual Achievement, Cooperative Achievement and Motivated Achievement by the Teacher that are pointed out in the theory. DISCUSSION. This questionnaire will be of very useful in Ecuador for psychoeducational diagnosis purposes.

Keywords: self-determination, achievement motivation, educational diagnosis, EAML

Revalidación en población ecuatoriana de Escala Atribucional de Motivación de Logro (EAML) en su versión abreviada para estudiantes universitarios

La motivación es uno de los temas más estudiados en los diversos niveles del ámbito educativo, teniendo en cuenta la importancia que ésta genera en el proceso enseñanza-aprendizaje. En la literatura existen estudios en los que se investiga la motivación en estudiantes en diversos contextos y edades en una o de varias disciplinas académicas (Sandoval-Muñoz, et al., 2018; Rodríguez, Hernández, Tauler, Vicet y Velázquez, 2015; Steinmann, Bosch y Aiassa, 2013; Flores y Bastidas, 2010).

Weiner (1986a y 1986b) con la finalidad evaluar la motivación en general realizó una propuesta teórica desde la perspectiva atribucional. Esta perspectiva se centra en la motivación de logro, en la que se destaca la dependencia que tiene la motivación de las atribuciones causales que el sujeto realiza sobre sus resultados. De acuerdo a este modelo, la secuencia motivacional inicia con un resultado que es interpretado por el sujeto como que “le da como éxito” (meta alcanzada) o “le proporciona fracaso” (meta no alcanzada). Esta evaluación está íntimamente relacionada con sentimientos de felicidad y tristeza/frustración. Según este autor, si el resultado es inesperado, negativo o importante, el sujeto busca la causa de tal resultado. Esta resolución tiene en cuenta los diversos antecedentes de información (historia personal pasada o ejecución de otros), las reglas causales, la perspectiva actor/observador o los sesgos atribucionales, entre otros. Toda la secuencia culmina con la decisión de atribuir el resultado a una causa singular. Las causas singulares se diferencian y comparten determinadas propiedades básicas subyacentes a todas ellas, denominadas dimensiones causales, que pueden ser comparadas y contrastadas de manera cuantitativa (Manassero y Vázquez, 1997).

Para evaluar la motivación de logro Manassero y Vázquez (1991) desarrollaron la denominada escala de Motivación de Logro basada en las teorías de expectativa-valor de Atkinson (1964). La escala inicial estaba conformada por 12 ítems con diferente contenido semántico. Los resultados de fiabilidad de la escala y la capacidad predictiva del rendimiento académico estuvieron dentro d elos parámetros aceptables. Sin embargo, la estructura conceptual desvelada con el análisis factorial empírico exploratorio no se ajustó al esquema motivación-expectativa-valor. Sin embarco, una nueva estructura de tres factores denominados histórico, estimuladores e inhibidores (causales); los cuales mejoraron la fiabilidad y validez de la escala (Manassero y Vázquez, 1998). El surgimiento de estos nuevos factores desde los dotas permitió a Manassero y Vázquez (1995) concebir la importancia de factores causales en la motivación. De este modo, se coincide en la propuesta teórica con el modelo de Weiner (1985, 1986a), basado en atribuciones causales para la motivación (atribución-emoción-acción), abandonando, de este modo, el modelo de Atkinson (1964).

Basado en estos antecedentes, Manassero y Vázquez (1998) desarrollan la Escala de Motivación de Logro (EAML) pero esta vez basada en el modelo de Weiner (1985, 1986a). La validación fue llevada a cabo con una muestra de 577 estudiantes de bachillerato en España. La escala estaba conformada por 22 ítems con diferente contenido semántico y que se valoraba en una gradación de 1 a 9 puntos. El análisis factorial de la EAML mostró una estructura conformada por cinco subescalas: (a) Motivación de Interés; (b) Motivación de Tarea/Capacidad; (c) Motivación de Esfuerzo; (d) Motivación de Exámenes; y (e) Motivación de Competencia del Profesor. Cada una de estas subescalas están asociadas a ítems causales e ítems no causales que se relacionan de una manera racional con los ítems causales de cada factor. Los resultados de fiabilidad test-retest, como los de consistencia interna (medido con el alfa de Cronbach), fueron buenos, tanto para la escala total (α =.86) como para las distintas subescalas (en torno todas ellas a .91). Estos estudios mostraron también que las subescalas correspondientes a la motivación de interés y esfuerzo eran las que más favorecerían la motivación de logro. Estudios previos ya había demostrado que el rendimiento académico se asocia a atribuciones internas, inestables y controlables.

La EAML ha sido validada y adaptada en educación superior con una muestra de 224 estudiantes peruanos por Morales y Gómez (2009) denominándola Escala de Motivación de Logro Modificada (EAML-M). Esta adaptación contiene 30 items de que se valoran sobre una gradación de 1 a 6 puntos. Los autores remplazaron la dimensión original de Motivación de Competencia del Profesor por la dimensión de Motivación de Interacción. En este sentido, se incorporaron aspectos relacionados con la percepción del estudiante acerca de la influencia de la interacción también con sus pares (en un contexto de aprendizaje colaborativo). El Análisis Factorial Exploratorio permitió identificar seis dimensiones en la nueva escala: (a) Interés y esfuerzo (α = .88); (b) Interacción con profesor (α = .89); (c) Tarea/Capacidad (α = .82); (d) Influencia de los Pares sobre las Habilidades para el Aprendizaje (α = .86); (e) Examen (α = .68); y (f) Interacción Colaborativa con Pares (α = .72). La fiabilidad total es buena (α = .90). El análisis de varianza multivariado mostró un perfil más autodeterminado de los estudiantes de ciclos de formación profesional.

Por otro lado, Durán y Pujol (2013) adaptan y revalidan la EAML con 220 estudiantes universitarios venezolanos denominándola Escala de Motivación de Logro General (EAML-G), con 18 ítems que se valoran sobre una gradación de 1 a 6 puntos. Los autores modificarion la redaccion de los ítems para identificar las atribuciones en los resultados del rendimiento general. El Análisis Factorial Exploratorio permitió identificar cuatro dimensiones en la nueva escala: (a) Atribución a la Característica de la Tarea (α = .81); (b) Atribución al Esfuerzo (α = .76); (c) Atribución a la Capacidad con (α = .69); (d) Atribución a la Evaluación de los Profesores (α = .5). La escala presento un alfa de Cronbach total de .81.

Por su parte, Mendoza (2014) desarrolló una versión breve de la EAML-M en la que selecciona 12 de los 30 items de la escala original, utilizando una muestra de 107 estudiantes de bachilleraro en México. Obteniendo un alfa de Cronbach para la escala total de .81.

Dado que la validación original de la EAML ha sido inicialmente realizada con estudiantes de bachillerato, el objetivo de esta investigación es validar en población universitaria ecuatoriana la versión breve de la escala EAML; teniendo en cuenta la reducción de ítems realizada por Mendoza en su versión breve (2014).

Método

Participantes

Se empleó una técnica probabilística por conglomerados (Cohen y Manion, 1990) para el muestreo de la población objeto de estudio. De acuerdo al Censo de Población y Vivienda del 2010 de la República del ecuador (Instituto Nacional de Estadísticas y Censos [INEC], 2010), existe un universo de 9,197,063 ciudadanos con edades comprendidas entre los 15 y los 69 años. De este universo, se extrajo una muestra de 512 estudiantes universitarios (n = 111 hombres, n = 401 mujeres) con un mínimo de edad de 18 años y un máximo de 64 años (EdadM = 29.6 años, EdadDE = 8.06 años). Con una fiabilidad del 95%, la muestra seleccionada asume un margen de error del 4% en su representatividad del universo total (Buendía Eisman, 2001). La población seleccionada de la República del Ecuador procedía de las provincias de: Azuay, Bolívar, Cañar, Carchi, Chimborazo, Cotopaxi, El Oro, Esmeraldas, Galápagos, Guayas, Imbabura, Loja, Los Ríos, Manabí, Morona Santiago, Napo, Orellana, Pastaza, Pichincha, Santa Elena, Santo Domingo de los Tsáchilas, Sucumbíos, Tungurahua y Zamora Chinchipe.

Materiales

El instrumento validado fue una versión breve de la Escala de Motivación Educativa (EAML; Manassero y Vázquez, 1998). El instrumento original consta de 30 reactivos. En su versión breve (Mendoza, 2014), se redujo este número a 12 ítems con escala de respuesta de tipo Likert, cuyos distintos valores se comprenden siempre entre 1 (e.g., Nada satisfecho o Ningún esfuerzo) hasta 6 (e.g., Totalmente satisfecho o Mucho esfuerzo). En su versión original, el cuestionario tiene 6 dimensiones, cuyos alfas de Cronbach se sitúan entre .68 y .88.

Procedimiento

A los participantes se les pasó el cuestionario durante horas lectivas dentro de su jornada académica en sus respectivas carreras, al ser todos ellos estudiantes universitarios. El estudio fue llevado a cabo en la Universidad Técnica Particular de Loja, Ecuador, en sus modalidades de carreras a distancia, desde donde se localizaron a los participantes y se pasó el cuestionario. Los sujetos no recibieron ningún incentivo por su participación en el estudio.

Análisis de datos

El ajuste de la solución fue evaluado por medio del índice de adecuación muestral de Kaiser, Meyer y Olkin (KMO) y la prueba de esfericidad de Bartlett. Se realizó un análisis de ítems por medio del método de extracción de componentes principales, forzados a los tres factores teóricos, con rotación varimax. El filtrado de ítems se realizó tomando como criterio de exclusión un peso mínimo factorial en cualquiera de las posibles dimensiones del cuestionario de, al menos, .30. Posteriormente se realizó un alfa de Cronbach para determinar la fiabilidad del instrumento global y para cada una de las sub-dimensiones que arrojó el análisis factorial.

Tanto para la puntuación total del cuestionario como para sus sub-dimensiones, se comprobó la normalidad de la distribución de las poblaciones de datos por medio del estadístico Kolmorogov-Smirnov. El fin de la comprobación de estos supuestos estadísticos era realizar comparaciones entre la tenencia o no de hijos y la tenencia o no de trabajo con respecto al grado de la motivación de logro general, motivación de Logro Individual, motivación de Logro Cooperativo y motivación de Logro Asistido por el Profesor. No habiéndose cumplido el criterio de normalidad, se tuvo que aplicar estadísticos no-paramétricos, U de Mann-Whitney, para el contraste de diferencias significativas entre ambas muestras para las cuatro variables.

Resultados

Análisis factorial

El índice de adecuación muestral, KMO = .796 y el de esfericidad de Bartlett, c2(66) = 2842, p < .001, se encontraron entre los parámetros aceptables para habilitar un análisis factorial. En este sentido, el análisis exploratorio de extracción de componentes principales con rotación varimax se forzó a las tres sub-dimensiones teóricas preconcebidas. La primera dimensión (Logro Individual) explica el 35.81% de la varianza, mientras que la segunda dimensión (Logro Cooperativo) y la tercera (Logro Asistido por el Profesor) explican respectivamente un 18.85% y un 10.97%. El total de varianza explicada por las tres dimensiones se sitúa en el 65.63%. Los ítems que corresponden a la dimensión Logro Individual son: ítem 1, 2, 3, 4, 5 y 6 (ver tabla 1). Por el contrario, los ítems pertenecientes a la dimensión Logro Cooperativo son: ítem 7, 8, 9 y 10. Por último, los ítems pertenecientes a la dimensión Logro Asistido por el Profesor son: ítems 11 y 12.

-Insertar tabla 1 aquí-

Fiabilidad

Los alfas de Cronbach, para la población total de ítems de motivación de logro en general y para cada una de las poblaciones de sus sub-dimensiones, están dentro de los parámetros aceptables. El alfa total para el cuestionario es alto, α = .81. Para las sub-dimensiones de Logro Individual, α = .82, Logro Cooperativo, α = .86, y de Logro Asistido por el Profesor, α = .86, la fiabilidad es alta y moderada respectivamente.

Comparación por tenencia de trabajo e hijos

Las distribuciones de datos para la puntuación total del cuestionario, Z(512) = .08, p< .001, y para las dos sub-dimensiones de Logro Individual, Z(512) = .15, p < .001, Logro Cooperativo, Z(512) = .01, p < .001, y la sub-dimensión Logro Asistido por el Profesor, Z(512) = .2, p < .001, no siguen una distribución normal.

Tenencia de hijos. Con respecto a la tenencia de hijos, existe un significativo, U(512) = 26729, p < .001, mayor nivel de motivación de Logro Individual para la gente que sí tiene hijos (M = 33.24, DS = 2.37) con respecto a la gente que no los tiene (M = 32.04, DS = 3.58; ver figura 1). Existe, por el contrario, en relación a la motivación de Logro Cooperativo, un significativo mayor nivel de motivación de esta índole, U(512) = 28508, p < .024, en personas que no tienen hijos (M = 15.89, DS = 4.69) con respecto a las personas que sí los tienen (M = 14.9, DS = 5.03; ver figura 2). Tanto para la motivación de logro general como para la motivación de Logro Asistido por el Profesor, no existen diferencias significativas entre los dos grupos, U(512) = 32150, p = .934 y U(512) = 28475, p = .155, respectivamente.

-Insertar figura 1 y 2 aquí-

Tenencia de trabajo. Con respecto a la tenencia de trabajo, existen diferencias significativas entre los que tienen o no tienen trabajo en cuanto a su motivación de logro general, U(512) = 27409, p < .014, y en su motivación de Logro asistida por el profesor, U(512) = 25697, p < .001. La dirección de estas diferencias es de mayo logro en estas dos dimensiones para las personas que no tienen trabajo (M = 59.42, DS = 7.4; M = 10.86, DS = 1.47) con respecto a las personas que sí lo tienen (M = 58.04, DS = 7.01; M = 10.31, DS = 1.77; ver figuras 3 y 4).

-Insertar figuras 3 y 4 aquí-
Conclusiones

Se ha revalidado en el Ecuador la Escala de Motivación Educativa (EAML; Manassero y Vázquez, 1998), en su versión breve (Mendoza, 2014) para estudiantes universitarios. Esta escala consta de 12 ítems que se distribuyen, como en la teoría, en tres sub-dimensiones motivacionales (motivación de Logro Individual, de Logro Cooperativo y de Logro Asistido por el Profesor). La escala funciona adecuadamente y es fiable (atendiendo a sus alfas de Cronbach) tanto para su índice de motivación general (α = .81) como para sus tres sub-dimensiones (que oscila desde .81 a .86).

Este estudio permite disponer de una herramienta válida para medir el tipo de motivación que tienen los estudiantes universitarios ecuatorianos en cuanto a su logro y tipos de éste, de lo cual adolecía el país. Con fines pedagógicos, la herramienta proporcionará datos de diagnóstico educativo en la Educación Superior; permitiéndonos detectar la eficacia de las políticas públicas en Educación que pretendan incidir sobre la motivación del logro del alumnado.

Por otra parte, se han analizado descriptivamente las diferencias entre la población estudiantil que tiene trabajo con respecto a los que no lo tienen. En este sentido, en cuanto a los cuatro niveles motivacionales (general y las tres subdimensiones), no se presentan diferencias significativas. En este sentido, e igualmente, se han analizado las diferencias significativas entre la población estudiantil que ya tiene hijos con respecto a la que no los tienen actualmente. En este sentido, de forma general, los estudiantes que no tienen hijos muestran niveles significativamente más elevados de motivación de Logro Cooperativo que los que sí los tienen. Por otro lado, esta misma población que no tiene hijos en la actualidad, muestran niveles significativamente más bajos de motivación de Logro Individual, apuntando a que tener hijos parece ser percibido como un gran logro personal y motiva para ser “más independiente” en la motivación. Podría parecer que la gente que tiene hijos estuviera estudiando con la nota menta de “debo progresar de manera individual porque otros dependen de mí” (Vilchez, 2016, 2018, 2019). Futuras investigaciones irán en este sentido con el fin de desvelar exactamente lo que podría estar sucediendo en este tipo de población.

Referencias

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Published on 07/10/21
Accepted on 07/10/21
Submitted on 07/10/21

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