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Vol. 20. Núm. 1.
Páginas 21-27 (Enero - Febrero 2019)
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Vol. 20. Núm. 1.
Páginas 21-27 (Enero - Febrero 2019)
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Propiedades psicométricas del Dundee Ready Education Environment Measure en la Odontología
Psychometric properties of the Dundee Ready Education Environment Measure in Dentistry
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Yuri Castro-Rodrígueza,
Autor para correspondencia
yuricastro_16@hotmail.com

Autor para correspondencia.
, Lady Huamán-Aguilarb, Claudia Piscoche-Rodríguezb
a Cirujano dentista, Universidad Nacional Mayor de San Marcos, Lima, Perú
b Sociedad Científica de Estudiantes de Odontología, Universidad Nacional Mayor de San Marcos, Lima, Perú
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Estadísticas
Tablas (3)
Tabla 1. Valores obtenidos de cada subescala del ambiente educacional y resultados de consistencia interna
Tabla 2. Estadísticos descriptivos y correlación ítem-total de cada reactivo
Tabla 3. Análisis de los principales componentes del Dundee Ready Education Environment Measure con la rotación Varimax
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Resumen
Introducción

La evaluación del ambiente educacional ayuda a una institución a evaluar si el proceso de aprendizaje está siendo efectivo de acuerdo con los objetivos o necesita ser mejorada. El Dundee Ready Education Environment Measure es uno de los instrumentos más utilizados para valorar el ambiente educacional. El presente estudio tuvo como objetivo evaluar las propiedades psicométricas (fiabilidad y validez de constructo) del Dundee Ready Education Environment Measure.

Materiales y métodos

Se encuestó a 276 estudiantes. La evaluación de la confiabilidad se realizó a través del análisis de consistencia interna, la valoración de los ítems se llevó a cabo a través del análisis de correlación producto-momento de Pearson y la validez de constructo, a través del análisis factorial exploratorio.

Resultados

Los 50 ítems evidenciaron una buena fiabilidad, con un valor alfa de Cronbach de 0,898; 2 subescalas evidenciaron unos valores bajos de confiabilidad: autopercepción social y autopercepción académica, con valores de 0,362 y 0,687, respectivamente. Cinco ítems fueron eliminados (r<0,3) y los restantes no sustentaron la estructura de 5 factores del instrumento original.

Conclusión

La versión en español utilizada para el presente estudio evidenció ser confiable, pero la validez de constructo no se evidenció acorde a los 5 factores originales, por lo que se considera que las propiedades psicométricas del cuestionario son variables acorde a las muestras y las condiciones del estudio.

Palabras clave:
Psicometría
Evaluación educacional
Reproducibilidad de resultados
Odontología
Perú
Abstract
Introduction

Assessment of the educational environment helps an institution evaluate whether the learning process is being effective in accordance with the objectives or needs to be improved. The Dundee Ready Education Environment Measure is one of the most frequent tools for assessing the educational environment. The present study aimed to evaluate the psychometric properties (reliability and construct validity) of the Dundee Ready Education Environment Measure.

Materials and methods

Two hundred and seventy-six students were surveyed. The reliability assessment was performed through the internal consistency analysis; the item valuation was performed through Pearson's product-moment correlation analysis and the construct validity through exploratory factor analysis.

Results

The 50 items showed good reliability with a Cronbach alpha value of 0.898; 2 subscales showed low values of reliability: social self-perception and academic self-perception with values of 0.362 and 0.687 respectively. Five items were eliminated (r<0.3) and the remaining items did not support the 5-factor structure of the original instrument.

Conclusion

The Spanish version used for the present study proved to be reliable but the construct validity was not evidenced according to the 5 original factors, so the psychometric properties of the questionnaire are considered to be variable according to the samples and study conditions.

Keywords:
Psychometrics
Educational measurement
Reproducibility of results
Dentistry
Peru
Texto completo
Introducción

Es muy aceptado entre los educadores médicos que los efectos del ambiente educacional (tanto en lo académico como en lo clínico) son determinantes importantes para las actitudes, los conocimientos, las habilidades, la progresión y el comportamiento de los estudiantes1,2. El análisis del ambiente educacional es reconocido incluso como uno de los indicadores de evaluación de los programas de educación médica principalmente para lograr los estándares de calidad3.

De las distintas herramientas para la evaluación del ambiente educacional, el cuestionario Dundee Ready Education Environment Measure (DREEM) fue desarrollado por Roff et al.4 y es uno de los principales instrumentos utilizados en el campo de la Medicina, la Odontología, la Enfermería, la Obstetricia y profesiones relacionadas con las Ciencias de la Salud. El DREEM ha sido utilizado para: identificar las debilidades y fortalezas de un currículo5–7, comparar las expectativas de los estudiantes con las actuales experiencias para identificar puntos que requieran un mejoramiento7, comparar el ambiente de aprendizaje en diferentes lugares y etapas de entrenamiento8,9, así como comparar el ambiente entre instituciones internacionales10.

El DREEM es indudablemente una útil herramienta para la evaluación del ambiente educacional en la educación médica, pero existe un inadecuado enfoque y mantenimiento de sus propiedades psicométricas. La mayoría de los estudios concuerdan que posee una buena confiabilidad con valores de consistencia interna aceptables (alfa de Cronbach mayores de 0,7)11,12; sin embargo, algunos autores indican que su validez de constructo es cuestionable y que requiere de revisión y una mejor comprensión13–15. El uso del DREEM entre diferentes países hace que sea pertinente la evaluación de sus propiedades psicométricas, puesto que las variaciones de validez y confiabilidad pueden afectar el significado de las comparaciones. En la presente investigación se evaluaron las propiedades de validez de constructo y fiabilidad del DREEM en una muestra de estudiantes de la Facultad de Odontología de la Universidad Nacional Mayor de San Marcos, en Lima (Perú).

Materiales y método

Se diseñó un estudio transversal, retrospectivo y descriptivo del tipo validación de instrumentos de medición, donde participaron 276 estudiantes en el pregrado de Odontología (estudiantes del primer, segundo, tercer, cuarto y quinto año). El promedio de edad de los participantes fue de 21,2±4,09 años; el 62% perteneció al género masculino y el 38% al femenino. El 22% fueron estudiantes que cursaban el primer año, el 16% el segundo año, el 12% el tercer año, el 30% el cuarto año y el 20% el quinto año del pregrado.

Los estudiantes debieron ser alumnos regulares, matriculados en el periodo 2017-I. Se excluyó a los estudiantes con matrícula irregular por ser estudiantes que no se mantienen en constante actividad en la facultad; también se excluyó a los estudiantes del sexto año (internado hospitalario) por realizar sus actividades académicas fuera del claustro universitario.

El estudio se realizó entre los meses de junio-julio del 2017. Los datos fueron recogidos durante las actividades académicas de los distintos años de estudio. El instrumento utilizado fue el DREEM, cuestionario que ha sido utilizado en distintas escuelas de Medicina y Odontología16–19. Para la presente investigación se utilizó la versión en español traducida por el estudio de Aguilar-Barojas et al.20.

El cuestionario DREEM utilizado contó con 50 preguntas, que se relacionaron con la percepción del aprendizaje (12 preguntas, puntaje máximo de 48), la percepción de los docentes (11 preguntas, puntaje máximo de 44), la autopercepción académica (8 preguntas, puntaje máximo de 32), la percepción de la atmósfera (12 preguntas, puntaje máximo de 48) y autopercepción social (7 preguntas, puntaje máximo de 28). Las preguntas fueron evaluadas con una escala tipo Likert de 0 a 4, donde 0 fue «completamente en desacuerdo» y 4 «completamente de acuerdo». Esta codificación se invierte en los ítems 4, 8, 9, 17, 25, 35, 39, 48 y 50. El puntaje máximo posible del cuestionario es de 200, indicador de un buen ambiente educativo10.

Todos los estudiantes participaron voluntariamente y estuvieron de acuerdo en participar y firmar el consentimiento informado. Se respetaron los criterios bioéticos de los participantes relacionados con la confidencialidad, el respeto, la libertad y la no maleficencia. El rellenado del cuestionario demoró entre 10-15min. El trabajo de recogida de datos fue realizado por 2 investigadores (YCR y LHA) previamente entrenados en el uso del cuestionario.

Se realizó un análisis descriptivo a través de medias, desviaciones estándar y frecuencias para describir la muestra de estudio. Se evaluaron las propiedades psicométricas básicas, que incluyeron confiabilidad y validez. La confiabilidad del instrumento se valoró a través del análisis de consistencia interna (alfa de Cronbach), tomando en consideración que el instrumento es confiable si el valor es mayor de 0,721. También se evaluó la corrección y la correlación ítem-total, así como el valor del alfa de Cronbach si el ítem fuera eliminado. Se calculó el alfa de Cronbach total (para cada ítem) y por cada subescala (para cada dimensión); para este análisis se consideró que los valores entre 0,7 y 0,9 demostraron una aceptable confiabilidad; valores menores evidenciaron una alta heterogeneidad y valores mayores de 0,9 indicaron similitud (redundancia de ítems)13.

La validez de cada ítem fue evaluada a través de la correlación producto-momento de Pearson. Un ítem fue declarado válido si la correlación fue mayor de 0,322–24; también se estableció que los elementos de la misma subescala debían tener una fuerte correlación (r>0,6).

El análisis factorial confirmatorio fue evaluado con la técnica de extracción del análisis de componentes principales con la rotación Varimax. El análisis factorial confirmatorio observó: muestras necesarias para validar el instrumento de al menos 5 escalas22–24, prueba de Kaiser-Meyer-Olkin y prueba de esfericidad de Bartlett para determinar la posibilidad de dividir los reactivos en factores agrupables; se aceptó un Kaiser-Meyer-Olkin>0,6 y una esfericidad de Barlett significativa (p<0,05) para indicar un análisis futuro de los datos, valor propio1 para mostrar el número de factores formado a partir de los elementos analizados24 y, finalmente, el agrupamiento de los elementos en un factor de acuerdo con el factor de carga (r>0,3); los elementos no debieron tener una correlación muy diferente a la de los otros del mismo factor (ser homogéneos).

Resultados

El valor alfa de Cronbach de los 50 elementos del DREEM fue 0,898, pero 2 subescalas, a saber, las autopercepciones sociales de los estudiantes y las autopercepciones académicas de los estudiantes, obtuvieron unos valores alfa de Cronbach de 0,362 y 0,687, respectivamente (tabla 1). Cinco ítems (1, 11, 21, 30 y 31) fueron no válidos con valores de r<0,3, por lo que solo 45 ítems fueron analizados (tabla 2).

Tabla 1.

Valores obtenidos de cada subescala del ambiente educacional y resultados de consistencia interna

Subescalas  Media  Desviación estándar  Alfa de Cronbach 
Percepción del aprendizaje  34,4  6,15  0,777a,b 
Percepción de los profesores  30,7  4,13  0,826c 
Autopercepción académica  21,1  3,84  0,362d,e 
Percepción de la atmósfera  33,1  5,35  0,792 
Autopercepción social  18,1  3,41  0,687 
a

Aumento a 0,898 si se elimina el ítem: «Se me estimula a participar en clases».

b

Aumento a 0,903 si se elimina el ítem: «La enseñanza está demasiado centrada en el profesor».

c

Aumento a 0,896 si se elimina el ítem: «Los profesores son autoritarios».

d

Aumento a 0,898 si se elimina el ítem: «He aprendido mucho sobre la empatía en mi profesión».

e

Aumento a 0,919 si se elimina el ítem: «Los métodos de estudio que tenía antes todavía me sirven».

Tabla 2.

Estadísticos descriptivos y correlación ítem-total de cada reactivo

Ítems  Media  Desviación estándar  Correlación elemento-total corregida  Alfa de Cronbach si se elimina el elemento 
Ítem 01  2,10  0,76  0,242a  0,898 
Ítem 02  2,11  0,83  0,416  0,896 
Ítem 03  2,03  0,82  0,381  0,896 
Ítem 04  2,01  0,90  0,426  0,896 
Ítem 05  1,90  0,72  0,351  0,897 
Ítem 06  1,80  0,74  0,439  0,896 
Ítem 07  2,06  0,84  0,541  0,895 
Ítem 08  2,08  0,88  0,542  0,895 
Ítem 09  2,05  0,95  0,580  0,894 
Ítem 10  2,12  0,97  0,536  0,894 
Ítem 11  2,22  1,80  0,116a  0,903 
Ítem 12  1,90  0,83  0,417  0,896 
Ítem 13  2,04  0,98  0,542  0,894 
Ítem 14  1,90  0,90  0,500  0,895 
Ítem 15  1,80  0,76  0,416  0,896 
Ítem 16  1,97  0,92  0,549  0,894 
Ítem 17  1,82  0,75  0,490  0,895 
Ítem 18  2,09  1,00  0,559  0,894 
Ítem 19  2,19  1,06  0,440  0,895 
Ítem 20  2,16  1,01  0,383  0,896 
Ítem 21  1,95  0,85  0,299a  0,897 
Ítem 22  1,88  0,77  0,417  0,896 
Ítem 23  2,15  0,93  0,363  0,896 
Ítem 24  1,88  0,88  0,398  0,896 
Ítem 25  1,71  0,71  0,380  0,896 
Ítem 26  1,77  0,82  0,384  0,896 
Ítem 27  1,82  0,73  0,391  0,896 
Ítem 28  1,96  0,90  0,521  0,895 
Ítem 29  1,80  0,78  0,371  0,896 
Ítem 30  1,97  0,82  0,195a  0,898 
Ítem 31  2,48  3,42  0,099a  0,919 
Ítem 32  2,01  0,75  0,346  0,897 
Ítem 33  2,18  1,48  0,357  0,897 
Ítem 34  2,05  0,82  0,396  0,896 
Ítem 35  2,02  0,80  0,451  0,896 
Ítem 36  2,16  0,96  0,520  0,895 
Ítem 37  2,19  0,93  0,505  0,895 
Ítem 38  1,98  0,79  0,518  0,895 
Ítem 39  1,98  0,84  0,432  0,896 
Ítem 40  2,22  1,06  0,481  0,895 
Ítem 41  2,19  1,09  0,347  0,897 
Ítem 42  2,14  0,98  0,394  0,896 
Ítem 43  1,95  0,74  0,448  0,896 
Ítem 44  1,74  0,76  0,325  0,897 
Ítem 45  2,33  1,27  0,429  0,896 
Ítem 46  2,09  0,91  0,446  0,896 
Ítem 47  2,12  0,89  0,473  0,895 
Ítem 48  2,13  0,97  0,564  0,894 
Ítem 49  1,92  0,77  0,404  0,896 
Ítem 50  2,11  0,96  0,394  0,896 
a

r<0,3.

Los resultados de los análisis de factores mostraron un valor Kaiser-Meyer-Olkin de 0,753 y la prueba de esfericidad de Barlett mostró un nivel de significación p=0,000, de modo que los datos para los 45 elementos se pudieron analizar. Conforme a los resultados de la prueba de la varianza total explicada, se identificaron 13 factores. Sin embargo, solo 5 fueron capaces de explicar el 46,45% de todas las percepciones de los estudiantes. La rotación Varimax evidenció que con 4 factores se pudieron agrupar los ítems (tabla 3).

Tabla 3.

Análisis de los principales componentes del Dundee Ready Education Environment Measure con la rotación Varimax

Número de ítemÍtemsFactores
II  III  IV 
02  La enseñanza está suficientemente preocupada de desarrollar mi confianza  0,465  0,128  −0,365  −0,355  0,059 
03  La enseñanza me estimula a aprender de forma activa  0,417  0,132  −0,362  −0,545  0,067 
04  La enseñanza está bien enfocada  0,462  0,059  −0,240  −0,532  0,026 
05  La enseñanza me ayuda a desarrollar mis competencias  0,413  0,253  0,139  −0,204  −0,208 
06  Tengo claros los objetivos de aprendizaje de mis cursos  0,525  0,091  −0,137  −0,183  −0,245 
07  La enseñanza es frecuentemente estimulante  0,599  −0,025  −0,203  −0,138  −0,123 
08  El tiempo dedicado a la enseñanza está bien utilizado  0,591  −0,132  −0,290  −0,312  −0,071 
09  La enseñanza está centrada en el estudiante  0,636  −0,175  −0,176  −0,126  −0,334 
10  Se enfatiza más el aprendizaje a largo plazo que el de corto plazo  0,597  −0,089  −0,178  −0,004  −0,467 
12  La enseñanza pone demasiado énfasis en el aprendizaje de detalles  0,479  0,017  0,033  −0,043  −0,406 
13  Los profesores son buenos realizando feedback a los estudiantes  0,580  −0,134  −0,098  0,013  0,364 
14  Los profesores tienen buenas destrezas comunicacionales con los pacientes  0,577  0,070  −0,328  0,205  0,212 
15  Los profesores conocen las materias que dictan  0,482  0,150  −0,308  0,243  0,240 
16  Los profesores dan ejemplos claros  0,596  0,070  −0,360  0,153  0,245 
17  Los profesores están bien preparados para sus clases  0,522  0,256  −0,285  0,331  0,126 
18  Los profesores hacen críticas constructivas  0,636  −0,125  −0,210  0,280  0,141 
19  Los profesores ridiculizan a sus estudiantes  0,473  −0,399  −0,098  0,119  0,027 
20  Los profesores se molestan y alteran en clases  0,432  −0,503  0,054  0,187  −0,144 
22  Los profesores son pacientes con los pacientes  0,449  0,024  −0,090  0,231  0,100 
23  Los estudiantes irritan a los profesores  0,413  −0,497  −0,050  0,116  −0,063 
24  Soy capaz de memorizar todo lo necesario  0,456  −0,179  0,057  0,181  −0,135 
25  Mucho de lo que tengo que aprender me parece relevante para mi carrera  0,434  0,166  −0,396  0,239  0,069 
26  Siento que me están preparando para la profesión  0,423  0,262  0,053  0,351  0,037 
27  Lo aprendido el año pasado fue una buena base para el trabajo de este año  0,462  0,337  0,093  0,378  −0,171 
28  La facultad me ayuda a desarrollar mis habilidades resolviendo problemas  0,581  −0,055  −0,233  −0,089  0,001 
29  Tengo la confianza de que voy a pasar este año  0,441  0,345  −0,065  0,152  −0,353 
32  El ambiente es relajado durante las clases teóricas  0,357  0,302  0,370  −0,127  −0,028 
33  Siento que puedo hacer todas las preguntas que quiero  0,244  0,248  0,063  −0,165  0,433 
34  Me siento cómodo socialmente en las clases  0,423  0,422  0,392  −0,077  0,061 
35  Tengo oportunidades para desarrollar mis habilidades interpersonales  0,508  0,386  0,434  0,045  −0,187 
36  El disfrute de mis estudios pesa más que el estrés que estos generan  0,597  −0,028  0,237  −0,134  0,248 
37  El ambiente de la facultad me motiva a aprender  0,568  0,085  0,291  −0,026  0,352 
38  Soy capaz de concentrarme bien  0,534  0,110  0,310  −0,231  0,126 
39  El ambiente es relajado en los campos clínicos  0,464  −0,104  0,292  −0,351  0,113 
40  Los horarios de la escuela están bien programados  0,520  −0,394  0,252  −0,242  −0,051 
41  Mi experiencia en la facultad ha sido desalentadora  0,366  −0,546  0,331  0,008  −0,035 
42  Copiar en esta facultad es un problema  0,397  −0,326  0,198  0,152  0,400 
43  El ambiente es relajado durante los seminarios, clases y prácticas tutoriales  0,476  0,004  0,270  0,205  0,263 
44  Tengo buenos amigos en la escuela  0,360  0,272  0,103  0,145  −0,070 
45  Hay un buen sistema de apoyo para los estudiantes que sufren estrés  0,464  −0,519  0,191  0,009  0,140 
46  Estoy demasiado cansado para disfrutar los cursos  0,465  0,149  0,259  0,166  0,069 
47  Rara vez me aburro en los cursos  0,545  −0,127  0,145  0,068  −0,197 
48  El ambiente físico de la escuela es agradable  0,583  0,168  0,171  −0,258  0,172 
49  Mi vida social es buena  0,453  0,234  0,151  0,053  −0,288 
50  Rara vez me siento solo  0,450  −0,148  0,149  0,195  −0,433 

*Los datos resaltados en negrita representan al mayor valor de varianza y su correspondiente componente factorial.

El factor i fue nombrado según la subescala de percepciones del aprendizaje, el factor ii, según la percepción de los docentes, el factor iii estaba relacionado con la autopercepción académica, el factor iv, con la percepción de la atmósfera, y el factor v, con la autopercepción social. Los ítems de las subescalas «aprendizaje» estuvieron de acuerdo con el cuestionario original. En el resto de las subescalas no se encontró ningún ítem que se estuviera de acuerdo con el instrumento original (tabla 3).

Discusión

Es reconocido que el ambiente de aprendizaje afecta las competencias del estudiante, el logro académico y el éxito1,2. En una universidad, especialmente en las facultades de Ciencias de la Salud, debería proveerse un buen ambiente educacional para crear una confortable y efectiva atmósfera de aprendizaje para los estudiantes.

Evaluar las propiedades psicométricas del DREEM en diferentes contextos y comunidades permite conocer el grado en que la evidencia recogida apoya las inferencias que se realizan a partir de las puntuaciones obtenidas25. Nuestro estudio se planteó en una muestra de estudiantes de una facultad de Odontología; la consistencia interna global encontrada fue alta excepto en 2 subescalas (autopercepciones social y académica), y la eliminación de 5 ítems permite mejorar la consistencia y asemejarse al modelo original. Nuestros resultados coinciden con los estudios de Vaughan et al.26, Leman27, Hammond et al.15 y Wang et al.28, quienes demuestran que la consistencia interna del instrumento es elevada y confiable; sin embargo, la mayoría de los estudios concuerdan que las subescalas autopercepción académica y social poseen bajos valores de consistencia interna (<0,7)15,17,27,29. Las variaciones en el alfa de Cronbach evidencian que las características dependen de la muestra y que se requiere un mayor análisis26. Además, los bajos valores de algunas subescalas generan incertidumbre para lograr la validez de constructo.

Las falencias en las propiedades psicométricas del DREEM ya habían sido reportadas y algunos autores consideran que la estructura de 5 subescalas no es sostenible ni válida. De esta forma, Hammond et al.15 indican que para obtener el modelo original de 5 factores se requiere suprimir 17 ítems. Yusoff14 plantea que con 17 ítems es posible replicar el modelo original; nuestro estudio encontró que la estructura de 5 factores no es dable y que 5 ítems deben ser eliminados para mejorar la confiabilidad. Otros estudios también reportan la eliminación de ítems: en el estudio de Leman27 se invalidaron 17 ítems; Hammond et al.15 invalidaron 6 ítems; y Jakobsson et al.13 invalidaron el ítem 39. La invalidez de ítems puede deberse a que el ambiente de aprendizaje es afectado por las culturas locales, lo que genera diferentes percepciones, sobre todo si se considera que el DREEM fue desarrollado en otro país, en otro idioma y bajo un diferente contexto de educación. Se cree que la consistencia interna de las subescalas puede ser mejorada si se revisan y reestructuran algunos ítems; además, las bajas correlaciones de algunos ítems pudieron deberse a una malinterpretación de estos por parte de los estudiantes.

Esto supone que el cuestionario debe ser revisado con mayor profundidad, no solo a través de la teoría de respuesta al test, sino a través de la teoría de respuesta al ítem. Dichos análisis indican que el cuestionario es variable en sus factores; de esta forma, Jakobsson et al.13 revelan entre 5-9 factores en Suecia. Otros autores2,5,10 concluyen que la consistencia interna y la validez de constructo de las mediciones no es estable y el modelo debe ser revisado. Nuestro estudio arrojó 13 factores, de los cuales 5 poseían más del 40% de la varianza; el estudio no soporta la estructura de 5 factores como lo soportan otros estudios13,15,30,31. Wang et al.28 también demostraron que el DREEM puede agruparse en más de 5 factores. Esto puede deberse al bajo número de la muestra que se utilizó en el presente estudio.

Según nuestro conocimiento, son pocos los estudios que han evaluado las propiedades psicométricas del DREEM en el ambiente odontológico. Nuestro estudio concluye que el cuestionario es fiable con excepción de 2 subescalas y que el modelo de 5 factores no se soporta según el cuestionario original y que, por el contrario, algunos de los ítems pueden ser eliminados para mejorar aún más la fiabilidad. Se recomienda ampliar el tamaño muestral así como el contraste entre facultades y comunidades para valorar los nuevos resultados. También se aconseja la realización de un análisis factorial confirmatorio para poder agrupar los ítems del cuestionario tomando en consideración el ambiente educacional clínico y académico de la Odontología.

Conflicto de intereses

Los autores declaran no tener ningún tipo de conflicto de intereses con respecto al artículo.

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