Analizar las propiedades psicométricas del modelo de siete factores del Instrumento de Competencia del Mentor/a (MCI) (tutor/a clínico/a) para un contexto hispanohablante.
MétodoSe propuso un diseño de encuesta electrónica autoadministrada de corte transversal nacional. La muestra final por conveniencia incluyó a 264 tutores y tutoras de 14 servicios de salud regionales que participaron entre enero y noviembre de 2021.
ResultadosEl coeficiente alfa de Cronbach fue de 0,98, con puntuaciones satisfactorias de los factores (0,91-0,97). Los índices de ajuste del análisis factorial confirmatorio indican un ajuste aceptable. Error cuadrático medio de aproximación (RMSEA)=0,070; residuo medio estandarizado (SRMR)=0,036; índice de ajuste incremental (IFI) de Bollen=0,93; índice de ajuste comparativo (CFI)=0,93; índice de Tucker-Lewis (TLI)=0,92; índice de bondad de ajuste (GFI)=0,89.
ConclusionesEl modelo de siete factores del MCI (tutor/a clínico/a) resultó fiable y válido para la muestra hispanohablante, mostrando propiedades psicométricas aceptables como instrumento operacional para evaluar las competencias del tutor/a de enfermería en el entorno de aprendizaje clínico (CLE).
This study tests the psychometric properties of the Mentor's Competence Instrument seven-factor model for a Spanish-speaking context.
MethodA national cross-sectional self-administered electronic survey design was proposed. The final convenience sample included 264 mentors from 14 regional health services that participated between January and November 2021.
ResultsThe Cronbach's alpha coefficient was 0.98, with factors’ satisfactory scores (0.91-0.97). Confirmatory factor analysis fit indices indicate an acceptable fit. Root mean square error of approximation=0.070; standardized root mean residual=0.036; Bollen's incremental fit index=0.93; comparative fit index=0.93; Tucker-Lewis index=0.92; Goodness-of-fit index=0.89.
ConclusionsThe seven-factor model of the Mentor's Competence Instrument was reliable and valid for the Spanish-speaking sample, showing acceptable psychometric properties as an effective instrument for evaluating the competencies of the nursing mentor in the clinical learning environment.
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El Instrumento de Competencia del Mentor/a (MCI) de siete factores se ha diseñado para evaluar las competencias, aptitudes y habilidades de los mentores de enfermería en los diferentes países.
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El modelo de siete factores del MCI puede ser aplicado como un instrumento válido y fiable con una estructura interna con subescalas ajustadas al modelo original.
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Posee propiedades psicométricas aceptables para evaluar las competencias de los mentores de enfermería en el contexto hispanohablante.
En los programas de educación superior, la mentoría de estudiantes es una práctica establecida que ha demostrado ser valiosa para los entornos educativos y profesionales, desempeñando un papel particularmente destacado en la formación de los estudiantes de ciencias de la salud. La mentoría es fundamental para guiar el desarrollo profesional y la competencia de los estudiantes en un entorno clínico cambiante y exigente1. Sin embargo, su eficacia depende principalmente de la Competencia del Mentor, quienes deben ser capaces de guiar y promover el crecimiento de los estudiantes y futuros profesionales1–5. Este aspecto hace necesario contar con herramientas que permitan evaluar de manera fiable las competencias de los mentores en la práctica clínica.
En Europa, el 50% del currículo de educación en enfermería se desarrolla en entornos de aprendizaje clínicos6. El denominado entorno de aprendizaje clínico (CLE) constituye una red interactiva que integra el espacio físico, la cultura institucional sanitaria, los procesos de enseñanza-aprendizaje y los factores psicosociales que influyen en el desarrollo profesional del estudiante7. Este es un clima social complejo donde interactúan estudiantes, enfermeras, profesores y pacientes7, donde la relación mentor-estudiante ha sido identificada como el elemento fundamental8,9. El proceso de mentoría implica transmitir conocimientos, habilidades, sabiduría y cultura laboral de profesionales experimentados a nuevas generaciones10. Mikkonen et al.11. la definen como una «intervención psicosocial dinámica basada en interacciones educativas y de apoyo entre estudiantes, mentores y profesores de enfermería en el centro clínico” (11, p. 594). El aprendizaje en la práctica clínica garantiza la transferencia de habilidades y conocimientos difíciles de adquirir exclusivamente en el aula teórica, y el mentor desempeña un papel clave para reducir la brecha entre teoría y práctica3,5.
Diversos estudios han demostrado la necesidad de que las instituciones de educación superior y las organizaciones de salud apoyen y capaciten a los mentores de enfermería4,11,12. Si bien numerosos países no exigen formación específica para ejercer esta función13, investigaciones europeas han identificado que una mayor competencia en la mentoría se asocia con la edad, la experiencia laboral, la frecuencia en la tutoría y la formación específica recibida11. De esta forma, la calidad de la mentoría impacta directamente en la calidad de la enseñanza clínica.
Con el fin de evaluar de manera sistemática las competencias de los mentores, se desarrolló el Instrumento de Competencia del Mentor (MCI), una herramienta con adecuada fiabilidad y validez en distintos contextos12,14,15. El MCI ofrece un marco teórico estructurado para la autoevaluación de conocimientos, habilidades y competencias interpersonales, y permite identificar perfiles de mentores y áreas de mejora que requieren apoyo o formación adicional1,11,15. De esta forma, contribuye a la mejora de los programas de prácticas clínicas en los planes de estudio de enfermería y, por extensión, a la calidad asistencial. Previamente, el MCI ha sido traducido en diferentes idiomas y utilizado en diversos países11,16.
En este contexto, el presente estudio tiene como objetivo analizar las propiedades psicométricas del modelo de siete factores del MCI, desarrollado por Mikkonen et al.14 y adaptarlo al ámbito hispanohablante.
MétodoDiseñoSe propuso un diseño de encuesta electrónica autoadministrada transversal nacional para probar las propiedades psicométricas del modelo de siete factores del MCI con una muestra española. Se siguieron las directrices de la EQUATOR Network Guidelines for Reporting Reliability and Agreement Studies (GRRAS)17 para garantizar que la información requerida se proporcionara de acuerdo con el diseño del estudio, y Checklist for Reporting Results of Internet E-Surveys (CHERRIES)18, para responder a los principios de ética, transparencia y calidad de los datos obtenidos.
Población y entorno de estudioLa población marco ascendía a 330.745 enfermeras colegiadas y trabajadoras en el sistema sanitario español invitadas a participar en el estudio a través del Consejo General de Enfermería (CGE). Para determinar el tamaño de muestra mínimo se combinó un enfoque de exactitud poblacional y las reglas habituales para modelos factoriales. En primer lugar, con una confianza del 95% y un error máximo admisible de± 6%. Literatura metodológica previa19 respalda como aceptable el intervalo entre 5-10% en estudios preliminares, de validación, o con recursos escasos. La calculadora de tamaños muestrales de Qualtrics20 indicó 267 participantes. En segundo lugar, siguiendo la recomendación de contar con al menos cinco sujetos por ítem (5:1) y un mínimo absoluto de 200 casos para el análisis factorial confirmatorio en instrumentos de salud, se estimó un mínimo de 215 participantes (43 ítems×5). La muestra finalmente obtenida fue de 264 enfermeras, lo que supone una ratio de 6:1 sujetos por ítem y supera ambos criterios.
Recogida de datosEmpleando muestreo por conveniencia se procedió a la invitación de participación a la población diana por correo electrónico, incluyendo el enlace a la encuesta (Google Forms) a través del CGE y sus boletines institucionales. Siguiendo las directrices CHERRIES18, además del empleo del método de difusión selectiva, con el fin de garantizar que solo la población objetivo respondiera una única vez al cuestionario, empleamos el filtro de elegibilidad (preguntas obligatorias: «¿Está colegiado/a como enfermero/a?»), la prevención de respuestas duplicadas (activación simultánea de verificación de cookies y bloqueo por IP [Internet Protocol]), y de depuración posterior (revisión manual de timestamps y patrones inconsistentes lógicamente o tiempos de respuesta inverosímiles).
InstrumentoEl MCI fue desarrollado y probado psicométricamente en varias fases9 hasta la obtención del modelo de siete factores del MCI14.
La última versión del MCI está compuesta por 43 ítems organizados en siete factores: Prácticas de tutorización en el lugar de trabajo (seis ítems), Características de la tutora (siete ítems), Motivación de la tutora (cinco ítems), Orientación hacia los objetivos de aprendizaje (seis ítems), Reflexión durante la tutoría (seis ítems), Evaluación centrada en la/el estudiante (nueve ítems) y Retroalimentación constructiva (cuatro ítems)14. Para la medición de los ítems se utilizó una escala Likert de cuatro puntos (1=totalmente en desacuerdo, 2=en desacuerdo hasta cierto punto, 3=en desacuerdo hasta cierto punto y 4=totalmente de acuerdo). Además, doce ítems obtuvieron información de antecedentes para la descripción de la muestra.
Los coeficientes alfa de Cronbach del modelo de siete factores MCI14 oscilaron entre 0,83 y 0,94, lo que indica una fiabilidad buena (0,70 a 0,90) o excelente (< 0,90)21. Su análisis factorial exploratorio (AFE) explicaba el 68% de la varianza, y el análisis factorial confirmatorio (AFC) determinó la idoneidad del ajuste del modelo de acuerdo con los niveles de corte de Schreiber et al.22 Las puntuaciones de estos índices de ajuste8 fueron: error cuadrático medio de aproximación (RMSEA)=0,050; residuo medio estandarizado (SRMR)=0,038; índice de ajuste comparativo (CFI)=0,933 y índice de Tucker-Lewis (TLI)=0,927.
Traducción, adaptación transcultural y validez de contenidoEl MCI fue traducido del inglés al español en el contexto de un estudio internacional14. Se siguieron las pautas de traducción-retrotraducción diseñadas, asegurando la equivalencia semántica, la equivalencia transcultural y la validez de contenido23–25.
Análisis de datosSe aplicaron técnicas de estadística descriptiva (frecuencias y porcentajes) para los datos sociodemográficos. La fiabilidad del instrumento se estimó con el cálculo de los coeficientes alfa de Cronbach (α), que examinan la consistencia interna de la versión española del MCI y sus siete factores. El coeficiente de fiabilidad alfa de Cronbach debe ser superior o igual a 0,70 para que se considere razonablemente fiable21,26. Se realizó la prueba de Kaiser-Mayer-Olkin (KMO) y la prueba de esfericidad de Bartlett para confirmar la adecuación de la muestra y de los ítems. La medida de KMO debe ser superior a 0,5 y el nivel de significancia (p) para la prueba de Bartlett <0,05 para un análisis factorial satisfactorio26.
Tras un estudio previo de validación de MCI12 se utilizó un AFE con rotación Promax y factorización del eje principal. Utilizamos estimaciones de máxima verosimilitud para realizar un AFC con el modelo de siete factores del MCI de la misma manera que Mikkonen et al.14 Los criterios para evaluar los índices de bondad de ajuste del inventario utilizado fueron el ajuste absoluto, chi-cuadrado (X2/DF 2 o 3). El RMSEA y el SRMR deben tener valores comprendidos entre <0,06 y 0,08 y un intervalo de confianza de <0,0622. El índice de ajuste incremental (IFI), el CFI, el TLI y el índice de bondad de ajuste (GFI) con valores >0,9 que indican un ajuste aceptable y> 0,95 que indican un buen ajuste22. El análisis estadístico de las variables y del AFE se realizó con el programa IBM SPSS versión 2827 y el AFC con el software JASP 0.18128.
Aspectos éticosLa primera autora (FV) solicitó permiso para la traducción al español, adaptación cultural, validación y uso del MCI, el cual fue concedido por el autor del instrumento (KM). El Comité de Ética de la Universidad de Alicante aprobó este estudio (UA-2018-12-12). Se obtuvo el consentimiento informado de los participantes, a quienes se les pidió que confirmaran si estaban dispuestos a participar en el estudio de forma voluntaria antes de enviar la encuesta.
ResultadosMuestraLos sujetos del estudio constituyeron la muestra por conveniencia de 264 mentores de 14 servicios regionales de salud de España que participaron entre enero de 2021 y noviembre de 2021. El número de enfermeras excluidas según los criterios establecidos no fue controlado y la tasa de respuesta se calculó según la población objetivo: 0,08%. La descripción de la muestra de mentores se encuentra en la tabla 1.
Descripción de la muestra (n=264)
| Variables | Muestra | ||
|---|---|---|---|
| n | % | ||
| Sexo | Femenino | 208 | 78,8 |
| Masculino | 56 | 21,2 | |
| Edad | ≤29 | 8 | 3,1 |
| 30–49 | 175 | 66,2 | |
| ≥ 50 | 81 | 30,7 | |
| Grado académico | Doctorado | 26 | 9,8 |
| Master | 88 | 33,3 | |
| Diplomatura/Grado | 150 | 56,8 | |
| Experiencia laboral en el sector sanitario (años) | <11 | 27 | 10,4 |
| 11-20 | 105 | 39,7 | |
| > 20 | 132 | 49,9 | |
| Lugar de trabajo donde el estudiantado es tutorizado | Planta | 118 | 44,7 |
| Atención primaria | 47 | 17,8 | |
| Pacientes ambulatorios de especialidades | 27 | 10,2 | |
| Unidad de cuidados intensivos | 18 | 6,8 | |
| Unidad de urgencias | 15 | 5,7 | |
| Quirófano | 13 | 4,9 | |
| Urgencias extrahospitalarias | 10 | 3,8 | |
| Gestión de enfermería | 10 | 3,8 | |
| Otras unidades hospitalarias | 6 | 2,3 | |
| Formación oficial de las/los tutoras/es en supervisión del estudiantado en prácticas clínicas. | Sin formación oficial | 126 | 47,7 |
| Con formación oficial | 138 | 52,3 | |
El coeficiente alfa de Cronbach para la versión española del MCI de siete factores fue de 0,98, con puntuaciones satisfactorias de los factores que oscilaron entre 0,91 y 0,97 (tabla 2). Las medias de los ítems variaron entre 3,13 y 3,73 (en una escala de 1 a 4). Para los factores 1 a 7, la correlación entre elemento-total corregida osciló entre 0,62 y 0,86 (tabla 2).
Estadística descriptiva, coeficientes Alfa de Cronbach e índices de ajuste para el modelo de siete factores del MCI (n=264)
| Factor | Artículo | Media | ±SD | Mediana | Min | Máximo | Asimetría* | Curtosis** | Alfa de Cronbach si se elimina el elemento | Correlación elemento-total corregida |
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| I. Prácticas de tutorización en el lugar de trabajo(α=0,95) | I.1. Conozco bien los requisitos y criterios de calidad relacionados con la práctica clínica y el aprendizaje en el trabajo en el ámbito sociosanitario. | 3,17 | 0,90 | 3 | 1 | 4 | -0,97 | 0,21 | 0,99 | 0,67 |
| I.2. Conozco bien el proceso de tutoría de los estudiantes en la práctica clínica dentro de mi organización. | 3,34 | 0,89 | 4 | 1 | 4 | -1,30 | 0,87 | 0,99 | 0,70 | |
| I.3. Conozco las prácticas generalmente aceptadas para la tutoría de estudiantes dentro de mi organización. | 3,28 | 0,91 | 4 | 1 | 4 | -1,18 | 0,54 | 0,99 | 0,70 | |
| I.4. Sigo las prácticas generalmente aceptadas durante la tutoría de los estudiantes. | 3,40 | 0,88 | 4 | 1 | 4 | -1,47 | 1,32 | 0,99 | 0,72 | |
| I.5. Conozco las tareas y responsabilidades de la persona encargada de la tutoría de los estudiantes. | 3,13 | 0,97 | 3 | 1 | 4 | -0,93 | -0,14 | 0,99 | 0,65 | |
| I.6. Estoy familiarizado con las tareas y responsabilidades del mentor. | 3,39 | 0,90 | 4 | 1 | 4 | -1,48 | 1,30 | 0,99 | 0,73 | |
| II. Características de la tutora(α=0.97) | II.1. Es fácil que los estudiantes se acerquen a mí. | 3,68 | 0,73 | 4 | 1 | 4 | -2,59 | 6,23 | 0,99 | 0,78 |
| II.2. Soy empático con los estudiantes durante la tutoría. | 3,68 | 0,72 | 4 | 1 | 4 | -2,60 | 6,44 | 0,98 | 0,84 | |
| II.3. Soy flexible durante la tutoría de los estudiantes. | 3,60 | 0,76 | 4 | 1 | 4 | -2,11 | 4,02 | 0,99 | 0,77 | |
| II.4. Soy paciente durante la tutoría de los estudiantes. | 3,63 | 0,73 | 4 | 1 | 4 | -2,31 | 5,19 | 0,99 | 0,82 | |
| II.5. Apoyo a los estudiantes. | 3,73 | 0,70 | 4 | 1 | 4 | -2,92 | 7,98 | 0,98 | 0,86 | |
| II.6. Valoro al estudiante como miembro del equipo de salud. | 3,67 | 0,73 | 4 | 1 | 4 | -2,52 | 5,98 | 0,99 | 0,80 | |
| II.7. Como mentor. Soy justo con todos los estudiantes. | 3,65 | 0,74 | 4 | 1 | 4 | -2,38 | 5,30 | 0,99 | 0,83 | |
| III. Motivación de la tutora(α=0,94) | III.1. Las experiencias positivas en la tutoría de estudiantes aumentan mi confianza en mi capacidad para trabajar como mentor. | 3,56 | 0,80 | 4 | 1 | 4 | -1,96 | 3,26 | 0,99 | 0,81 |
| III.2. El estímulo de los colegas con respecto a la tutoría de los estudiantes aumenta mi entusiasmo por orientar a los estudiantes. | 3,17 | 0,94 | 3 | 1 | 4 | -0,90 | -0,19 | 0,99 | 0,62 | |
| III.3. La retroalimentación constructiva con respecto a mi tutoría de estudiantes aumenta mi motivación para asesorar a los estudiantes. | 3,54 | 0,80 | 4 | 1 | 4 | -1,86 | 2,76 | 0,99 | 0,79 | |
| III.4. Quiero aprender y desarrollarme como mentor. | 3,55 | 0,84 | 4 | 1 | 4 | -1,94 | 2,89 | 0,99 | 0,77 | |
| III.5. Estoy interesado en ser mentor de estudiantes. | 3,56 | 0,84 | 4 | 1 | 4 | -1,91 | 2,62 | 0,99 | 0,77 | |
| IV. Orientación hacia los objetivos de aprendizaje(α=0,95) | IV.1. Oriento a los estudiantes en el establecimiento de los objetivos que quieren alcanzar durante la práctica clínica. | 3,48 | 0,79 | 4 | 1 | 4 | -1,68 | 2,45 | 0,99 | 0,82 |
| IV.2. Descubro si los objetivos de aprendizaje del estudiante son lo suficientemente concretos para que en situaciones prácticas el estudiante sepa cuáles son sus objetivos y cómo alcanzarlos. | 3,35 | 0,83 | 3 | 1 | 4 | -1,32 | 1,31 | 0,99 | 0,79 | |
| IV.3. Averigua si los objetivos de aprendizaje del estudiante se corresponden o no con las oportunidades de aprendizaje proporcionadas en el lugar donde se realiza la práctica clínica. | 3,39 | 0,82 | 4 | 1 | 4 | -1,41 | 1,57 | 0,99 | 0,81 | |
| IV.4. Aclaro al alumno lo que se espera de él para alcanzar las metas establecidas. | 3,44 | 0,82 | 4 | 1 | 4 | -1,55 | 1,84 | 0,99 | 0,80 | |
| IV.5. Proporciono retroalimentación al estudiante sobre los objetivos que se ha marcado. | 3,45 | 0,83 | 4 | 1 | 4 | -1,62 | 2,01 | 0,99 | 0,81 | |
| IV.6. Creo que la discusión sobre las experiencias del estudiante mejora su aprendizaje. | 3,49 | 0,85 | 4 | 1 | 4 | -1,72 | 2,16 | 0,99 | 0,78 | |
| V. Reflexión durante la tutoría(α=0,96) | V.1. Durante el tiempo de reflexión. Mi objetivo es fomentar la retroalimentación recíproca con el estudiante. | 3,41 | 0,85 | 4 | 1 | 4 | -1,51 | 1,66 | 0,99 | 0,80 |
| V.2. Intento crear un ambiente seguro durante el tiempo de reflexión. | 3,53 | 0,81 | 4 | 1 | 4 | -1,83 | 2,66 | 0,99 | 0,81 | |
| V.3. Animo al alumno a compartir sus experiencias. | 3,62 | 0,77 | 4 | 1 | 4 | -2,23 | 4,40 | 0,98 | 0,83 | |
| V.4. Me identifico empáticamente con las experiencias del alumno. | 3,61 | 0,74 | 4 | 1 | 4 | -2,08 | 3,95 | 0,99 | 0,81 | |
| V.5. Soy consciente de que las experiencias del alumno son únicas y significativas para su aprendizaje. | 3,65 | 0,78 | 4 | 1 | 4 | -2,40 | 4,96 | 0,99 | 0,80 | |
| V.6. Creo que la discusión sobre las experiencias del alumno mejora su aprendizaje. | 3,66 | 0,76 | 4 | 1 | 4 | -2,40 | 4,99 | 0,98 | 0,84 | |
| VI. Evaluación centrada en la/el estudiante(α=0,97) | VI.1. Animo al estudiante a recordar sus experiencias tal como sucedieron y a evaluarlas. | 3,47 | 0,78 | 4 | 1 | 4 | -1,52 | 1,77 | 0,99 | 0,82 |
| VI.2. Durante la evaluación. Guío al estudiante en el manejo de posibles sentimientos negativos. | 3,40 | 0,80 | 4 | 1 | 4 | -1,29 | 1,11 | 0,99 | 0,76 | |
| VI.3. Pido al estudiante que reflexione crítica y holísticamente sobre por qué las cosas sucedieron de la manera en que lo hicieron. | 3,41 | 0,82 | 4 | 1 | 4 | -1,37 | 1,26 | 0,99 | 0,77 | |
| VI.4. Animo al estudiante a evaluar la situación desde muchas perspectivas / a encontrar explicaciones alternativas para los eventos. | 3,34 | 0,85 | 4 | 1 | 4 | -1,22 | 0,77 | 0,99 | 0,80 | |
| VI.5. Enfatizo que la evaluación del propio aprendizaje puede dar lugar a nuevos pensamientos. sentimientos y actuaciones de los que el estudiante puede no haber sido consciente previamente. | 3,37 | 0,85 | 4 | 1 | 4 | -1,34 | 1,08 | 0,99 | 0,78 | |
| VI.6. Guío al estudiante a cuestionar lo que se considera evidente por sí mismo. | 3,45 | 0,83 | 4 | 1 | 4 | -1,54 | 1,66 | 0,99 | 0,81 | |
| VI.7. Apoyo al estudiante en la evaluación de sus propias actividades. | 3,51 | 0,80 | 4 | 1 | 4 | -1,75 | 2,51 | 0,98 | 0,84 | |
| VI.8. Animo a los estudiantes a lidiar activamente con sus experiencias durante toda la práctica clínica. | 3,54 | 0,77 | 4 | 1 | 4 | -1,86 | 3,05 | 0,98 | 0,86 | |
| VI.9. Reflexiono sobre qué actividades se podrían desarrollar y cómo junto con el alumno. | 3,48 | 0,81 | 4 | 1 | 4 | -1,62 | 2,02 | 0,99 | 0,81 | |
| VII. Retroalimentación constructiva(α=0,91) | VII.1. Al finalizar la práctica clínica. Doy una evaluación final positiva del rendimiento del alumno. | 3,40 | 0,83 | 4 | 1 | 4 | -1,38 | 1,306 | 0,99 | 0,75 |
| VII.2. Proporciono retroalimentación inmediatamente después de una determinada actividad. | 3,44 | 0,79 | 4 | 1 | 4 | -1,47 | 1,738 | 0,99 | 0,76 | |
| VII.3. Proporciono retroalimentación para el futuro y desarrollo del estudiante. | 3,50 | 0,78 | 4 | 1 | 4 | -1,72 | 2,582 | 0,98 | 0,84 | |
| VII.4. Proporciono retroalimentación para que el estudiante pueda cambiar sus prácticas. | 3,39 | 0,84 | 4 | 1 | 4 | -1,41 | 1,404 | 0,99 | 0,73 | |
| χ2**** | DF**** | χ2/DF**** | p | RMSEA**** | SRMR**** | IFI**** | CFI**** | TLI**** | GFI**** | |
| Ajuste del modelo*** | 1927,73 | 839 | 2,29 | <0,001 | 0,070 | 0,036 | 0,93 | 0,93 | 0,92 | 0,89 |
La estructura del modelo está de acuerdo con la estructura conceptual del modelo de siete factores del MCI original (Mikkonen et al., 2020).
χ2: chi-cuadrado; DF: grados de libertad; χ2/DF: ajuste absoluto chi-cuadrado; RMSEA: error cuadrático medio de aproximación; SRMR: residuo medio de la raíz estandarizado; IFI: índice de ajuste incremental de Bollen; CFI: índice de ajuste comparativo; TFI: índice de Tucker-Lewis; GFI: índice de bondad de ajuste.
La adecuación de la muestra se confirmó mediante la prueba KMO (0,972) y la prueba de esfericidad de Bartlett (X2=1.4760,003, DF=903, p <0,001), lo que indica que las correlaciones entre los ítems fueron lo suficientemente significativas. El AFE identificó los siete factores de la versión original14 y explicó el 82,88% de la varianza. El factor principal del MCI es la «evaluación centrada en el estudiante» (Factor VI), que representó el 63,99% de la varianza explicada.
En la tabla 2 se muestran los índices de ajuste del AFC del modelo de siete factores del MCI en la muestra española. Los valores de estos índices de ajuste AFE indican un ajuste aceptable entre el modelo y los datos observados. Se estimó el AFE y el AFC con la misma muestra debido a que el instrumento fue testado previamente con AFE en un estudio previo14. Las estimaciones de los parámetros estandarizados del AFC se presentan en la figura 1. El análisis AFC reveló una fuerte correlación ítem-factor (0,96≤λ≤, 0,70) y una correlación fuerte-moderada entre los factores (0,87≤ϕ≤0,63).
Discusión
El presente estudio evaluó las propiedades psicométricas de la versión en español del MCI en su modelo de siete factores propuesto por Mikkonen et al.14, La muestra se caracterizó por un nivel académico elevado y una amplia trayectoria profesional de las participantes, aunque con carencias en formación específica en supervisión clínica. Este hallazgo subraya la necesidad de institucionalizar programas formativos que garanticen una tutorización homogénea a nivel estatal.
Los análisis de fiabilidad y validez mostraron un comportamiento del instrumento incluso más consistente que el descrito en la versión original14, lo que respalda la solidez en el contexto hispanohablante. El tamaño muestral también resultó adecuado según las recomendaciones internacionales29 lo que refuerza la estabilidad de las estimaciones. Además, la elección del AFC fue pertinente dado que existían hipótesis teóricas previas22, y los índices obtenidos avalan la validez de constructo del modelo en esta población.
Al comparar nuestros hallazgos con estudios previos, destaca la validación italiana de Comparcini et al.16, que identificó una estructura factorial distinta, pero con resultados igualmente aceptables. Estas diferencias respaldan la robustez conceptual del MCI en distintos contextos culturales y sugieren que el instrumento es sensible a las particularidades nacionales en la organización de la tutoría clínica.
Las asociaciones encontradas entre los factores refuerzan la coherencia interna del modelo, y las discrepancias respecto a la muestra multinacional de Mikkonen et al.14, podrían estar vinculadas a diferencias en la formación y reconocimiento de la figura del mentor. La ausencia de incentivos económicos en muchas comunidades autónomas, por ejemplo, podría repercutir en la motivación extrínseca y, potencialmente, en la calidad de la supervisión de los futuros profesionales de enfermería. Estos matices ponen en relieve la utilidad del MCI para detectar necesidades formativas y como soporte para el diseño de políticas uniformes de capacitación y reconocimiento, en consonancia con las directrices europeas5,11,14.
Fortalezas y limitacionesEste es el primer estudio que valida el MCI-7 para profesionales hispanohablantes, con una muestra amplia y heterogénea de mentores de 14 servicios regionales de salud. El proceso siguió estándares metodológicos internacionales (GRRAS, CHERRIES) y aplicó un riguroso proceso de traducción-retrotraducción14, lo que asegura la validez de contenido. No obstante, el muestreo por conveniencia podría limitar la generalización, y el diseño transversal impidió evaluar la fiabilidad temporal y la invariancia longitudinal. Asimismo, el carácter autoinformado del cuestionario puede haber introducido sesgo de deseabilidad social, y faltarían evidencias sobre fiabilidad interobservador, sensibilidad al cambio y validez de criterio.
ConclusionesLa versión española del MCI-7 mostró propiedades psicométricas aceptables y una estructura factorial robusta, lo que avala su idoneidad para evaluar la Competencia del Mentor de enfermería y orientar la mejora de la tutorización clínica. Para fortalecer su validez externa y maximizar su utilidad, se requieren estudios multicéntricos con muestreo probabilístico, análisis de invariancia transcultural y evaluaciones test–retest en distintos contextos hispanohablantes.
FinanciaciónEste estudio no ha contado con financiación específica por parte de organismos del sector público, sector empresarial o entidades sin ánimo de lucro.
Contribuciones de las autorasTodas las autoras han contribuido sustancialmente a la conceptualización, metodología, adquisición de datos, análisis formal e interpretación de los datos, redacción-revisión y edición del borrador original y del manuscrito.
Disponibilidad de datos y materialesLos conjuntos de datos generados y/o analizados durante el presente estudio están disponibles a través del autor de correspondencia previa solicitud motivada.
Conflicto de interesesLos autores declaran no tener ningún conflicto de intereses.
Los autores agradecen a los mentores su participación en este estudio.
