Este estudio analiza el efecto mediador del clima motivacional en la relación entre los estilos interpersonales de enseñanza y el autoconcepto académico en estudiantes universitarios de Educación Física considerando las diferencias de género. Para ello, se han llevado a cabo dos estudios complementarios. En el Estudio 1, se ha adaptado y validado la Escala de Clima Motivacional en Educación Superior para su aplicación en el contexto universitario mexicano. En el Estudio 2, se ha evaluado un modelo de mediación, analizando cómo los estilos docentes (apoyo a la autonomía y estilo controlador) influyen en la confianza y el esfuerzo académico de los estudiantes, con la mediación del clima motivacional. El estudio adopta un diseño transversal con una muestra de 1.164 estudiantes de la Licenciatura en Educación Física en la Universidad Autónoma de Baja California. Los resultados evidencian que el apoyo a la autonomía por parte del docente predice positivamente la confianza y el esfuerzo académico de los estudiantes, mientras que el estilo controlador docente no muestra un efecto directo sobre estas variables. Además, se han identificado diferencias según el género: en los hombres, el clima motivacional orientado a la tarea actúa como mediador entre el apoyo a la autonomía y el autoconcepto académico, mientras que en las mujeres este efecto es directo. Estos hallazgos subrayan la importancia de promover entornos de aprendizaje basados en la autonomía, que fomenten la confianza y el esfuerzo académico, evitando estrategias docentes controladoras que puedan afectar negativamente el desarrollo educativo del alumnado.
This study aimed to analyze the mediating effect of motivational climate on the relationship between interpersonal teaching styles and academic self-concept in university Physical Education students, considering gender differences. To achieve this, two complementary studies were conducted. In Study 1, the Motivational Climate in Higher Education Scale was adapted and validated for use in the Mexican university context. In Study 2, a mediation model was evaluated, analyzing how teaching styles (autonomy support and controlling style) influence academic confidence and effort, with motivational climate as a mediating factor. The study followed a cross-sectional design with a sample of 1,164 students from the Bachelor's Degree in Physical Education at the Autonomous University of Baja California. The results showed that autonomy support from teachers positively predicts students’ academic confidence and effort, while the controlling style had no direct effect on these variables. Additionally, gender differences were identified: among male students, task-involving motivational climate mediated the relationship between autonomy support and academic self-concept, whereas among female students, the effect was direct. These findings highlight the importance of promoting learning environments based on autonomy, which foster academic confidence and effort, while avoiding controlling teaching strategies that could negatively impact students’ educational development.
El Programa de las Naciones Unidas para el Desarrollo (PNUD, 2021a) sostiene que América Latina se mantiene como una de las regiones más desiguales del planeta en múltiples ámbitos, incluidas las disparidades educativas en función del género (PNUD, 2021b). En el contexto del sistema educativo mexicano, la educación se imparte a través de un enfoque masculinizado que estereotipa el aprendizaje según el género (Lechuga et al., 2018), por lo que las desigualdades educativas han persistido y se han arraigado profundamente en las diferentes formas en que se genera el conocimiento y se moldean los comportamientos, influenciados de manera significativa por los entornos de aprendizaje y los estilos docentes (Rodríguez y Ceballos, 2022). Estas disparidades se agravan en ciertos ámbitos específicos, como es el caso de la Educación Física (Baños, 2021; Cuenca-Soto et al., 2024). En este sentido, los entornos de aprendizaje y los estilos interpersonales del profesorado pueden condicionar variables como el autoconcepto académico y el comportamiento del estudiantado universitario mexicano (Espinoza-Gutiérrez et al., 2024), entendiendo que las experiencias previas de aprendizaje y las interacciones con docentes y compañeros han resultado fundamentales para fortalecer la confianza académica y el esfuerzo (Granero-Gallegos, Hortigüela-Alcalá et al., 2021; Shavelson et al., 1976).
Autoconcepto académicoSegún Rojo-Ramos et al. (2024), el autoconcepto académico hace referencia a la percepción que el estudiantado tiene de sus propias capacidades en tareas relacionadas con el aprendizaje. Esta conceptualización se fundamenta en la Teoría del Autoconcepto de carácter multidimensional y jerárquico propuesta por Shavelson et al. (1976). Como representación mental de las habilidades académicas del alumnado, implica tanto aspectos de autodescripción como de autoevaluación (Brunner et al., 2009), siendo el esfuerzo académico y la confianza académica dos pilares fundamentales en su desarrollo (Granero-Gallegos, Baena-Extremera et al., 2021). La confianza académica se entiende como la creencia que una persona mantiene sobre su capacidad para resolver tareas de aprendizaje asignadas y alcanzar los objetivos educativos propuestos (Chang et al., 2022). Por su parte, el esfuerzo académico se define como la fuerza mental que el alumnado debe mantener de forma constante a lo largo de su trayectoria educativa (D’Eon y Yasinian, 2022). Tanto la confianza como el esfuerzo académico se consideran factores clave para adaptarse a las exigencias universitarias, mejorar el rendimiento académico y aumentar las posibilidades de empleabilidad futura (Chang et al., 2022; Tolentino et al., 2019). Por el contrario, una baja confianza académica y un escaso esfuerzo pueden limitar el aprendizaje, reducir el rendimiento y las expectativas académicas, e incrementar el riesgo de abandono universitario (Demanet y Van Houtte, 2019; Rodríguez-Rodríguez y Guzmán, 2019). Aunque el autoconcepto académico se concibe como una construcción multidimensional, el presente estudio se centra en las dimensiones de la confianza y el esfuerzo, ya que ambas han sido identificadas de forma consistente en la literatura como predictores claves de la motivación, la persistencia y la adaptación académica en contextos universitarios (Granero-Gallegos, Baena-Extremera et al., 2021; Chang et al., 2022; Santiago, 2024).
En este contexto, Santiago (2024) subraya la importancia de desarrollar la confianza y el esfuerzo académico para prevenir el abandono universitario entre el estudiantado mexicano. De este modo, el autoconcepto académico podría ser, en parte, consecuencia de los entornos socio contextuales (Marsh et al., 2018), identificándose los estilos interpersonales del profesorado como un factor determinante en la modificación de los patrones de comportamiento del alumnado (Ryan y Deci, 2020). Sin embargo, no se han publicado estudios que analicen la influencia real de los estilos de enseñanza sobre el comportamiento del estudiantado en el contexto universitario mexicano.
Estilo interpersonal del profesoradoEl estilo interpersonal del profesorado se refiere al tono interpersonal y conductual que el profesorado utiliza para implicar al alumnado en su propio proceso de aprendizaje (Reeve et al., 2018; Reeve et al., 2019), de acuerdo con la Teoría de la Autodeterminación (Self-Determination Theory, SDT), la cual plantea al menos dos estilos docentes: el estilo de apoyo a la autonomía y el estilo controlador (Ryan y Deci, 2020). El apoyo a la autonomía se caracteriza por desarrollar estrategias didácticas alineadas con los intereses del alumnado, ofrecer una justificación para las tareas asignadas y brindar oportunidades de elección (Reeve et al., 2022). Por el contrario, el estilo controlador impone estrategias dirigidas por el profesorado que condicionan los pensamientos, comportamientos y emociones del alumnado, tal como han descrito los mismos autores. La literatura científica internacional que vincula los estilos interpersonales del profesorado con la confianza y el esfuerzo académico en estudiantes universitarios es escasa y contradictoria. Por un lado, Granero-Gallegos et al. (2022) han encontrado que solo el estilo controlador predice negativamente la confianza académica, sin que el apoyo a la autonomía tenga efectos predictivos ni se haya examinado la dimensión del esfuerzo académico. Por otro lado, Rubio-Valdivia et al. (2022) han demostrado que el apoyo a la autonomía predice positivamente tanto la confianza como el esfuerzo académico, sin que el estilo controlador tenga efectos predictivos. Recientemente, Espinoza-Gutiérrez et al. (2024) también han evidenciado que el apoyo a la autonomía predice el autoconcepto académico en estudiantes universitarios mexicanos, sin efectos predictivos del estilo controlador y sin haber analizado los subdimensiones de confianza y esfuerzo académico.
Para analizar en profundidad los entornos sociales e interaccionales en contextos de aprendizaje, Duda (2013) propone integrar la SDT con una conceptualización jerárquica detallada de los principales climas motivacionales (por ejemplo, clima implicado en la tarea y clima implicado en el ego), procedente de la Teoría de Metas de Logro (Achievement Goal Theory, AGT; Ames, 1992). En esta línea, estudios recientes han explorado la interacción entre la SDT y la AGT en estudiantes universitarios (Granero-Gallegos, Hortigüela-Alcalá et al., 2021; Granero-Gallegos, Baena-Extremera et al., 2023; López-García et al., 2022; Moreno-Murcia et al., 2018). Sin embargo, no se han realizado estudios que analicen esta relación en el contexto universitario mexicano.
Clima motivacionalLa AGT (Ames, 1992) analiza los entornos de logro educativo en función de factores disposicionales del alumnado y de los climas motivacionales de aprendizaje. La importancia de los climas de aprendizaje generados por el profesorado en el aula ha sido ampliamente destacada, ya que estos podrían determinar el éxito o fracaso académico del estudiantado (Ntoumanis y Biddle, 1999). Según autores como Duda y Appleton (2016), los climas implicados en la tarea se caracterizan por tener en cuenta las opiniones y preferencias del alumnado, establecer relaciones interpersonales satisfactorias y criterios de aprendizaje intrapersonales basados en el desarrollo de habilidades y el esfuerzo personal, lo cual se traduce en que el alumnado se sienta valorado y atendido y, en consecuencia, más seguro. Por el contrario, los climas implicados en el ego tienden a condicionar los pensamientos y comportamientos del estudiantado a través de un control prescrito, estableciendo criterios de éxito interpersonal basados en el trato diferencial para exhibir superioridad, premiando logros y castigando errores.
Estos climas de aprendizaje han sido analizados en clases de Educación Física de nivel medio (secundaria), arrojando resultados realmente preocupantes: el profesorado de secundaria en México emplea climas implicados en el ego con mayor frecuencia que climas implicados en la tarea. Los climas motivacionales centrados en el ego en la educación secundaria mexicana se han asociado con un aumento del aburrimiento en clase (Baños y Arrayales, 2020), un incremento de conductas disruptivas (Baños, 2021), y un estilo de vida sedentario, ya que el alumnado tiende a desatender la actividad física durante su tiempo libre (Baños, Ruiz-Juan et al., 2018). No obstante, actualmente no se dispone de escalas que midan el clima motivacional en el contexto universitario mexicano. Por tanto, adaptar y validar un instrumento que analice los entornos de aprendizaje en la educación superior podría contribuir a mejorar los procesos formativos en las universidades mexicanas.
Diferencias según el géneroLos estilos de enseñanza y los entornos de aprendizaje neutros en cuanto al género pueden influir positivamente en los procesos de aprendizaje y en el rendimiento académico del futuro profesorado de Educación Física (Stein et al., 2014). Sin embargo, son escasos los estudios que abordan esta cuestión en el estudiantado universitario mexicano, independientemente de su área de estudio. Esta escasez resulta especialmente relevante en el caso de las mujeres mexicanas, quienes siguen enfrentando desigualdades educativas persistentes en comparación con los varones (Rodríguez y Ceballos, 2022). La literatura científica internacional ha mostrado que, en general, las mujeres perciben con mayor frecuencia climas implicados en la tarea (orientados al dominio), mientras que los hombres identifican mayormente climas implicados en el ego (orientados al rendimiento), tanto en adolescentes (Baños, 2021; Olivier et al., 2024; Van Hek et al., 2018) como en estudiantes universitarios (D’Lima et al., 2014), aunque los estudios publicados en este último grupo han sido más limitados. En relación con los estilos de enseñanza, los estudios disponibles son escasos y contradictorios: mientras que los estudiantes universitarios varones perciben estilos más controladores (Huéscar-Hernández et al., 2017), las estudiantes de secundaria reportan un mayor control percibido por parte del profesorado (De Meyer et al., 2014). Además, las mujeres universitarias tienden a manifestar una menor confianza en sus capacidades (Martín-Antón et al., 2022), pero muestran un esfuerzo académico mayor en comparación con los varones (Espinoza y Albornoz, 2023). Estos hallazgos evidencian la necesidad de profundizar en el estudio de las diferencias de género en los entornos de enseñanza y aprendizaje, con el fin de reducir las brechas en el contexto educativo mexicano.
El presente estudioTras revisar la literatura relevante, resulta destacable que la adaptación y validación de la escala de clima motivacional para la educación superior al contexto mexicano permitirá una evaluación más precisa, reconociendo las particularidades culturales, pedagógicas y estructurales de los entornos de aprendizaje en México. Esto tiene el potencial no solo de mejorar la calidad de la investigación educativa, sino también de ofrecer una herramienta valiosa para optimizar las intervenciones pedagógicas y fomentar un entorno académico más motivador y eficaz. Además, no se han identificado estudios publicados que, en el contexto universitario mexicano, hayan analizado las posibles diferencias en las interacciones profesor-estudiante en función del género, lo cual podría traducirse en implicaciones diferenciadas para la confianza y el esfuerzo académico del alumnado. Por tanto, investigar las necesidades educativas motivacionales según el género y su impacto sobre la confianza y el esfuerzo académico representa una oportunidad para mejorar el proceso educativo y promover un entorno más individualizado, inclusivo e igualitario.
Atendiendo a estas consideraciones, el presente trabajo se ha estructurado en dos estudios de investigación. En el estudio 1, el objetivo ha sido analizar las propiedades psicométricas de la escala de clima motivacional adaptada al contexto universitario mexicano. En el estudio 2, el objetivo ha consistido en analizar el efecto mediador del clima motivacional académico entre el estilo interpersonal del profesorado y la confianza y el esfuerzo académico del estudiantado universitario mexicano, considerando el género como variable. El modelo hipotetizado de esta investigación se presenta en la figura 1. Este estudio se ha elaborado siguiendo las directrices establecidas para la presentación de estudios observacionales en epidemiología (STROBE) (Von Elm et al., 2008).
Estudio 1MétodoDiseño y muestra
El diseño de la investigación ha sido de tipo descriptivo, transversal y observacional. Las personas participantes han sido seleccionadas entre el estudiantado matriculado en la Licenciatura de Actividad Física y Deporte de la Facultad de Deportes del Campus Tijuana, de la Universidad Autónoma de Baja California. Los criterios de inclusión han requerido estar matriculado en dicho plan de estudios y asistir regularmente a clase; los criterios de exclusión han contemplado la negativa a otorgar el consentimiento para el uso de los datos en esta investigación, así como la entrega incompleta del formulario de recogida de datos. Se ha realizado un análisis a priori utilizando el software Free Statistics Calculator v. 4.0 (Soper, 2024), el cual ha calculado un mínimo de 572 participantes necesarios para detectar tamaños del efecto f2=0.18 con una potencia estadística de .99 y un nivel de significación α=.05 en un modelo de ecuaciones estructurales (SEM) con dos variables latentes y 11 variables observadas. Un total de 577 estudiantes (28.3% mujeres; 71.2% varones; 0.5% otro) han participado en el estudio, procedentes de la Facultad de Deportes, Campus Tijuana, de la Universidad Autónoma de Baja California, con edades comprendidas entre los 17 y los 50 años (M=21.38, DT=3.45). La población total objeto de estudio (N), es decir, el conjunto de estudiantes de la Facultad de Deportes del Campus Tijuana, asciende a 756 personas (según datos institucionales de transparencia), lo que representa una tasa de participación del 76%. Por tanto, la muestra se considera representativa, con un nivel de confianza del 99% y un margen de error del 2.62%. El tamaño muestral cumple con el criterio de Carretero-Dios y Pérez (2005) que establece la necesidad de contar con al menos diez participantes por ítem para realizar un análisis factorial confirmatorio (AFC). No se han registrado valores perdidos en las respuestas incluidas en el estudio. Además de la muestra total, se han descartado cuatro cuestionarios por no contar con el consentimiento correspondiente para participar en la investigación.
InstrumentosClima Motivacional en la Educación (CME). Se ha utilizado la escala elaborada por Granero-Gallegos y Carrasco-Poyatos (2020), a partir de la versión original de Stornes y Bru (2011), adaptada al contexto universitario mexicano. La escala está compuesta por dos factores correlacionados: el clima implicado en la tarea (cuatro ítems; por ejemplo, “El profesor espera que aprendamos nuevas habilidades y adquiramos nuevos conocimientos y capacidades”) y el clima implicado en el ego (tres ítems; por ejemplo, “El profesor presta más atención a los estudiantes que tienen éxito”), según la percepción del alumnado. Las respuestas se recogen mediante una escala tipo Likert de 5 puntos, que oscila entre 1=Totalmente en desacuerdo y 5=Totalmente de acuerdo.
ProcedimientoEl objetivo de la investigación ha sido presentado inicialmente en una reunión con los tres subdirectores y el director general de la Facultad de Deportes del Campus Tijuana de la Universidad Autónoma de Baja California (México). Una vez obtenida la aprobación para llevar a cabo el estudio, se celebra un encuentro presencial con las personas participantes en el aula de informática de la institución, en marzo de 2022. Durante dicha sesión, se explica cómo cumplimentar los formularios en línea, y se les informa de la importancia del estudio y de que sus respuestas son confidenciales. Se les solicita que respondan con sinceridad, recordándoles que no existen respuestas “correctas” o “incorrectas” y que pueden retirarse del estudio en cualquier momento si así lo desean. Todas las personas participantes han otorgado su consentimiento previo para que sus respuestas sean utilizadas en esta investigación. El protocolo de estudio ha sido aprobado por el Comité de Bioética de la Universidad de Almería (Ref: UALBIO2023/001).
Riesgo de sesgosEste estudio ha empleado un método de muestreo por conveniencia, lo que implica que la selección del alumnado participante no ha sido aleatoria. Asimismo, se ha mantenido el enmascaramiento entre las personas participantes y los investigadores responsables del procesamiento y análisis de los datos. Para minimizar el sesgo de selección, toda la comunicación con el alumnado se ha realizado de forma presencial, y la participación ha sido completamente voluntaria.
Análisis estadísticosLos datos estadísticos descriptivos de cada ítem se han calculado con el software SPSS v.29 (IBM, Chicago, IL, USA), y la estructura factorial original de la escala CME se ha evaluado mediante un AFC con AMOS v.29. En el AFC se han tenido en cuenta los valores del coeficiente de Mardia, y los análisis se han realizado utilizando el método de máxima verosimilitud (ML) y bootstrapping de 5000 iteraciones (Kline, 2023). Para la interpretación de las cargas factoriales estandarizadas se han considerado aceptables los valores superiores a .50 (Hair et al., 2019). El AFC se ha efectuado atendiendo a diversos índices de bondad de ajuste: razón χ2/gl (relación chi-cuadrado con grados de libertad), CFI (Índice de Ajuste Comparativo), TLI (Índice Tucker–Lewis), RMSEA (Raíz del Error Cuadrático Medio de Aproximación) con intervalo de confianza (IC) del 90%, y SRMR (Raíz Estándar del Residuo Cuadrático Medio). Para la razón χ2/gl, se han considerado excelentes los valores <2.0 (Tabachnick y Fidell, 2019) y aceptables los valores <5.0 (Hu y Bentler, 1999); para el CFI y el TLI, los valores entre .90 y .95 han sido aceptables, y los> .95 se consideran excelentes; en cuanto al RMSEA, los valores <.06 se han considerado excelentes, y los <.10 marginalmente aceptables; para el SRMR, los valores <.06 se consideran excelentes y los <.08 aceptables. La fiabilidad de cada escala se ha evaluado mediante diferentes indicadores: se han estimado el alfa de Cronbach (α), omega de McDonald (ω) y varianza media extraída (AVE). Se han considerado aceptables los valores de fiabilidad superiores a .70 y AVE> .50 (Hair et al., 2019).
ResultadosAnálisis descriptivo, estructura factorial y fiabilidadLa Tabla 1 presenta los datos estadísticos descriptivos de los ítems y los resultados del AFC con los 7 ítems y dos factores correlacionados de la escala CME que, en general, ha mostrado índices de bondad de ajuste aceptables: χ2/gl=5.86, p=.000; CFI=.948; TLI=.917; RMSEA=.092 (IC 90%=.073; .112); SRMR=.078. No obstante, el ítem 6ha obtenido una carga factorial estandarizada de .17, inferior al valor recomendado de> .50, según Hair et al. (2019). Tras descartar el ítem 6, los índices de bondad de ajuste del modelo han resultado excelentes: χ2/gl=1.27, p=.258; CFI=.998; TLI=.996; RMSEA=.022 (IC 90%=.000; .059); SRMR=.017. Los valores de fiabilidad han sido los siguientes: clima implicado en la tarea (F1), ω=.83, α=.83, AVE=.55; clima implicado en el ego (F2), ω=.79, α=.78, AVE=.66. La correlación entre factores ha sido de –.16.
Estadísticos descriptivos de los ítems y análisis factorial confirmatorio del CME
| CFA | ||||||
|---|---|---|---|---|---|---|
| Items | M | DT | Q1 | Q2 | F1 (λ) | F2 (λ) |
| (1) El/la profesor/a espera que aprendamos nuevas habilidades y obtengamos nuevos conocimientos y habilidades. | 4.29 | 0.90 | -1.45 | 2.19 | .71 | |
| (3) El/la profesor/a se involucra para ampliar nuestra comprensión de los contenidos de la asignatura. | 4.16 | 0.89 | -1.09 | 1.25 | .74 | |
| (5) El/la profesor/a anima a los estudiantes a practicar habilidades con las que aún no han tenido éxito. | 3.94 | 1.08 | -.94 | 0.30 | .71 | |
| (7) La mejora es importante para cada estudiante. | 4.24 | 0.98 | -1.28 | 1.11 | .81 | |
| (2) El/la profesor/a solo tiene en cuenta a los estudiantes con mejor rendimiento. | 2.47 | 1.26 | 0.43 | -0.78 | .89 | |
| (4) El/la profesor/a presta más atención a los estudiantes con éxito. | 1.27 | 1.27 | 0.13 | -0.97 | .71 | |
| (6) El/la profesor/a anima a los estudiantes a superar a los demás. | 3.08 | 1.27 | -0.18 | -0.92 | .17 | |
Nota. M=Media; DT=Desviación típica; Q1=Asimetría; Q2=Curtosis; F1=Clima implicado en la tarea (orientado al dominio); F2=Clima implicado en el ego (orientado al rendimiento); λ=Cargas factoriales estandarizadas.
El diseño de la investigación ha sido de tipo descriptivo, transversal y observacional. La muestra seleccionada está compuesta por estudiantes matriculados en el Grado en Actividad Física y Deporte de la Facultad de Deportes de los tres campus de la Universidad Autónoma de Baja California (Ensenada, Mexicali y Tijuana; México). Los criterios de inclusión han exigido estar matriculado en dicho programa en esa universidad; los criterios de exclusión han incluido la negativa a otorgar el consentimiento para el uso de sus datos en este estudio y la entrega de un formulario de recogida de datos incompleto. Se ha realizado un análisis a priori para determinar el tamaño muestral necesario utilizando un modelo de ecuaciones estructurales (SEM) con seis variables latentes y 23 variables observables. Este análisis se ha llevado a cabo con el software Free Statistics Calculator v. 4.0 (Soper, 2024), el cual ha estimado un mínimo de 1164 participantes necesarios para detectar tamaños del efecto f2=.166 con una potencia estadística de .99 y un nivel de significación α=.05 en un modelo SEM con seis variables latentes y 23 observadas. En total han participado 1.164 estudiantes en el estudio (30.0% mujeres; 69.6% varones; 0.4% otro), procedentes de los tres campus de la Facultad de Deportes de la Universidad Autónoma de Baja California (19.8% Campus Ensenada; 30.7% Campus Mexicali; 49.6% Campus Tijuana), con edades comprendidas entre los 17 y los 50 años (M=21.21, DT=3.26). No se han registrado valores perdidos en las respuestas incluidas en el estudio. Además de la muestra total, se han descartado 29 cuestionarios por estar mal cumplimentados y 14 por falta de consentimiento por parte de los participantes.
InstrumentosEstilo Interpersonal Docente en Educación Superior (EIDES). Se ha utilizado la escala adaptada al contexto mexicano por Espinoza-Gutiérrez et al. (2024) y validada en español por Granero-Gallegos, Hortigüela-Alcalá et al. (2021). La escala se compone de dos factores correlacionados que miden la percepción del alumnado sobre el apoyo a la autonomía por parte del profesorado (cinco ítems; por ejemplo: “Mi profesor considera importante que nuestra participación en clase sea verdaderamente auto-motivada”) y su percepción del estilo controlador del profesorado (seis ítems; por ejemplo: “Mi profesor presta menos atención a los estudiantes que no le agradan”). Las respuestas se recogen mediante una escala Likert de 5 puntos que oscila entre 1=Totalmente en desacuerdo y 5=Totalmente de acuerdo.
CME. Descrito en el estudio 1.Autoconcepto Académico (AA). Se ha empleado la escala adaptada al contexto mexicano por Espinoza-Gutiérrez et al. (2024) y validada en español por Granero-Gallegos, Baena-Extremera et al. (2021). La escala consta de dos factores correlacionados que miden el esfuerzo académico (tres ítems; por ejemplo: “Estudio mucho para mis exámenes”) y la confianza académica (tres ítems; por ejemplo: “Si me esfuerzo, creo que puedo sacar mejores notas”) del alumnado. Las respuestas se recogen mediante una escala Likert de 7 puntos que oscila de 1=Totalmente en desacuerdo a 7=Totalmente de acuerdo.
ProcedimientoEl mismo procedimiento que en el estudio 1.
Riesgo de sesgoEl mismo procedimiento que en el estudio 1.
Análisis estadísticoSe ha llevado a cabo un análisis descriptivo y correlacional de las distintas variables. Dado que la invariancia factorial de la escala CME no ha sido demostrada previamente en el contexto mexicano, se ha analizado su invariancia por género utilizando la estimación MLR. Para cada uno de los dos factores de la escala se han estimado cuatro modelos progresivamente más restrictivos: (1) invariancia configural; (2) invariancia débil (es decir, invariancia de las cargas factoriales y cargas cruzadas); (3) invariancia fuerte (es decir, invariancia de cargas factoriales, cargas cruzadas e interceptos); y (4) invariancia estricta (es decir, invariancia de cargas factoriales, cargas cruzadas, interceptos y errores). En relación con la invariancia de medida, los modelos anidados se han comparado considerando los cambios (Δ) en los índices de bondad de ajuste (es decir, aumentos del RMSEA ≥ .015 o disminuciones del CFI y TLI ≥ .010 indican falta de invariancia) (Chen, 2007). Debido a la ausencia de normalidad en la distribución de las variables, se ha aplicado la prueba U de Mann-Whitney para analizar las diferencias (contrastes por pares) en función del género (variable de agrupación). Estos análisis se han realizado con SPSS v.29 (IBM, Chicago, IL, USA).
El modelo factorial de cada instrumento se ha evaluado por separado mediante un AFC, utilizando el método de máxima verosimilitud (ML) y un procedimiento de bootstrapping con 5000 iteraciones (Kline, 2023) con el software AMOS v.29. Para el AFC, se han empleado los mismos índices de bondad de ajuste que en el estudio 1 (χ2/gl, CFI, TLI, RMSEA, SRMR). Asimismo, al igual que en el estudio 1, la consistencia interna de cada escala se ha calculado mediante tres parámetros: α, ω y AVE. Finalmente, las relaciones predictivas hipotetizadas del estilo interpersonal docente sobre el autoconcepto académico, con mediación del clima motivacional académico (implicado en el rendimiento y la eficacia), se han verificado a través de un modelo SEM con variables latentes. Los campus de procedencia del alumnado se han introducido como covariables. Para evaluar el ajuste del modelo SEM se han utilizado los mismos índices de ajuste previamente referidos (χ2/gl, CFI, TLI, RMSEA, SRMR). Dado que los resultados han evidenciado no normalidad en los datos (coeficiente de Mardia=122.30), se ha empleado el método ML junto con el procedimiento de bootstrapping con 5000 remuestras (Kline, 2023). Los efectos directos e indirectos se han estimado siguiendo los criterios de Shrout y Bolger (2002) de modo que los efectos indirectos (es decir, mediados) y sus intervalos de confianza (IC) del 95% se han calculado mediante bootstrapping. Un efecto indirecto se ha considerado significativo (p <.05) si su IC del 95% no incluía el valor cero. Asimismo, se ha utilizado el coeficiente R2 para representar el tamaño del efecto (TE) con el objetivo de facilitar la interpretación de los resultados, ya que permite estimar el grado de influencia de los predictores al cuantificar el porcentaje de varianza explicada de la variable dependiente (Domínguez-Lara, 2017). Los puntos de corte para los tamaños del efecto han sido: .02 (pequeño), .13 (medio) y .26 (grande) (Cohen, 1992). Además, se han calculado intervalos de confianza (IC 95%) para asegurar que ningún valor de R2 fuera inferior a .02, considerado como valor mínimo para su interpretación.
ResultadosResultados preliminaresLa Tabla 2 muestra los datos estadísticos descriptivos y las correlaciones entre las variables incluidas en el estudio.
Estadísticos descriptivos y correlación entre variables
| Variable | Rango | M | DT | Q1 | Q2 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 |
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 1. Autonomy support | 1-5 | 3.97 | 0.78 | -0.68 | 0.39 | -.23** | .44** | -.04 | .41** | .36** |
| 2. Controlling style | 1-5 | 2.17 | 1.02 | 0.77 | -0.67 | -.28** | .43** | -.15** | -.13** | |
| 3. Task-involving climate | 1-5 | 4.17 | 0.78 | -1.37 | 2.37 | -.09* | .27** | .27** | ||
| 4. Ego-involving climate | 1-5 | 2.73 | 0.96 | 0.16 | -0.46 | .01 | -.01 | |||
| 5. Academic confidence | 1-7 | 5.76 | 1.07 | -.0.87 | 0.52 | .60** | ||||
| 6. Effort perseverance | 1-7 | 5.08 | 1.17 | -0.38 | 0.02 |
Nota. **La correlación es significativa al nivel .01; M=Media; DT=Desviación típica; Q1=Asimetría; Q2=Curtosis.
La invariancia del CME se ha analizado en función del género (hombres=810; mujeres=349), a partir del modelo de AFC, cuyos resultados se muestran en la Tabla 3. Cabe señalar que las escalas EID y AA han demostrado ser invariantes para estudiantes universitarios mexicanos (Espinoza-Gutiérrez et al., 2024). Comenzando con un modelo de invariancia configural (M0), se han añadido progresivamente restricciones de invariancia sobre las cargas factoriales (es decir, invariancia débil, M1), los interceptos (invariancia fuerte, M2) y las varianzas residuales (invariancia estricta). Los valores obtenidos para estos modelos restrictivos han resultado aceptables, salvo en el caso de la invariancia estricta, ya que los valores del CFI y del TLI han quedado fuera de los puntos de corte establecidos. Ninguno de los modelos de invariancia ha superado los valores umbral recomendados para el RMSEA (Δ> .015), el CFI (Δ> .01) y el TLI (Δ> .01); véase Tabla 3.
Prueba de invarianza según el género para la escala de CME
| Modelos | χ2 | gl | RMSEA [90% IC] | CFI | TLI | ΔRMSEA | ΔCFI | ΔTLI |
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 1. Invariancia Configural | 65.520* | 16 | .052 [.039-.065] | .979 | .960 | |||
| 2. Invariancia Débil | 72.125* | 20 | .047 [.036-.060] | .978 | .967 | .005 | .001 | -.007 |
| 3. Invariancia Fuerte | 81.504* | 26 | .043 [.033-.054] | .976 | .973 | .004 | .002 | -.006 |
| 4. Invariancia Estricta | 101.034* | 35 | .040 [.031-.050] | .972 | .976 | .003 | .004 | -.003 |
Nota. χ2=Chi-cuadrado; gl=grados de libertad; RMSEA=raíz del error cuadrático medio de aproximación; IC 90%=intervalo de confianza del 90% para el RMSEA; CFI=índice de ajuste comparativo; TLI=índice Tucker–Lewis; *p <.05.
Tras confirmar que los datos de este estudio no siguen una distribución normal, se ha aplicado la prueba U de Mann-Whitney para analizar si existen diferencias en función del género (véase Tabla 4). Se han encontrado diferencias significativas en tres de las variables analizadas. Los hombres muestran niveles más altos de estilo controlador y clima implicado en el ego, mientras que las mujeres alcanzan puntuaciones más elevadas en la perseverancia del esfuerzo.
Resultados en función del género
| Subescalas | Mujer | Hombre | U | Z | p | ||
|---|---|---|---|---|---|---|---|
| M | DT | M | DT | ||||
| 1. Apoyo a la autonomía | 3.99 | 0.79 | 3.96 | 0.77 | 137056.500 | -0.824 | .410 |
| 2. Estilo controlador | 1.95 | 0.93 | 2.27 | 1.04 | 115509.000 | -4.962 | <.001 |
| 3. Clima a la tarea | 4.23 | 0.77 | 4.16 | 0.79 | 132573.000 | -1.694 | .090 |
| 4. Clima al ego | 2.62 | 0.99 | 2.78 | 0.94 | 126588.500 | -2.838 | .005 |
| 5. Confianza académica | 5.81 | 1.06 | 5.75 | 1.06 | 136205.000 | -0.992 | .321 |
| 6. Perseverancia al esfuerzo | 5.24 | 1.12 | 5.02 | 1.17 | 125964.500 | -2.954 | .003 |
Nota. M=Media; DT=Desviación típica; U=Prueba U de Mann-Whitney; Z=Curtosis.
Dado que se han encontrado diferencias significativas en tres de las variables del estudio en función del género (véase Tabla 4), se ha llevado a cabo un análisis multigrupo (es decir, hombres y mujeres) de ecuaciones estructurales con variables latentes (Figura 2), con el objetivo de analizar el efecto de la percepción del estilo interpersonal docente (apoyo a la autonomía y estilo controlador) sobre el autoconcepto académico (confianza y esfuerzo), mediado por el clima motivacional (clima implicado en la tarea y clima implicado en el ego). El modelo se ha controlado por la variable “campus de procedencia” del alumnado. El SEM ha mostrado valores de ajuste adecuados: χ2/gl=2.40, p <.001; CFI=.93; TLI=.92; RMSEA=.035 (IC 90%=.032; .037; pclose=1.000); SRMR=.054. Como se muestra en la figura 2, el modelo para los hombres ha alcanzado una varianza explicada del 41% para el clima implicado en el ego, 35% para el clima implicado en la tarea, 29% para la confianza académica y 24% para la perseverancia en el esfuerzo. En el grupo de mujeres, el modelo ha explicado un 29% de la perseverancia en el esfuerzo, 28% del clima implicado en la tarea, 26% de la confianza y 15% del clima implicado en el ego.
Asociaciones predictivas del estilo interpersonal docente con el autoconcepto académico mediadas por el clima motivacional en hombres (arriba) y mujeres (abajo).
Nota. El ICBC del 95% se indica entre paréntesis; *p <.01; p <.05. R2=Varianza explicada; IC=Intervalo de confianza. Las flechas discontinuas representan relaciones no significativas.
Tal como se observa en la figura 2, existe una relación directa, positiva y significativa entre el apoyo a la autonomía y las dos variables del autoconcepto académico (confianza y esfuerzo), aunque dicha relación es más fuerte en el grupo femenino en ambos casos. En ninguno de los modelos resulta significativa la relación directa entre el apoyo a la autonomía y el clima implicado en el ego, mientras que la relación directa entre el apoyo a la autonomía y el clima implicado en la tarea es positiva y significativa en ambos grupos (hombres y mujeres), aunque más alta entre los varones. Por otro lado, el estilo controlador no predice significativamente ni la confianza ni el esfuerzo en ninguno de los grupos, mientras que predice de forma significativa y negativa el clima implicado en la tarea, y de forma positiva el clima implicado en el ego, siendo esta última relación más alta entre los hombres. En cuanto a las relaciones directas y significativas de las variables del clima motivacional, solo el clima implicado en la tarea se relaciona positiva y significativamente con la confianza y el esfuerzo en el modelo masculino, mientras que dichas relaciones no resultan significativas en el grupo femenino. Así, resulta destacable que únicamente entre los hombres el clima implicado en la tarea ejerza un efecto mediador positivo y significativo entre el estilo interpersonal docente y las variables del autoconcepto académico (confianza y esfuerzo). En el grupo masculino, el clima implicado en la tarea muestra efectos indirectos significativos entre el apoyo a la autonomía y la confianza académica (β=.10; IC 95%=.05, .14; p=.035), así como con la perseverancia en el esfuerzo (β=.09; IC 95%=.02, .12; p=.006), aumentando también el efecto total entre dichas variables (confianza, β=.51; IC 95%=.37, .61; p <.001; esfuerzo, β=.44; IC 95%=.32, .53; p <.001). Se demuestra, por tanto, que en el caso de las mujeres, la confianza y el esfuerzo solo mejoran cuando perciben apoyo a la autonomía por parte del profesorado, mientras que en los hombres este efecto predictivo se ve potenciado por la mediación de un clima de aula implicado en la tarea.
DiscusiónEl objetivo del estudio 1ha sido analizar las propiedades psicométricas de la escala de CMA adaptada al alumnado universitario mexicano, mientras que el estudio 2ha examinado su efecto mediador entre el estilo interpersonal docente y la confianza y el esfuerzo académico, considerando la variable género. Esta investigación contribuye a la literatura científica al validar la escala CMA en el contexto universitario mexicano, obteniendo índices de ajuste aceptables y similares a los de la versión española en términos de validez y fiabilidad (Granero-Gallegos y Carrasco-Poyatos, 2020). No obstante, es probable que no se haya alcanzado plenamente la equivalencia cultural del ítem eliminado correspondiente al clima implicado en el ego en la adaptación española al contexto mexicano. Por tanto, futuras investigaciones deberían revisar y ajustar este ítem para garantizar que represente de forma válida y fiable el constructo de clima motivacional orientado en el ego. Este instrumento puede servir de apoyo en investigaciones futuras centradas en la mejora del bienestar académico a través del profesorado y los entornos de aula (Hoyo-Guillot y Ruiz-Montero, 2023), y potencialmente contribuir a reducir la alta tasa de abandono en la universidad mexicana (Álvarez-Pérez y López-Aguilar, 2021).
El estudio 2 destaca la importancia de considerar el género del alumnado, ya que el estilo interpersonal del profesorado y el clima de aula pueden influir de forma diferente en la confianza académica y la perseverancia de hombres y mujeres. Los resultados han mostrado que los estudiantes varones han percibido con mayor frecuencia un estilo docente más controlador y climas motivacionales orientados al rendimiento. Resultados similares han sido reportados por D’Lima et al. (2014) en relación con climas implicados en el ego, y por Huéscar-Hernández et al. (2017) en cuanto a estilos controladores. Esto podría explicarse por la mayor proporción de hombres en la muestra, lo que podría haber llevado al profesorado a asumir que los climas implicados en el ego son más motivadores para los varones, promoviendo la competitividad y generando diferencias de género en las experiencias de aprendizaje (Baños, Ortiz-Camacho et al., 2018). Dichos entornos pueden reforzar roles de género estereotipados, con diferencias consecuentes en la confianza y el esfuerzo académico (Stein et al., 2014). El profesorado podría emplear estilos más controladores que fomenten la competencia mediante recompensas y castigos, esperando que el alumnado se esfuerce más (Baños et al., 2017), aunque esto puede afectar negativamente a la motivación (Ryan y Deci, 2020) o, incluso, derivar en problemas psicosomáticos de salud (Bergh y Giota, 2022). En contraste, las estudiantes muestran niveles significativamente más altos de esfuerzo académico, posiblemente debido a la estructura patriarcal persistente en México, que obliga a las mujeres a esforzarse más para obtener resultados equivalentes (Rodríguez y Ceballos, 2022), en línea con lo observado por Deveci (2018).
El análisis SEM ha implicado dos modelos diferenciados, uno para hombres y otro para mujeres, lo cual resulta especialmente relevante, ya que el profesorado puede influir de manera distinta en la motivación del alumnado en función de la disciplina académica (Granero-Gallegos, López-García et al., 2023a; 2023b). Sin embargo, no se han encontrado estudios previos que ofrezcan resultados diferenciados por género, lo que constituye una de las principales aportaciones de la presente investigación. Los resultados del SEM muestran que el apoyo a la autonomía predice positivamente la confianza y el esfuerzo académico en ambos géneros, con un efecto más pronunciado en el caso de las mujeres, quienes parecen requerir en mayor medida sentirse apoyadas en su autonomía para potenciar dichos resultados. No obstante, solo en el modelo masculino el clima implicado en la tarea ha funcionado como variable mediadora entre el estilo docente y los resultados académicos. Esto indica que, más allá del apoyo a la autonomía, los estudiantes varones también necesitan entornos de aula orientados al dominio para fortalecer su confianza y esfuerzo académico.
Aunque no se han hallado estudios previos que examinen este modelo de mediación con diferencias por género, otras investigaciones sí han confirmado la importancia del clima motivacional como variable mediadora entre los estilos docentes y los resultados tanto cognitivos (Jiang y Zhang, 2021), como conductuales (Granero-Gallegos, Hortigüela-Alcalá et al., 2021; López-García et al., 2022), en el contexto universitario. Esto refuerza la idea de que la confianza y el esfuerzo académico se ven influenciados por las experiencias de aprendizaje y las interacciones con el profesorado (Pekrun y Stephens, 2015; Shavelson et al., 1976). En este sentido, los docentes que ofrecen apoyo a la autonomía pueden generar entornos orientados al desarrollo de habilidades y la superación personal del alumnado (Manzano-Sánchez et al., 2023), y también suelen contar con mayores recursos pedagógicos y una mayor eficacia docente (Rubie-Davies et al., 2012).
El estilo controlador predice negativamente el clima implicado en la tarea y positivamente el clima implicado en el ego en ambos géneros, siendo esta asociación más fuerte en el grupo masculino. Estos hallazgos coinciden con la literatura previa (Barlow y McCann, 2019; Granero-Gallegos, Hortigüela-Alcalá et al., 2021; López-García et al., 2022). La mayor asociación entre climas implicados en el ego y los estudiantes varones podría reflejar procesos tradicionales de socialización de género, donde a los hombres se les anima con mayor frecuencia a competir, compararse y obtener reconocimiento superando a sus pares (Duda y Ntoumanis, 2003). Este tipo de entornos tiende a enfatizar las recompensas externas, la comparación entre iguales y el miedo al fracaso, factores que pueden generar ansiedad, reducir la motivación intrínseca e incluso provocar el desapego hacia el aprendizaje (Ames, 1992; Papaioannou, 2007). En el contexto de la Educación Física, este clima puede generar una presión añadida para rendir, especialmente entre quienes tienen una percepción baja de su competencia, lo cual puede hacer que se sientan marginados o infravalorados. Los resultados sugieren que, aunque los climas implicados en el ego pueden estimular un esfuerzo puntual en algunos estudiantes, no favorecen una motivación sostenible ni una confianza académica sólida, especialmente si se comparan con los climas implicados en la tarea, que fomentan la mejora personal y la satisfacción interna. Por tanto, aunque la presencia de climas implicados en el ego en las experiencias de los estudiantes varones sea destacable, también plantea preocupaciones sobre el coste educativo a largo plazo de depender de dinámicas competitivas y de alta presión en el aula. En este contexto, un estilo controlador limita aún más la expresión verbal, emocional y conductual del alumnado, comprometiendo su confianza (Granero-Gallegos et al., 2022) y aumentando la desafección (Patall et al., 2018). En consecuencia, el profesorado con tendencias controladoras puede llegar a diseñar entornos de aprendizaje centrados en las calificaciones, la comparación y la validación externa de la competencia (Reeve et al., 2019), características que suelen estar presentes en docentes con escasa adaptabilidad didáctica (Rubie-Davies et al., 2012).
Deben reconocerse varias limitaciones en esta investigación, como la falta de control sobre el género del profesorado y su posible influencia en el estilo interpersonal y el clima de aula. Debido al carácter transversal del estudio, no es posible establecer la direccionalidad de las asociaciones observadas, por lo que cualquier interpretación causal debe evitarse. Otras limitaciones incluyen el muestreo no aleatorio y el posible sesgo de deseabilidad social asociado al uso de autoinformes. No obstante, este estudio también presenta fortalezas, como su relevancia oportuna en el contexto de la sociedad mexicana y la amplia muestra de estudiantes universitarios de Educación Física procedentes de tres campus (Ensenada, Mexicali y Tijuana; México).
En conclusión, la escala CME ha demostrado ser una herramienta válida y fiable para su uso con estudiantes universitarios mexicanos de ambos géneros (hombres y mujeres). Los hallazgos ponen de relieve que un estilo docente basado en el apoyo a la autonomía se asocia con mayores niveles de confianza y esfuerzo académico, especialmente en las mujeres, mientras que los varones parecen beneficiarse especialmente de climas implicados en la tarea. Por el contrario, los estilos controladores se han relacionado con una menor confianza y esfuerzo académico, lo que sugiere que su uso puede resultar contraproducente. Desde una perspectiva práctica, este estudio subraya la importancia de promover estrategias docentes que apoyen la autonomía y climas de aula orientados a la tarea dentro de los programas de formación en Educación Física. Por tanto, resulta esencial fortalecer la formación inicial del profesorado, dotando al cuerpo docente de estrategias para implementar metodologías y estilos de enseñanza diversos que hayan demostrado mejorar el entorno de aprendizaje (Hoyo-Guillot y Ruiz-Montero, 2023; Lobo-de-Diego et al., 2024; Valldecabres y López, 2024). Asimismo, es necesario prevenir la creación de entornos estereotipados por género, los cuales podrían afectar al compromiso y al esfuerzo académico del alumnado. Evitar suposiciones de género en la gestión del aula puede contribuir a mejorar el rendimiento, la confianza y la motivación estudiantil (Stein et al., 2014).
El alumnado formado bajo estilos docentes controladores y climas implicados en el ego podría reproducir posteriormente estos mismos entornos al ejercer como docentes con estudiantes más jóvenes. Por tanto, futuras investigaciones deberían: (a) realizar un seguimiento de estos estudiantes en su etapa profesional para analizar cómo se perciben sus climas de aula; (b) estudiar el género del profesorado actual y su relación con el clima de aprendizaje; y (c) diseñar estudios experimentales centrados en la implementación de climas implicados en la tarea para determinar su impacto en la confianza y la perseverancia académica del alumnado.
FinanciaciónFinanciación de los costes de publicación en acceso abierto: Universidad de Granada/CBUA. La financiación para los costos de publicación en acceso abierto ha sido proporcionada por la Universidad de Granada/CBUA.
Asimismo, este artículo se vincula a una estancia de investigación realizada por el Dr. Raúl Fernández Baños en la Universidad Autónoma de Baja California (9 de noviembre de 2023-21 de noviembre de 2023), bajo la supervisión del Prof. Roberto Espinoza Gutiérrez. Dicha estancia de investigación fue financiada mediante la Resolución del Vicerrectorado de Investigación y Transferencia, que publicó el acuerdo del Consejo de Gobierno de fecha 26 de enero de 2024, por el que se aprobó de forma definitiva el programa “Participación en Congresos Internacionales y Reuniones Científico-Técnicas” en el marco del Plan de Investigación 2023 de la Universidad de Granada.
