Escala de Evaluación de la Autorregulación del Aprendizaje a partir de Textos (ARATEX-R)

Resumen

Los diferentes modelos de aprendizaje autorregulado proponen que este se desarrolla en tres fases (pensar antes, pensar durante, pensar después) y que se aplica a las diferentes áreas (cognitiva, motivacional, emocional, conductual). El objetivo de este trabajo fue analizar la validez estructural de un nuevo instrumento de evaluación del aprendizaje autorregulado (la Escala de Evaluación de la Autorregulación del Aprendizaje a partir de Textos, ARATEX), elaborado según esta teoría. Los resultados derivados de los análisis factoriales confirmatorios apoyan una versión reducida de dicha escala, con una estructura factorial jerárquica organizada por áreas o dimensiones (cognición, motivación, planificación, evaluación, gestión del ambiente) más que por fases (antes, durante, después), y un factor general de autorregulación como factor único de segundo nivel. Los resultados se discuten con referencia a la teoría propuesta por Paul Pintrich.

Abstract

The different models of self-regulated learning suggest that it develops in three phases (think before, think for, think later), and applied to different areas (cognitive, motivational, emotional, behavioral). The aim of this study was to analyze the structural validity of a new assessment tool of self-regulated learning (Assessment Inventory of Self-Regulated Learning from Texts −ARATEX), developed based on this theory. The results from confirmatory factor analysis supported a smaller version of that scale, with a hierarchical factor structure organized by areas or dimensions (cognition, motivation, planning, evaluation, environmental management) rather than in stages (before, during, after), and a general factor of self-regulation as the only factor second level. The results are discussed with reference to the theory proposed by Paul Pintrich.

Introducción

En general, los resultados de la investigación existente caracterizan al estudiante universitario exitoso como un estudiante “autorregulado”, señalando que la capacidad de autorregularse tiene un papel fundamental en relación con el éxito y el alto rendimiento en la Universidad (Rodríguez et al., 2014; Weinstein, Husman, y Dierking, 2000; Zimmerman, 2008). Lo que define a los estudiantes como “autorreguladores” de sus aprendizajes no es tanto la utilización aislada de estrategias de aprendizaje, sino su iniciativa personal, su perseverancia en la tarea (Valle et al., 2010) y las competencias exhibidas, independientemente del contexto en el que ocurre el aprendizaje. Estos alumnos focalizan su atención sobre su papel como agentes: son conscientes de que el éxito académico depende sobre todo de su actividad e implicación (Alexander, 2008).

El constructo de aprendizaje autorregulado se relaciona con formas de aprendizaje académico independientes y efectivas que implican metacognición, motivación intrínseca y acción estratégica (Zimmerman y Schunk, 2008). Se define como un proceso activo en el cual los estudiantes establecen los objetivos que guían su aprendizaje intentando monitorizar, regular y controlar su cognición, motivación y comportamiento con la intención de alcanzarlos (Fernández et al., 2013; Rosário et al., 2010a). Hace referencia a una concepción del aprendizaje centrada en los componentes cognitivos, motivacionales y conductuales que proporcionan al individuo la capacidad de ajustar sus acciones y metas para conseguir los resultados deseados teniendo en cuenta los cambios en las condiciones ambientales (Boekaerts y Cascalar, 2006). Y aunque existen diferentes modelos para explicar y conceptualizar el aprendizaje autorregulado, todos tienen rasgos y características similares, y sobre todo defienden el presupuesto básico de que los estudiantes pueden regular activamente su cognición, motivación y comportamiento y, a través de esos procesos autorregulatorios, alcanzar sus objetivos, incrementando su rendimiento y éxito académico (Zimmerman, 2011); es decir, el alumno se convierte en agente tanto de su aprendizaje como de su rendimiento (Rosário et al., 2010b). Además, también comparten una concepción integradora del aprendizaje que recalca la necesidad de conjugar los componentes cognitivos, metacognitivos y afectivo-motivacionales para explicar el aprendizaje y el rendimiento (Pintrich, 2004).

Sin duda, uno de los problemas más desafiantes en el campo de la autorregulación del aprendizaje tiene que ver con su evaluación y los instrumentos disponibles a tal efecto. Fundamentalmente, hoy el reto está en encontrar cómo documentar los componentes de este tipo de aprendizaje (Boekaerts y Corno, 2005; Núñez, González-Pienda, Solano, y Rosário, 2006; Zimmerman, 2008).

Evaluar la autorregulación a través de autoinformes

Zimmerman (2008) reforzó las recomendaciones de Boekaerts y Corno (2005) sobre la importancia de evaluar la autorregulación además de como aptitud, utilizando autoinformes, también como evento, intentando capturar la naturaleza procesual de la autorregulación del aprendizaje (Greene y Azevedo, 2009; Schimtz y Wise, 2006).

No obstante, siendo evidente la necesidad de encontrar medidas más online de la autorregulación que permitan triangular los datos aumentando la fidelidad de las medidas, el autoinforme es el método de medida principalmente utilizado quizás debido a que es relativamente fácil de diseñar, administrar y puntuar (Winne y Perry, 2000), y ello a pesar de los importantes inconvenientes observados con su utilización (Boekaerts y Corno, 2005; Núñez et al., 2006a; Zimmerman, 2008). En este sentido, el LASSI (Learning and Study Strategies Inventory), elaborado por Weinstein, Palmer, y Schulte (1987), y el MSLQ (Motivated Strategies for Learning Questionnaire), de Pintrich, Smith, García, y Mckeachie (1991), son dos de los instrumentos más conocidos, usados y validados en múltiples contextos y culturas. Pero, aunque disponemos de un buen número de tales instrumentos (ACRA, CSRL, EIPEA, ESEAC, LASSI, MSLQ, PALS, SIACEPA, SRSI-SR), la investigación actual está orientada hacia la búsqueda de un instrumento que sea capaz de evaluar la autorregulación según los modelos más actuales propuestos al efecto y centrada en el dominio.

Propósito del estudio

La literatura científica tiene enfatizada la importancia de que las medidas se centren en el dominio y se orienten por modelos teóricos; los cuestionarios de autoinforme de la autorregulación en la Universidad son generalistas evaluando estrategias generales de autorregulación. Siguiendo las recomendaciones de la literatura, se construyó un cuestionario centrado en la lectura de textos, una de las actividades más frecuentes en la vida de los alumnos universitarios. En este sentido, se desarrolló la Escala de Evaluación de la Autorregulación del Aprendizaje a partir de Textos (ARATEX) (Solano, González-Pienda, González-Pumariega, y Núñez, 2004). Esta escala, que inicialmente contó con 110 ítems (Solano, 2006), ha sido elaborada conforme al modelo de Pintrich (2000, 2004), en relación con el aprendizaje autorregulado, a partir del cual se describen las estrategias implicadas en la comprensión y el aprendizaje atendiendo a la autorregulación de las distintas áreas que deben ser tenidas en cuenta, como son la cognición, la motivación, la conducta y el contexto. Además, las estrategias implicadas en cada una de estas áreas se ordenan en función del momento en el que tienen lugar en relación con la tarea: antes, durante y después de la actividad de estudio a partir de un texto (Solano et al., 2004).

A pesar del minucioso e intenso trabajo realizado en cuanto a la eliminación de ítems no fiables y la incorporación de otros alternativos que ocupasen su lugar, los resultados obtenidos en el estudio de los datos aportados por diferentes muestras de estudiantes no han dado apoyo a una “estructura mental” semejante a la esquematizada en el modelo del aprendizaje autorregulado propuesto por Pintrich (2000). Finalmente, a partir de una muestra de 346 estudiantes de varias titulaciones y cursos, y guiados por los resultados de los múltiples análisis estadísticos realizados así como por argumentos teóricos, se ha modificado la escala original obteniendo una versión reducida (de 32 ítems), mucho más parsimoniosa, estadísticamente correcta y teóricamente aceptable (Solano et al., 2005). En esta última versión, ARATEX-R está constituida por cinco dimensiones (o factores de primer orden): cognición, motivación, evaluación, planificación y gestión del contexto. Estudios posteriores de validación han llevado a mantener dicha estructura, aunque la escala ha sido reducida a una versión final de 23 ítems.

El objetivo de la investigación consistió en contrastar, en función de los datos aportados por nuevas muestras de estudiantes universitarios, la estructura de la versión reducida de la escala ARATEX-R. Para ello, la escala ha sido aplicada a dos muestras de estudiantes universitarios, correspondientes a dos cohortes diferentes y de diferentes titulaciones.

Método

Participantes

En el estudio han participado dos muestras de estudiantes universitarios de años académicos diferentes. Inicialmente, en el año 2010, la escala fue cumplimentada por 313 estudiantes universitarios (el 78.6% eran mujeres), de dos titulaciones (Psicología y Magisterio) y de los diferentes cursos de estas. Una año más tarde, la escala se aplicó a una segunda muestra formada por 482 estudiantes (el 71.4% eran mujeres) de los diferentes cursos de varias titulaciones universitarias (Derecho, Químicas, Ingeniería Industrial, Matemáticas, Psicología, Magisterio y Filologías).

Instrumentos

Ambas muestras cumplimentaron la escala ARATEX-R (v. Anexo 1), así como un cuestionario en el que se recoge información sobre edad, sexo, curso, rendimiento académico obtenido en el curso anterior (o media del bachiller, en el caso de los estudiantes de primer curso). Los 23 ítems de la escala ARATEX-R se contestan con base en una escala de tipo Likert que va desde 1 (nunca) hasta 5 (siempre). Teóricamente, los 23 ítems se agrupan en cinco factores interrelacionados, pero con identidad factorial propia.

Procedimiento y análisis estadísticos

El estudio de la estructura de la escala se ha llevado a cabo mediante análisis factoriales confirmatorios (AFC), planteando cuatro modelos posibles y tomando como modelo de referencia el propuesto en los estudios previos a este (Núñez et al., 2006b; Solano et al., 2005). El procedimiento de ajuste de los modelos de ARATEX-R se lleva a cabo mediante el programa estadístico AMOS.18 (Arbuckle, 2009). Para la evaluación del ajuste de los modelos, además del estadístico ji cuadrado y su nivel de probabilidad, se utilizaron dos índices de ajuste absoluto, GFI (the goodness-of-fit-index) y AGFI (adjusted goodness-of-fit-index); un índice de ajuste relativo, CFI (comparative fit index) y PCFI (parsimony comparative fit index), y el RMSEA (root mean square error of approximation). El modelo ajustará bien cuando GFI, AGFI, TLI y CFI > .90, PCFI > .50 y RMSEA ≤ .05.

Los modelos a ajustar fueron los siguientes:

• •

  Modelo 1: La varianza de los 23 ítems de ARATEX-R se encuentra explicada únicamente por un factor general de primer orden, el cual podríamos denominar “autorregulación” (fig. 1).

  
  

  Figura 1.

  Modelo 1 (un factor general que explica la varianza de todos los ítems de ARATEX-R).
• •

  Modelo 2: La varianza de los 23 ítems de ARATEX-R está explicada por tres factores de primer orden que se corresponden con las tres grandes fases del proceso de autorregulación (fig. 2): pensar antes (ítems 1, 2, 7, 8, 9, 15, 16, 22), pensar durante (ítems 3, 10, 11, 12, 17, 18, 19, 20, 21) y pensar después (ítems 4, 5, 6, 13, 14, 23). Las tres dimensiones se encuentran interrelacionadas significativamente.

  
  

  Figura 2.

  Modelo 2 (modelo de tres factores de primer nivel correspondientes a las tres fases de la autorregulación: antes, durante, después).
• •

  Modelo 3: Según los datos aportados por los estudios preliminares, en primer lugar, ARATEX-R estaría definida por una estructura de cinco factores o dimensiones (o áreas de autorregulación), las cuales explicarían una cantidad significativa de varianza correspondiente a los 23 ítems de que está compuesta la escala (fig. 2). En segundo lugar, cada ítem estaría explicado únicamente por uno de los factores: gestión de la planificación (ítems 6, 7, 9, 12, 14, 23), gestión de la cognición (ítems 10, 17, 18, 19, 20, 21), gestión de la motivación (ítems 1, 3, 8, 11, 15), evaluación de la comprensión (ítems 4, 5, 13, 22) y gestión del contexto (ítems 2, 16). En tercer lugar, existirá relación estadísticamente significativa entre las cinco dimensiones.

  
  

  Figura 3.

  Modelo 3 (modelo de cinco factores de primer nivel correspondientes a las dimensiones de la autorregulación [planificación, cognición, motivación, evaluación, gestión del contexto] evaluadas por ARATEX-R).
• •

  Modelo 4: Semejante al modelo 3, este modelo presupone que la intercorrelación entre los cinco factores se debe a que estos se encuentran explicados significativamente por un factor general de segundo orden (fig. 4), y que denominaremos autorregulación general.

  
  

  Figura 4.

  Modelo 4 (modelo de cinco factores de primer nivel, con un factor general de segundo nivel).

Resultados

Análisis preliminares

En la tabla 1 se presentan los datos descriptivos de los 23 ítems de ARATEX-R (medias, desviaciones típicas, asimetría, curtosis) correspondientes a las dos muestras utilizadas en este estudio.

Tabla 1.

Estadísticos descriptivos correspondientes a los ítems de la Escala de Evaluación de la Autorregulación del Aprendizaje a partir de Textos (ARATEX-R)

	Cohorte 2010 (N = 313)				Cohorte 2011 (N = 482)
	M	DT	Asimetría	Curtosis	M	DT	Asimetría	Curtosis
Ítem 1	3.27	1.174	−.290	−.883	3.06	1.233	−.063	−.965
Ítem 2	4.18	.977	−1.174	.759	3.80	1.150	−.700	−.435
Ítem 3	3.05	1.038	−.235	−.498	2.96	1.114	.001	−.735
Ítem 4	3.94	.897	−.530	−.465	4.04	.864	−.682	.135
Ítem 5	3.06	.992	−.089	−.529	3.06	1.027	−.155	−.563
Ítem 6	3.37	1.020	−.494	−.203	3.17	1.147	−.137	−.777
Ítem 7	3.47	1.035	−.320	−.644	3.42	1.171	−.344	−.756
Ítem 8	3.67	1.012	−.604	−.110	3.54	1.053	−.549	−.212
Ítem 9	3.72	.976	−.681	.147	3.64	1.103	−.440	−.581
Ítem 10	3.64	.832	−.247	−.288	3.59	.899	−.545	.280
Ítem 11	3.14	1.027	−.243	−.543	3.20	1.145	−.250	−.715
Ítem 12	3.70	.944	−.681	.138	3.43	1.148	−.416	−.638
Ítem 13	3.12	.943	−.152	−.497	3.15	.978	−.093	−.365
Ítem 14	3.36	.884	−.206	−.278	3.10	.994	−.235	−.446
Ítem 15	3.41	1.003	−.304	−.424	3.33	1.056	−.301	−.445
Ítem 16	4.46	.759	−1.524	2.639	4.38	.916	−1.752	3.088
Ítem 17	3.33	.970	−.368	−.443	3.14	1.044	−.153	−.571
Ítem 18	4.04	.778	−.720	.926	3.93	.879	−.545	−.180
Ítem 19	4.26	.695	−.750	.652	4.12	.857	−.901	.729
Ítem 20	4.05	.793	−.784	.946	3.95	.912	−.682	.052
Ítem 21	3.89	.906	−.564	−.157	3.81	.901	−.386	−.364
Ítem 22	2.96	.990	−.003	−.443	2.95	.978	−.052	−.407
Ítem 23	3.42	.877	−.284	−.163	3.20	.967	−.278	−.250

Nota: escala de medida (mínimo = 1, máximo = 5).

Los datos obtenidos indican que, salvo alguna excepción, los valores se encuentran dentro de los criterios considerados como razonables teniendo en cuenta el tipo de instrumento utilizado (autoinforme) así como la escala de medida (ordinal). En concreto, únicamente el ítem 16 presenta una curtosis mayor de 1 en ambas muestras. El resto de ítems muestran valores menores que 1.

Tomando como referencia la estructura teórica se calcularon, en función de las dos muestras, los coeficientes de fiabilidad para la escala total y para cada una de las cinco dimensiones, siendo muy semejantes los coeficientes de consistencia interna para las dos muestras. En concreto, para la escala total (23 ítems), se obtienen índices de .867 y .881. Atendiendo, a cada una de las cinco dimensiones: cognición (6 ítems) .811 y .800; motivación (5 ítems) .768 y .786; planificación (6 ítems) .776 y .795; evaluación (4 ítems) .726 y .659; gestión del contexto (2 ítems) .592 y .539. Por tanto, teniendo en cuenta el número de ítems de cada dimensión, los índices de consistencia interna son aceptables, excepto en el caso de la dimensión “gestión del contexto” que aporta índices algo bajos (aunque también se debería tener en cuenta que dicho índice ha sido calculado únicamente a partir de dos ítems).

Se han llevado a cabo análisis de varianza para determinar si las variables edad y sexo conllevan diferencias significativas en las dimensiones de la escala, obteniéndose que la edad no muestra efectos significativos, aunque sí se obtienen para la variable sexo (en ambas muestras). No obstante, si atendemos al valor de η_p² (.059 y .077, para ambas muestras), y teniendo en cuenta el criterio de Cohen para juzgar el tamaño del efecto, debemos concluir que tales diferencias no son significativas a nivel práctico. En consecuencia, el análisis de la estructura de la escala se realizará a partir de las muestras totales.

Análisis de la estructura de ARATEX-R

En la tabla 2 se aportan los resultados del ajuste de los cuatro modelos formulados en las dos muestras de estudiantes universitarios.

Tabla 2.

Estadísticos e índices de ajuste de los modelos contrastados

	Modelo 1	Modelo 2	Modelo 3	Modelo 4	Modelo 4a
Cohorte 2010 (N = 313)
x^2	1063.388	905.434	409.859	414.788	273.654
GL	230	227	220	225	164
x^2 /GL	4.623	3.989	1.863	1.844	1.669
Px2	.000	.000	.000	.000	.000
GFI (AGFI)	.723 (.668)	.769 (.719)	.901 (.876)	.899 (.876)	.923 (.901)
CFI (PCFI)	.600 (.545)	.674 (.605)	.909 (.790)	.909 (.808)	.939 (.811)
RMSEA(LO90-HI90)	.108 (.101-.114)	.098 (.091-.105)	.053 (.045-.060)	.052 (.044-.06)	.046 (.036-.056)
PRMSEA	.000	.000	.287	.329	.730
Cohorte 2011 (N = 482)
x^2	1561.64	1319.636	543.951	566.428	340.484
GL	230	227	220	225	164
χ^2 /GL	6.79	5.813	2.473	2.517	2.076
Px2	.000	.000	.000	.000	.000
GFI (AGFI)	.717 (.661)	.776 (.728)	.904 (.880)	.901 (.878)	.932 (.914)
CFI (PCFI)	.588 (.534)	.662 (.594)	.900 (.782)	.894 (795)	.938 (.810)
RMSEA(LO90-HI90)	.110 (.105-.115)	.100 (.095-.105)	.055 (.049-.061)	.056 (.05-.062)	.047 (.040-.054)
PRMSEA	.000	.000	.066	.039	.727

Modelo 1: un factor general que explica la varianza de todos los ítems del cuestionario.

Modelo 2: tres factores de primer nivel correspondientes a las tres fases de la autorregulación (antes, durante, después).

Modelo 3: cinco factores de primer nivel correspondientes a las dimensiones de autorregulación (planificación, gestión de la cognición, gestión de la motivación, evaluación de la comprensión, gestión del contexto).

Modelo 4: Modelo 3 con un factor general de segundo nivel (autorregulación general) explicando la variabilidad de los cinco factores de primer nivel.

Modelo 4a: Reespecificación del Modelo 4.

AGFI: adjusted goodness-of-fit-index; CFI: comparative fit index; GFI: the goodness-of-fit-index; GL: degrees of freedom; PCFI: parsimony comparative fit index; RMSEA: root mean square error of approximation.

Ajuste de modelos

Como puede observarse en la tabla 3, atendiendo a los criterios indicados previamente para valorar el ajuste de los modelos a examen, el modelo unifactorial (Modelo 1; fig. 1) es el que peor ajuste presenta. Asimismo, el ajuste del Modelo 2 (fig. 2) también es bajo. Sin embargo, el ajuste de los Modelos 3 y 4 (figs. 3 y 4) son aceptables y muy semejantes. Dado que el Modelo 4 es más complejo que el Modelo 3 (tiene una estructura factorial de dos niveles), el índice PCFI nos indica que, dada la mayor complejidad, el ajuste del Modelo 4 es mejor.

Tabla 3.

Varianzas y correlación múltiple al cuadrado correspondientes a la estimación del Modelo 4a para las dos muestras de estudiante universitarios

	Cohorte 2010 (N = 313)				Cohorte 2011 (N = 482)
	Estimación (estandarizado)	SE	CR(p)	R^2	Estimación (estandarizado)	SE	CR(p)	R^2
Gestión de la cognición
Ítem 18	.306	.030	10.284*	.493	.317	.027	11.553*	.589
Ítem 19	.214	.022	9.583*	.554	.275	.025	10.881*	.625
Ítem 20	.160	.026	6.056*	.745	.267	.028	9.664*	.679
Ítem 21	.527	.046	11.430*	.329	.538	.038	14.201*	.331
Gestión de la motivación
Ítem 15	.488	.054	8.965*	.514	.497	.045	11.043*	.554
Ítem 11	.471	.056	8.393*	.552	.652	.055	11.896*	.502
Ítem 08	.661	.062	10.711*	.352	.571	.047	12.144*	.484
Ítem 03	.715	.066	10.849*	.335	.786	.058	13.466*	.366
Ítem 01	.983	.088	11.201*	.284	1.130	.079	14.307*	.255
Evaluación de la comprensión
Ítem 05	.383	.055	6.961*	.609	.490	.052	9.358*	.534
Ítem 13	.347	.050	6.982*	.608	.503	.047	10.686*	.473
Ítem 22	.728	.063	11.549*	.229	.775	.054	14.442*	.175
Gestión de la planificación
Ítem 06	.584	.057	10.240*	.437	.651	.054	12.012*	.504
Ítem 07	.771	.068	11.390*	.227	.928	.067	13.888*	.322
Ítem 09	.574	.054	10.599*	.395	.681	.053	12.820*	.439
Ítem 12	.646	.057	11.419*	.272	.840	.062	13.572*	.361
Ítem 14	.365	.040	9.198*	.532	.569	.044	12.999*	.422
Ítem 23	.517	.047	11.101*	.326	.620	.045	13.779*	.336
Gestión del contexto
Ítem 02	.548	.089	6.167*	.425	.865	.102	8.468*	.345
Ítem 16	.336	.053	6.348*	.415	.609	.058	10.478*	.272
Autorregulación general
Cognición	.188	.032	5.820***	.368	.324	.039	8.392*	.286
Motivación	.401	.067	6.024*	.221	.384	.053	7.285*	.377
Evaluación	.253	.058	4.353*	.576	.144	.047	3.044*	.743
Planificación	.186	.046	4.051*	.590	.327	.053	6.166*	.506
Gestión del contexto	.274	.076	3.585*	.322	.278	.084	3.319*	.388

Estimación (pesos factoriales y coeficientes de regresión). CR = razón crítica (equivalente la t de Student); p = grado de significación estadística; R² = correlación múltiple al cuadrado; SE = error de estimación de los parámetros.

Escala de medida (mínimo = 1, máximo = 5).

* p < .0001.

Reespecificación del Modelo 4

Revisadas las estimaciones de los estadísticos y parámetros correspondientes al Modelo 4 (pesos factoriales, errores de estimación, errores de medidas, índices de modificación), se observa en las dos muestras de estudiantes que tres de los ítems de la escala deberían suprimirse por carecer de fiabilidad y ser explicados mínimamente por sus respectivos factores (ítems 4, 10 y 17; v. Anexo 1). Los resultados aportados por la contrastación de este modelo (tabla 2, Modelo 4a) implican una mejora significativa en el ajuste de este (lo cual ocurre en las dos muestras).

Por tanto, el modelo final propuesto (fig. 5) está compuesto por 20 ítems que son explicados por cinco factores en el primer nivel de la estructura factorial y un factor general en un segundo nivel. Los resultados de la estimación de este modelo se encuentran en la tabla 4 (pesos factoriales, errores estándar y significación estadística) y la tabla 3 (varianzas y cantidad de varianza explicada de cada ítem por cada factor).

Figura 5.

Modelo 4^a (modelo 4 modificado).

Tabla 4.

Valor y significación de los parámetros correspondientes a la estimación del Modelo 4a para las dos muestras de estudiante universitarios

	Cohorte 2010 (N = 313)				Cohorte 2011 (N = 482)
	Estimación (no estandarizado)	Estimación (estandarizado)	SE	CR (p)	Estimación (no estandarizado)	Estimación (estandarizado)	SE	CR (p)
Gestión de la cognición
Ítem 18	1.000	.702			1.000	.767
Ítem 19	.947	.744	.082	11.603*	1.004	.790	.061	16.572*
Ítem 20	1.255	.863	.100	12.590*	1.113	.824	.065	17.072*
Ítem 21	.932	.573	.100	9.316*	.765	.575	.063	12.110*
Gestión de la motivación
Ítem 15	1.000	.717			1.000	.744
Ítem 11	1.062	.743	.101	10.488*	1.031	.708	.076	13.581*
Ítem 08	.835	.593	.094	8.890*	.932	.696	.070	13.386*
Ítem 03	.835	.578	.096	8.692*	.857	.605	.073	11.797*
Ítem 01	.871	.533	.108	8.079*	.791	.505	.080	9.916*
Evaluación de la comprensión
Ítem 05	1.000	.780			1.000	.731
Ítem 13	.950	.780	.089	10.700*	.896	.688	.080	11.222*
Ítem 22	.602	.478	.079	7.647*	.541	.419	.070	7.750*
Gestión de la planificación
Ítem 06	1.000	.661			1.000	.710
Ítem 07	.807	.526	.103	7.847*	.816	.567	.075	10.901*
Ítem 09	.910	.629	.100	9.104*	.897	.663	.072	12.525*
Ítem 12	.729	.521	.094	7.783*	.848	.601	.074	11.493*
Ítem 14	.956	.729	.094	10,146*	.793	.650	.064	12.317*
Ítem 23	.742	.571	.088	8.407*	.689	.580	.062	11.119*
Gestión del contexto
Ítem 02	1.000	.652			1.000	.587
Ítem 16	.768	.645	.152	5.052*	.708	.522	.131	5.398*
Autorregulación general
Planificación	1.000	.768			1,000	,711
Cognición	.639	.607	.105	6.088*	.623	.535	.084	7.385*
Motivación	.651	.470	.126	5.155*	.834	.614	.107	7.806*
Evaluación	1.133	.759	.171	6.620*	1.118	.862	.131	8.518*
Gestión del contexto	.698	.568	.142	4.909*	.726	623	.118	6.137*

Estimación (pesos factoriales y coeficientes de regresión); CR = razón crítica (equivalente la t de Student); p = grado de significación estadística; SE = error de estimación de los parámetros. Escala de medida (mínimo = 1, máximo = 5).

* p < .0001.

Discusión

A partir de dos cohortes de estudiantes, al igual que en otras investigaciones (Watten y Watten, 2012), el objetivo de este estudio fue elaborar y analizar las propiedades psicométricas de un instrumento para evaluar las estrategias de autorregulación del aprendizaje que llevan a cabo los estudiantes universitarios a partir de textos escritos. Disponer de un instrumento de estas características es de suma importancia de cara a obtener datos fiables respecto a la forma en que estudian los alumnos en nuestras universidades y las competencias que poseen para aprender. Tal vez, a partir de este conocimiento se podrían implementar las intervenciones necesarias para dotarles de aquellas competencias fundamentales para su aprendizaje autónomo de las cuales carezcan.

En el estudio se puso a prueba la dimensionalidad del cuestionario ARATEX-R, y los resultados mostraron que este posee un nivel aceptable de validez de constructo así como de fiabilidad, global y por dimensiones.

En relación con el modelo teórico de partida, se constata la necesidad de introducir modificaciones a partir de los resultados sobre la dimensionalidad del cuestionario. Por un lado, no parece que los estudiantes diferencien entre antes, durante y después de estudiar, por lo que detallar las estrategias en función de estos tres momentos no tiene sentido en la práctica. Al respecto, Pintrich (2004) ya señalaba que estas fases constituyen una secuencia general ordenada en el tiempo, pero no jerarquizada ni linealmente estructurada. Este mismo autor constataba que “la evidencia empírica demuestra la dificultad de separar algunas de las fases” (Pintrich, 2004, p. 391).

Por otra parte, en este estudio encontramos agrupaciones de estrategias distintas a la señalada por Pintrich (2000), ya que los análisis muestran como diferentes las dimensiones que se refieren a las estrategias cognitivas por un lado y las estrategias metacognitivas por otro. Por su parte, Pintrich (2004) se refiere a ambos tipos de estrategias dentro de la misma área del aprendizaje autorregulado, la cognición, señalando que “el control y regulación cognitiva incluye los tipos de actividades cognitivas y metacognitivas que los individuos realizan para adaptar y modificar su cognición”. Además, tampoco parece que las estrategias que se refieren al área de la conducta estén claramente definidas, ya que se agrupan con otras estrategias cognitivas de planificación, por lo que forman una dimensión más amplia en relación con la gestión de los recursos que hacen los estudiantes. En el modelo de Pintrich (2000, 2004), la planificación y control o mantenimiento del esfuerzo y del tiempo son las actividades que se incluyen en esta área de la conducta.

En cuanto a la fiabilidad del cuestionario, estimada mediante el coeficiente alfa de Cronbach, hemos encontrado un valor general aceptable (α_Total = .86). A nivel particular, los coeficientes de fiabilidad mostraron unos valores medios y altos, lo cual indica que la consistencia interna de los ítems de la prueba total y de los ítems en los factores es aceptable. Se puede observar que la dimensión con una fiabilidad más baja es la referente al contexto, lo cual se puede explicar dado que este factor cuenta solo con dos ítems.