Como en toda profesión, el desempeño docente exige un dominio actualizado de los conocimientos y destrezas que sustentan su quehacer particular. Debido a tal exigencia, un 89% de los docentes en ejercicio de países de la Organisation for Economic Co-operation and Development (2009) recibe perfeccionamiento; de modo similar, en Chile esta cifra alcanza el 87% (Ministerio de Educación, 2010). Si bien un creciente acceso a tecnologías digitales facilita la actuación profesional, al mismo tiempo la dificulta por un acelerado cambio en la información disponible. Este escenario, que afecta especialmente a la educación, plantea la necesidad de un aprendizaje regulado autónomamente por el aprendiz que se extienda a lo largo de toda la vida profesional.

El aprender de manera autónoma también resulta relevante en la formación inicial docente. Habiéndose constituido Internet en un ámbito para el aprendizaje, las nuevas generaciones de aprendices disponen en la actualidad de una oportunidad inédita para aprender de modo autodirigido y complementar la formación tradicional aprendiz-profesor con una formación sensible a las necesidades de aprendizaje individuales que, además, no exige la presencia de un profesor y puede efectuarse incluso fuera del espacio educativo (Ponti, 2013).

Las prácticas de aprendizaje autodirigidas apoyadas por tecnologías digitales conforman en estudiantes de pedagogía un patrón de desarrollo profesional que se sostiene y evoluciona en el tiempo, acorde a los nuevos recursos tecnológicos disponibles (Cerda, 2013). Si se lo propone, la formación docente inicial podría estimular y reforzar la adopción del aprendizaje autodirigido (AAD) de manera que contribuya a este patrón de desarrollo profesional. Dado el rol modelador que ejercerán estos estudiantes en su posterior vida profesional, este patrón de desarrollo puede influir implícita o explícitamente en la manera en que sus propios alumnos generarán una disposición favorable al aprendizaje autónomo.

El concepto de AAD surgió históricamente asociado al aprendizaje que desarrollan los adultos de manera independiente, fuera del contexto educativo formal (Knowles, Holton, & Swanson, 2011). Ampliando esta noción a aprendices de cualquier edad y en contextos formales o informales, Merriam y Caffarella (1999) definen el AAD como un «proceso en el cual las personas toman la iniciativa para planificar, implementar y evaluar sus propias experiencias de aprendizaje» (p. 239).

Puesto que la disposición al AAD se distribuye desigualmente entre las personas, la literatura registra diversos instrumentos para evaluar esta disposición como una variable de diferencias individuales (para una revisión, ver Cerda, López, Osses, & Saiz, 2015). Uno de estos instrumentos es la Self-Directed Learning Readiness Scale for Nursing Education (Fisher, King, & Tague, 2001). Esta escala, compuesta por 40 ítems directos y desarrollada en estudiantes australianos de pregrado de Enfermería, mide 3 dimensiones de la disposición al AAD identificadas mediante análisis factorial exploratorio: autocontrol del aprendizaje, autogestión del aprendizaje y deseos de aprender. Posteriormente, empleando el análisis factorial confirmatorio con el mismo tipo de estudiantes de pregrado, Fisher y King (2010) refinaron esta escala reduciéndola a 29 ítems que miden las mismas 3 dimensiones de la versión más extensa. Para reducir aquiescencia, esta versión refinada incluye 3 ítems inversos (con redacción negativa).

Debido a la escasez en Chile de instrumentos que midan AAD en la formación inicial docente, el presente estudio examinó el comportamiento psicométrico de la versión refinada de la Self-Directed Learning Readiness Scale for Nursing Education en estudiantes chilenos de pedagogía. La selección de esta escala, que para mayor simplicidad se denominará Escala de Aprendizaje Autodirigido (EAAD), se fundamenta en varias consideraciones: (a) su uso, a diferencia de otras escalas como la desarrollada por Guglielmino (1977), está libre de exigencias comerciales; (b) aunque esta escala se originó y ha sido usada preferentemente en estudiantes del área de la salud (por ejemplo, Deyo, Huynh, Rochester, Sturpe, & Kiser, 2011; Hendry & Ginns, 2009), la redacción neutra de sus ítems permite su empleo en otras áreas de estudio, como sus propios autores señalan; (c) la versión extensa de la escala cuenta con una traducción al castellano para estudiantes chilenos de medicina (Fasce, Pérez, Ortiz, Parra, & Matus, 2011); (d) tanto la versión australiana extensa como la refinada y la versión traducida chilena han mostrado unos adecuados niveles de confiabilidad, y (e) se contó con la autorización de Fasce et al. (2011) para emplear la versión chilena de la escala en el presente estudio.

La estructura factorial de la EAAD, sin embargo, ha presentado dos limitaciones importantes. En primer lugar, el número de factores subyacentes es incierto. La estructura trifactorial original (Fisher et al., 2001) no ha sido siempre replicada en estudios posteriores, al encontrarse estructuras, por ejemplo, de 4 y 5 factores (Fasce et al., 2011; Hendry & Ginns, 2009; Penman, 2013). Adicionalmente, en estudios que han identificado una estructura trifactorial, el ajuste del modelo es pobre (por ejemplo, Torabi, Abdollahi, Aslani, & Bahrami, 2013) o varios ítems no cargan sustantivamente en ningún factor o aparecen integrando factores que son distintos a los originalmente esperados (por ejemplo, Williams et al., 2013).

En segundo lugar, independientemente del número de factores encontrados, la configuración emergente dista de ser una estructura simple. Análisis factoriales exploratorios de la EADD (por ejemplo, Fasce et al., 2011; Fisher et al., 2001; Hendry & Ginns, 2009) revelan que varios ítems presentan cargas sustantivas en más de un factor. El estudio de refinamiento de la EADD (Fisher & King, 2010) no logra resolver este problema, ya que al realizar 3 análisis factoriales confirmatorios separados, uno por cada subescala, no dilucida si los ítems miden más de una dimensión del AAD. El reciente estudio de Williams y Brown (2013) adolece de esta misma debilidad metodológica.

La relación entre los puntajes en la EAAD y el sexo del estudiante ha sido un tema escasamente estudiado y, quizás, por tal razón, los resultados son hasta ahora poco concluyentes. En general, las mujeres parecen obtener puntajes más altos que los hombres, aunque estas diferencias no son siempre significativas (por ejemplo, Gyawali, Jauhari, Shankar, Saha, & Ahmad, 2011; Penman, 2013; Smedley, 2007; Williams et al., 2013). En el examen de la relación entre los puntajes de la EAAD y la antigüedad en la carrera parece existir mayor claridad. Hay evidencia que respalda una tendencia a un incremento progresivo de los puntajes en la EADD a medida que el estudiante avanza en su carrera (Chakravarthi & Vijayan, 2010; Kocaman, Dicle, & Ugur, 2009; Yuan, Williams, Fang, & Pang, 2012), tendencia que es consistente con el hallazgo de una relación positiva entre estos puntajes y la edad del estudiante (O'Shea, 2003; Smedley, 2007).

Sobre la base de los antecedentes expuestos, el presente estudio se propuso dos objetivos. Por una parte, examinar la validez estructural y la confiabilidad de la EAAD en una población de estudiantes chilenos de pedagogía, y por otra, identificar niveles de desempeño de AAD en esos estudiantes y explorar si tales niveles varían en función del sexo y de la progresión académica de los estudiantes en su carrera.

El presente estudio identificó en la EAAD una estructura de 3 dimensiones, todas internamente consistentes, definida por los factores oblicuos autocontrol, autogestión y deseos de aprender. Además, los niveles de desempeño en estos componentes presentaron algunas variaciones en función del sexo y la antigüedad en la carrera de los estudiantes.

La estructura trifactorial obtenida, aunque no es una réplica exacta de la configuración original, presenta bastante coherencia conceptual con ella y, por tanto, puede ser razonablemente interpretada conforme a los planteamientos de Fisher y King (2010). Además, los 3 factores aparecieron moderadamente relacionados, hallazgo que respalda la presunción básica de que ellos miden aspectos relativamente independientes de un mismo constructo, esto es, la disposición al AAD. Así, en la población estudiada esta escala es capaz de distinguir entre habilidades de autoaprendizaje (autocontrol), acciones de autoaprendizaje (autogestión) y motivación para el autoaprendizaje (deseos de aprender), distinción que permite obtener un perfil individual pormenorizado de esta disposición, que puede ser muy útil tanto en su diagnóstico como en el diseño y evaluación de estrategias pedagógicas orientadas a potenciarla (véase Sáiz & Bol, 2014).

A diferencia de otras investigaciones sobre la validez estructural de esta escala, en el presente estudio se obtuvo una solución factorial simple, esto es, cada ítem mostró cargas relevantes (iguales o mayores a .30) en solo un factor. Si bien no puede descartarse que tal estructura obedezca a particularidades de esta población de estudiantes de pedagogía, es posible también que la estrategia analítica empleada haya sido más pertinente y, por tanto, haya contribuido, al menos parcialmente, a este resultado.

En general, los estudios previos han explorado esta escala usando una factorización basada en la varianza total (componentes principales), con una rotación que asume independencia entre los factores (varimax), y considerando las respuestas a cada ítem como datos paramétricos. Esta aproximación, que ha sido ampliamente cuestionada (véase Ferrando & Anguiano-Carrasco, 2010), puede conducir a conclusiones erróneas. En contraste, el presente estudio incluyó una factorización basada exclusivamente en la varianza común (análisis factorial de rango mínimo), con una rotación que admite la posible interdependencia de los factores y maximiza la simplicidad de la estructura (rotación promin), y que toma en consideración el carácter ordinal de los ítems (matriz de correlaciones policóricas). Los coeficientes de consistencia interna empleados (alfa ordinales) atendieron también el nivel ordinal de los ítems.

Aunque la estrategia de análisis factorial empleada en el presente estudio pueda parecer más adecuada, debe tenerse en consideración que la estructura simple aquí obtenida, pese a la interpretabilidad exhibida en esta población particular, no es equivalente a la estructura originalmente formulada por Fisher et al. (2001).

Este hallazgo, junto con la inestabilidad configuracional observada en otros estudios exploratorios o confirmatorios, ya revisados, pone en duda la invarianza estructural de la escala a través de distintas poblaciones. La ejecución de nuevos análisis factoriales exploratorios puede contribuir a esclarecer la estructura de la EAAD, siempre que ellos generen un progresivo refinamiento teórico, hasta ahora deficitario, del constructo medido por la escala. Solo entonces será posible disponer de suficiente fundamento teórico para proponer modelos factoriales de la EAAD y, luego, examinar tales modelos mediante análisis confirmatorio. En este sentido, Pérez-Gil, Chacón y Moreno (2000) desaconsejan someter a confirmación soluciones factoriales basadas exclusivamente en análisis exploratorios previos por cuanto estos autores plantean que tal proceder es netamente inductivo, sin teoría a priori, y está expuesto a ser metodológicamente tautológico. El presente estudio, al ofrecer meticulosas definiciones conceptuales de los factores encontrados, contribuye al esclarecimiento teórico del constructo abordado por la escala.

A partir de las distribuciones de puntajes, este estudio generó niveles de rendimiento para cada una de las 3 dimensiones de esta escala. Por tratarse de una muestra representativa, estos niveles de rendimiento pueden ser empleados como referentes normativos para la interpretación de puntajes obtenidos por respondientes de la misma población estudiantil aquí empleada o de poblaciones comparables.

La relación directa encontrada entre disposición al AAD y progresión en la carrera parece ser explicable desde 2 perspectivas, no necesariamente excluyentes: experiencia y maduración. Por una parte, esta relación obedecería a la acumulación de experiencia del estudiante en el proceso educativo, la cual estimularía la modificación de sus estilos de aprendizaje en una dirección más autónoma, generando, a su vez, una mayor confianza y control de sus propios logros académicos (O'Shea, 2003; Smedley, 2007; Williams et al., 2013). Por otra parte, y más allá de la experiencia educativa del estudiante, esta relación obedecería también a un proceso madurativo, puesto que la progresión en la carrera se superpone al incremento etario del estudiante (Chakravarthi & Vijayan, 2010). Esta última perspectiva es congruente con la noción de que el AAD se desarrolla en fases etarias sucesivas (Grow, 1991).

Los resultados muestran diferencias a favor de las mujeres en el factor autogestión. En un estudio previo en estudiantes de pedagogía chilenos, Parra, Cerda, López y Saiz (2014) igualmente reportan una superioridad femenina en este mismo factor. Estas diferencias de sexo también parecen ser una expresión de una trayectoria evolutiva. Durante la adolescencia tardía y la adultez emergente, etapas en las que se encuentran los participantes de este estudio, las mujeres tienden a adelantar su maduración biológica y psicológica respecto a los hombres, alentando en ellas un desarrollo más temprano de la disposición al AAD, ventaja que luego se disipa en las etapas evolutivas posteriores (Reio & Davis, 2005).

Este estudio no está exento de limitaciones. Primero, si bien la escala exhibió indicadores de validez y confiabilidad adecuados, es probable que diferencias culturales no identificadas entre la población originaria en que fue construida (estudiantes australianos de Enfermería) y la población de este estudio sean responsables de las pocas desviaciones observadas en la estructura resultante. Ellas podrían eventualmente explicar la irrelevancia que presentaron 2 ítems (8 y 10) para capturar la disposición al AAD y que, por tal razón, fueron excluidos del análisis. Igualmente, ellas podrían explicar el cambio en la pertenencia factorial de algunos ítems.

Segundo, aunque este estudio empleó una muestra representativa, esta estuvo restringida a un segmento particular de estudiantes de pedagogía (educación media) de una universidad específica. Esto impide generalizar las propiedades psicométricas de la escala a estudiantes de educación parvularia, básica o especial, y, con mayor razón, a estudiantes de otras profesiones, de esta u otra universidad. Finalmente, como todo instrumento de autorreporte, esta escala solo refleja las percepciones que los respondientes tienen sobre su disposición al AAD, las cuales pueden o no ser coherentes con las conductas de aprendizaje que realmente despliegan.

Para futuras investigaciones se recomienda examinar el comportamiento psicométrico de la escala en otras poblaciones de estudiantes de pedagogía, de otras profesiones y/o de otras instituciones de educación superior. A fin de precisar su estructura, sería relevante superar la estrategia exploratoria y someter el modelo tridimensional a análisis factorial confirmatorio. Por constituir la validación de test un proceso acumulativo de evidencia, se aconseja también indagar otras fuentes de validez, distintas a aquellas referidas a la estructura interna del instrumento. Una de ellas podría ser la asociación de los puntajes de la EAAD con variables externas como, por ejemplo, diversos indicadores de rendimiento académico (notas, reprobación de asignaturas, avance curricular, retención, tiempo de egreso).

Concluyendo, este estudio aporta evidencia preliminar que respalda la EAAD como una opción válida y confiable para medir multidimensionalmente la propensión al AAD en, al menos, esta población particular de estudiantes de pedagogía chilenos.

Este estudio fue financiado mediante el proyecto DIUFRO DI13-0040 por la Dirección de Investigación de la Universidad de La Frontera.