Estudio longitudinal sobre la capacidad eductiva en adolescentes escolarizados de Buenos Aires

- 293 - anales de psicología 2003, vol. 19, nº 2 (diciembre), 293-304 © Copyright 2003: Servicio de Publicaciones de la Universidad de Murcia Murcia (España). ISSN: 0212-9728 Estudio longitudinal sobre la capacidad eductiva en adolescentes escolarizados de Buenos Aires Mercedes Fernández Liporace**, Jesús Varela Mallou*, María Martina Casullo** y Antonio Rial Boubeta* * Universidad de Santiago de Compostela (España), ** Universidad de Buenos Aires (Argentina) Resumen: Se presentan datos sobre un estudio de medidas repetidas, realizado sobre una muestra de 104 adolescentes de ambos sexos, residentes en la ciudad de Buenos Aires, Argentina, evaluados con una versión abreviada del Test de Matrices Progresivas de Raven, Escala General, mientras cursaban el 8° grado de la EGB (1994; media de edad= 13) y el 3er año del Polimodal (1998; media de edad= 17). Los resultados mostraron un incremento significativo de las puntuaciones tras los cuatro años de intervalo entre las medidas, asociado con el sexo de los examinados por una parte, y con el nivel educativo y ocupacional de los jefes de familia por el otro. La discusión se centra en el análisis de los resultados a la luz de la influencia escolar en el desarrollo de la capacidad eductiva. Palabras clave: Capacidad eductiva; inteligencia fluida; adolescentes; Test de Matrices. Title: Eductive ability in adolescent students from Buenos Aires: a longitudinal study. Abstract: Data gathered from 104 adolescent subjects of both sexes, from Buenos Aires, Argentina, assessed in a test – retest procedure with a short version of Raven´s Standard Progressive Matrices, are analyzed in a longitudinal study. Subjects were 8th gradrers at the first measuring moment (1994; mean age= 13) and Senior High School students at retest moment (1998; mean age= 17). Results verified a significant gain of raw scores between test and retest, associated with sex and with parental educational and occupational level. Discussion focuses in school role on eductive ability development. Key words: Eductive ability; fluid intelligence; adolescents; Progressive Matrices Test. Introducción Desde sus comienzos como disciplina científica, la Psicología se ha ocupado del problema de la inteligencia y su medición. Sin duda, uno de los más grandes autores en esta línea ha sido Spearman (1904, 1927a, 1927b, 1937, 1938, 1946, 1955) quien, a través de largos años de investigación que dieron lugar a la formulación de su modelo, aportó uno de los grandes cuerpos teóricos en esta rama del conocimiento. Su trabajo, además, ha dado lugar a la mayoría de los desarrollos que fueron sucediéndose en esta área en los años que siguieron. Spearman distinguía en la inteligencia dos componentes principales: la capacidad eductiva y la capacidad reproductiva, diferentes en su naturaleza pero necesariamente complementarias en su funcionamiento. La primera de ellas se iden- * Dirección para correspondencia: Mercedes Fernández Liporace. República de Indonesia 51 (C1424BRA), Buenos Aires, Argentina. E-mail: mli- [email protected].ar tifica con la base de todos los conocimientos humanos y se define como la habilidad para extraer1 relaciones y correlatos de materiales o informaciones que aparecen desorganizados y poco sistematizados, en donde esas relaciones no se hacen inmediatamente evidentes a los ojos del observador. Por otro lado, la capacidad reproductiva se identifica con aquella porción de la inteligencia que se relaciona con la memoria y la acumulación de conocimientos en general, por lo que comúnmente se la suele asimilar –al menos desde un punto de vista descriptivo– a las actividades escolares y académicas, es decir, a la inteligencia cristalizada, mientras que la educción se identifica con la inteligencia fluida, al menos desde un enfoque descriptivo (Cattell, 1963, 1968). Resulta imposible concebir cualquier actividad intelectual en el ser humano que no involucre necesariamente ambos tipos de inteligencia, aunque Spearman, a partir de sus estudios 1 Proviene del latín educere, que significa extraer. Cfr. Spearman, 1927, 1955. 294 Mercedes Fernández Liporace et al anales de psicología, 2003, vol. 19, nº 2 (diciembre) factoriales, ideó la posibilidad de medirlas de manera prácticamente separada, aunque no en estado completamente puro. Es la capacidad eductiva el principal resorte del funcionamiento cognitivo de alto nivel – que puede observarse, por ejemplo, en diferentes procesos de abstracción -, así como también en tareas intelectuales que suelen ponerse en juego en la vida diaria. Aquélla es, según Spearman y numerosos autores que han seguido sus pasos o han discutido su obra (Burt, 1947; Carroll, 1997; Cattell, Ibíd., 1963, 1968; Garriga Trillo, 1997; Gustafsson, 1984; Horn, 1968, 1997; Jensen, 1986, 1987, 1992, 1998; Marrero, 1989; Robinson, 1999; Schoenemann, 1997; Vernon, 1960, 1998; Wechsler, 1939, 1943), un predictor válido de la inteligencia aplicada a la más amplia gama de situaciones que pueda imaginarse, tanto en el razonamiento complejo, en la construcción del conocimiento científico, como en la conceptualización infantil temprana, en la resolución de problemas simples y complejos, o en la toma de decisiones cotidianas o laborales. Se postula así la medición de esta capacidad como un excelente estimador del desempeño intelectual en diversas áreas, como por ejemplo el aprendizaje escolar, el rendimiento académico o los comportamientos que se exhiben a diario en la vida de los individuos. A todo ello se agrega la ventaja de que esta habilidad puede medirse a partir de problemas no verbales y por lo tanto menos contaminados de significado e influencia culturales. De ahí la preferencia de muchos investigadores por tales mediciones que, a diferencia de aquéllas más vinculadas a la habilidad reproductiva, brindan la posibilidad de establecer comparaciones entre sujetos provenientes de marcos sociocultuales variados y que, por ende, han tenido oportunidades de educación y estimulación ambiental seguramente disímiles (Flynn, 1987, 1998). La medida de la capacidad eductiva que ha demostrado a través de los años ser la más válida y confiable a partir de estudios en los más diferentes grupos y contextos es el Test de Matrices Progresivas de Raven (Raven, Court y Raven, 1992, 1993). La medición a partir de este instrumento puede concretarse en lapsos breves, administrándose colectivamente y constituyéndose por ello, en una herramienta idónea para su uso en el diagnóstico de tal capacidad en el contexto escolar y académico. Dada la importancia de la capacidad eductiva en la valoración del funcionamiento intelectual de las personas, la evaluación de esa variable en el contexto escolar, tanto en el nivel individual como en el de los grupos, permitirá la adecuación de los programas de enseñanza a las posibilidades reales de los alumnos por una parte, así como la planificación de estrategias de intervención tendientes a lograr mejoras en el desempeño de tal capacidad por la otra. Estas mejoras en la educción se traducirán seguramente en elevaciones del rendimiento intelectual y académico en general, ya que su entrenamiento redundará en beneficio de los estudiantes, quienes se volverán más capaces de captar organizaciones internas, configuraciones, estructuras, reglas, leyes y en general, relaciones que pueden establecerse entre ítemes de información dados. En el terreno de las diferencias intraindividuales seguidas longitudinalmente desde una perspectiva evolutiva, Campbell (1976, 1993) advirtió que los varones y las mujeres exhibían cambios significativamente distintos en las puntuaciones durante la adolescencia, exhibiendo los varones un incremento medio de 1.62 puntos (33.2%) y las niñas una caída promedio de 1.33 puntos (29.0%) entre los 12 y los 17 años. McCall, Appelbaum y Hogarty (1973) informaron modificaciones promedio de 28.5 puntos entre los 2 años y medio y los 17 años de edad en los niños normales de clase media. Schwartz y Elonen (1975) hallaron variaciones individuales en los patrones de cambio de estas puntuaciones en el tiempo en una muestra de escolares. Moffitt, Caspi, Harkness y Silva (1993) observaron que durante el período de rápido crecimiento evolutivo de la niñez a la adolescencia, los cambios en el desempeño intelectual eductivo mostraban montos despreciables de incremento, se valoraban como medidos no fiablemente, o ambos. Sin embargo, en una minoría no trivial, el cambio natural en Estudio longitudinal sobre la capacidad eductiva en adolescentes escolarizados de Buenos Aires 295 anales de psicología, 2003, vol. 19, nº 2 (diciembre) las puntuaciones resultó muy marcado y fiable para el estudio, aunque se observó como variable en timing, idiosincrásico en su fuente y transitorio en su curso. Hindley y Owen (1978, 1979) verificaron incrementos que rondaban en promedio los 10 y los 17 puntos entre los 8 y los 17 años sin hallar diferencias por sexo. Las discusiones de estos resultados enfatizaban la importancia de factores tales como el sexo y las diferencias individuales en las puntuaciones de los participantes en los estudios longitudinales (Klonoff, 1972). Las diferencias observadas no parecían ser simplemente producto del examen repetido o de cambios en los tests: los sujetos que exhibían mayores cambios tenían padres con más altos niveles educativos (McCall, Appelbaum y Hogarty, Op.Cit., 1973). Objetivos Teniendo en cuenta los resultados antes mencionados, los objetivos del presente trabajo se centraron en el estudio de la evolución de la capacidad eductiva en los mismos individuos en dos momentos de su adolescencia, 8° grado –1994y 3° del Polimodal –1998-, con el fin de establecer si la variabilidad esperada – hipotetizada en el sentido de un aumento de las puntuaciones - se encontraba mediatizada por algunas de las variables de clasificación consideradas en el diseño (sexo, nivel de educación y ocupación de los adultos a cargo, convivencia con uno o ambos padres y existencia de hermanos). Método Participantes Integraron la muestra 104 adolescentes escolarizados de ambos sexos (51 varones y 53 mujeres), residentes en la ciudad de Buenos Aires, que concurrÍan en 1994 al 8° grado de la EGB y en 1998 al 3er año del Polimodal de una escuela pública de la ciudad de Buenos Aires, seleccionada por ser una unidad educativa representativa de la distribución educacional y ocupacional de los adultos a cargo de los alumnos que asisten a los establecimientos de la ciudad de Buenos Aires (Ministerio de Cultura y Educación de la Nación Argentina, 1995). Los grupos se seleccionaron de manera intencional, eliminando aquellos protocolos que mostraran inconsistencias de acuerdo con el análisis de composición de la puntuación total (Raven, Court y Raven, Op.Cit., 1993). En segundo término, quedaron, excluidos los casos con datos sociodemográficos incompletos o confusos, que tampoco pudieron ser obtenidos por medio de los registros escolares o aquéllos que no contaban con alguna de las dos evaluaciones. Los datos fueron recogidos en dos momentos distintos: 1994 y 1998. Las edades de los sujetos variaban, en el primer momento de examen -1994-, de los 12 a los 16 años ( X = 12.99; Sx =0.65) y, en el segundo testeo -1998-, entre los 16 y los 20 ( X = 16.99; Sx =0.65). El 61% de los examinados convivía con ambos padres mientras que el 39% lo hacía con uno solo. Por otra parte, la inmensa mayoría (85%) poseía hermanos, habiendo solamente un 15% de hijos únicos. Respecto del nivel de estudios del jefe de familia, las tres categorías consideradas tienen un porcentaje bastante similar, aunque queda ligeramente menos representada la de estudios primarios, con el 28.8% (ver Figura 1). Finalmente, en relación a la ocupación del jefe de familia, la categoría en la que se da un mayor porcentaje de casos es la formada por los trabajadores cuentapropistas, empleados de servicios, choferes, empleados no calificados y agentes de las fuerzas armadas o de seguridad (33.7%), seguida de la categoría formada por los empleados calificados, comerciantes, vendedores, docentes, enfermeros y suboficiales de las fuerzas armadas o de seguridad (27.9%). En tercer lugar figura el grupo formado por directivos, funcionarios de alto rango y profesionales (25% de los casos). 296 Mercedes Fernández Liporace et al anales de psicología, 2003, vol. 19, nº 2 (diciembre) Figura 1: Distribución según nivel educativo del adulto a cargo 1,9% 25% 9,6% 27,9% 33,7% 1,9% 0 10 20 30 40 Obreros no especializados Cuenta propia, empleados servicios Empleados calificados, comerciantes Jefes, oficiales, supervisores Directivos, funcionarios Jubilados, amas de casa,desempleados Figura 2: Distribución según ocupación del jefe de familia Instrumento Se utilizó una versión abreviada del Test de Matrices Progresivas, Escala General (Fernández Liporace, Varela Mallou, Casullo y Rial Boubeta, 2002, en preparación; Raven, Op.Cit., 1992, 1993), en la que se administraron los 60 ítemes originales, excluyéndose de la puntuación total los primeros 24, correspondientes a las Series A y B, que han sido introducidas en la versión original como un entrenamiento inicial. Tal decisión se basó en los índices de discriminación calculados en varios de esos elementos, que caían por debajo de los valores óptimos - <.30 (Martínez Arias, 1995) -, si bien en general eran aceptables (>0), excepto algunos pocos casos en los que se observaban coeficientes negativos o nulos. De esta manera, se tomó la decisión de eliminar de la puntuación total las Series A y B, trabajando en lo sucesivo con los 36 ítemes de las tres últimas (C, D y E). Esta quita permitió disminuir el número de fac36,5% 34,6% 28,8% Primarios Medios Superiores Estudio longitudinal sobre la capacidad eductiva en adolescentes escolarizados de Buenos Aires 297 anales de psicología, 2003, vol. 19, nº 2 (diciembre) tores obtenidos en el análisis factorial. Por otro lado, la comparación entre las versiones original y de puntuación abreviada mostró que, si bien en líneas generales la versión de 60 elementos exhibe mejores coeficientes, las diferencias no resultan pronunciadas. Esto parece aún más interesante si se tiene en cuenta que la cantidad de reactivos de un instrumento guarda una relación directa con su fiabilidad: contrariamente a lo que podría suponerse, la eliminación de 24 elementos no produce decrementos de importancia en la fiabilidad (ver Tabla 1). Tabla 1: Indices de fiabilidad para las versiones abreviada y original de las Matrices, Escala General (Fernández Liporace et al., 2002, en preparación). 60 Itemes 36 Itemes Índice Alpha de Cronbach Spearman Brown Alpha de Cronbach Spearman Brown Valor .91 .79 .88 .78 Por otra parte, dado que los coeficientes de correlación de Pearson calculados entre ambas versiones revelan que los resultados que se obtienen en ambos casos son muy similares (.96 para la muestra total), la administración de cualquiera de las dos escalas brinda prácticamente la misma información. Procedimiento Los datos se recogieron en la escuela a la que asistían los sujetos en administraciones colectivas con un máximo de quince examinados y sin límite de tiempo. La encuesta sociodemográfica se administraba en primer término (tiempo medio de 6 minutos), seguida de las Matrices (tiempo medio de 50 minutos; rango 37 a 61 minutos). Resultados Como se anticipaba en el apartado correspondiente, el primer objetivo del presente estudio era evaluar la evolución de la capacidad eductiva de los alumnos examinados: se esperaba verificar una mejora en las puntuaciones de los individuos en el segundo momento de examen. El segundo objetivo intentaba determinar si esa hipotética mejora estaba mediatizada por alguna variable sociodemográfica, como el sexo, el nivel educativo de los adultos a cargo, su ocupación, o el tipo de convivencia con padres y hermanos. Tras una exhaustiva depuración y análisis exploratorio de los datos (Palmer Pol, 1995; Rial Boubeta, Varela Mallou y Rojas Tejada, 2001), se llevó a cabo análisis de varianza de medidas repetidas que permitió constatar la existencia de una diferencia significativa entre la capacidad eductiva testada en los dos momentos (F=11.87; p=0.001). En concreto, el sentido de la diferencia hallada iba en la misma línea de la hipótesis planteada, con una mejora significativa de la capacidad eductiva en el segundo momento de medida ( X 1994=26.10; X1998=27.81). En segundo término, la intención era comprobar el posible efecto moderador de alguna variable sobre la nombrada evolución de la capacidad eductiva. Para ello se llevaron a cabo distintos análisis de varianza de dos factores, combinando la variable intragrupos o de medidas repetidas - capacidad eductiva en 1994 y en 1998, llamada MOMENTO -, con cada una de las variables intergrupos - sexo, nivel educativo y ocupación de los adultos, convivencia con uno o ambos padres y existencia de hermanos -. En caso de que una de estas variables ejerciese un efecto modulador sobre el cambio experimentado en la capacidad eductiva a lo largo del tiempo, debería verificarse una interacción estadísticamente significativa entre esa variable y la variable MOMENTO. Los resultados obtenidos para cada una de las interacciones analizadas se resumen en la Tabla 2. 298 Mercedes Fernández Liporace et al anales de psicología, 2003, vol. 19, nº 2 (diciembre) 26,1 27,81 23 24 25 26 27 28 29 1994 1998 Figura 3: Evolución de la capacidad eductiva según momento de examen Tabla 2: Resultados del ANOVA para cada una de las interacciones F Gl Sig. MOMENTO x SEXO 3.95 1/100 0.049 MOMENTO x NIVEL EDUCATIVO 4.85 2/100 0.01 MOMENTO x OCUPACIÓN 7.11 2/100 0.001 MOMENTO x CONVIVENCIA PADRES 0.21 1/100 0.88 MOMENTO x CONVIVENCIA HERMANOS 1.68 1/100 0.19 Como puede apreciarse en la tabla anterior, tres de las cinco variables analizadas presentaron una interacción estadísticamente significativa con el MOMENTO de testeo: el sexo, el nivel educativo del cabeza de familia, y la ocupación de éste. Cabría concluir, por tanto, que la mejora en el rendimiento eductivo de los sujetos no es independiente de ciertas variables sociodemográficas, sino que más bien se encuentra asociada a ellas. No obstante, se comentarán los resultados obtenidos para las tres variables que han mostrado estar relacionadas con el incremento en las puntuaciones educivas entre test y retest. Como puede apreciarse, en 1994 las puntuaciones de capacidad eductiva de las mujeres estaban por debajo de los de los varones; sin embargo, en 1998 ellas aumentaron su rendimiento, igualando a sus pares del otro sexo (v. Tabla 3 y Fig 4). Estudio longitudinal sobre la capacidad eductiva en adolescentes escolarizados de Buenos Aires 299 anales de psicología, 2003, vol. 19, nº 2 (diciembre) Sexo Tabla 3: Capacidad eductiva según sexo y MOMENTO de examen Sexo Media Desv. típica N Masculino 27.18 4.86 50 Puntuación 36 ítemes Femenino 25.06 4.42 52 1994 Total 26.10 4.74 102 Masculino 27.90 4.34 50 Puntuación 36 ítemes Femenino 27.73 4.37 52 1998 Total 27.81 4.33 102 23 24 25 26 27 28 29 1994 1998 VARONES MUJERES Figura 4: Evolución de la capacidad eductiva según sexo Nivel educativo de los adultos a cargo Tabla 4: Capacidad eductiva según nivel educativo del adulto y MOMENTO de examen Educación adulto a cargo Media Desv. típica N Estudios primarios 27.90 5.46 30 Puntuación 36 ítemes Estudios medios 24.61 4.34 36 1994 Estudios superiores 26.08 4.02 36 Total 26.10 4.74 102 Estudios primarios 27.47 3.89 30 Puntuación 36 ítemes Estudios medios 26.56 4.59 36 1998 Estudios superiores 29.36 4.04 36 Total 27.81 4.33 102 300 Mercedes Fernández Liporace et al anales de psicología, 2003, vol. 19, nº 2 (diciembre) 22 23 24 25 26 27 28 29 30 1994 1998 PRIMARIOS MEDIOS SUPERIORES Figura 5: Evolución de la capacidad eductiva según nivel educativo del adulto En relación al nivel educativo de los adultos a cargo (v. Tabla 4 y Fig.5), puede observarse que en 1994 las puntuaciones más altas correspondían a los alumnos a cargo de adultos con estudios primarios; en 1998 los desempeños de ese grupo experimentaron un decremento despreciable, manteniéndose prácticamente estables. Sin embargo, los examinados con padres que habían accedido a una educación media y superior sí registraron una mejora en sus puntuaciones, manteniéndose el grupo de estudios superiores por encima del grupo de estudios medios en ambos momentos de medida, y superando los de estudios primarios a los de estudios medios en 1998. Esto implica que, tanto desde el punto de vista de la mejora producida tras 4 años de intervalo entre las mediciones como de la puntuación media en valores absolutos obtenidos en 1998, los hijos de padres con estudios superiores se vieron más beneficiados que el resto; los que tienen padres con educación media también mejoraron en el segundo test, aunque ubicándose levemente por debajo del grupo de estudios primarios. Este último grupo, si bien se desempeñó en 1998 por encima del grupo de educación media, no experimentó una mejora en su rendimiento respecto del test de 1994. Nivel ocupacional de los adultos a cargo Con el fin de disponer de tamaños submuestrales suficientes para el análisis, se decidió reagrupar las seis categorías utilizadas para la variable OCUPACIÓN (v. Fig. 2), en tres niveles: (1) trabajos en los que se necesita un nivel de calificación bajo, (2) trabajos en los que se requiere un nivel medio de calificación y, (3) trabajos en los que se necesita un nivel de calificación elevado. Para la variable ocupación, se observa también que los hijos de padres que ejercen trabajos de baja calificación obtuvieron los mejores desempeños en 1994, aunque en 1998 pasaron a exhibir las puntuaciones más bajas, experimentando un decremento despreciable – puede decirse que permaneciendo casi inalterados -. En el test (1994), los hijos de padres con trabajos de calificación media y alta poseían puntuaciones semejantes, por debajo del grupo de baja calificación; sin embargo, en el retest superaron a los de baja calificación, ubicándose el grupo de alta calificación por sobre los otros dos (v. Tabla 5 y Figura 6). Estudio longitudinal sobre la capacidad eductiva en adolescentes escolarizados de Buenos Aires 301 anales de psicología, 2003, vol. 19, nº 2 (diciembre) Tabla 5: Capacidad eductiva según ocupación del adulto y MOMENTO de examen. Ocupación adulto a cargo Media Desv. Típica N Baja calificación 27.26 5.54 35 Puntuación 36 ítemes Calificación media 25.17 4.16 29 1994 Alta calificación 25.81 4.30 36 Total 26.13 4.77 100 Baja calificación 26.51 4.72 35 Puntuación 36 ítemes Calificación media 27.72 3.72 29 1998 Alta calificación 29.14 4.17 36 Total 27.81 4.35 100 23 24 25 26 27 28 29 30 1994 1998 BAJA CALIFICACION CALIFICACION MEDIA ALTA CALIFICACION Figura 6: Evolución de la capacidad eductiva según nivel ocupación del adulto Discusión Los resultados obtenidos permitieron verificar la hipótesis que preveía un incremento en las puntuaciones medias en el segundo momento de medida (1998) respecto del primer test (1994). Dado que en 1994 la media de edad alcanzaba los 13 años, era razonable suponer que los desempeños mejorarían en virtud de factores evolutivos tras un intervalo de cuatro años (McCall, Appelbaum y Hogarty, Op. Cit., 1973; Raven, Court y Raven, Op.Cit., 1992, 1993; Wechsler, 1939, 1943, 1949, 1955, 1963, 1992, 1997, 1999). Se comprobó, además, la asociación entre el mencionado incremento y tres de las variables consideradas en este diseño longitudinal: el sexo de los examinados, el nivel educativo de los adultos a cargo y la ocupación de éstos, de-