Adaptación y validación en español de la Escala de Credibilidad en profesores universitarios

Recibido / Recebido: 12.11.2017 - Aceptado / Aceite: 08.07.2018 https://doi.org10.21865/RIDEP51.2.05 Revista Iberoamericana de Diagnóstico y Evaluación – e Avaliação Psicológica. RIDEP · Nº51· Vol.2 · 61-76 · 2019 ISSN: 1135-3848 print /2183-6051online Adaptación y Validación en Español de la Escala de Credibilidad en Profesores Universitarios Adaptation and Validation in Spanish of the Source Credibility Measure in University Professors Facundo Froment1, M. Rocío Bohórquez2, Alfonso Javier García González3 y Eduardo García Jiménez4 Resumen El objetivo del estudio consistió en adaptar y validar al español la Escala de Credibilidad (McCroskey & Teven, 1999) para medir la credibilidad de los profesores universitarios. Los participantes fueron 352 estudiantes de la Universidad de Sevilla pertenecientes a diversas titulaciones del área de las Ciencias Sociales. El análisis factorial exploratorio generó un modelo de tres factores alternativo al original. No obstante, tanto el modelo alternativo como el modelo original presentaron una adecuada consistencia interna no sólo en la escala global sino también en las tres subescalas; buenos índices de bondad de ajuste como confirmó el análisis factorial confirmatorio, apoyando así la estructura factorial de tres factores; invarianza por sexo y evidencia de validez concurrente con la motivación académica. Se concluye que el modelo original así como el modelo alternativo de la Escala de Credibilidad son instrumentos válidos y fiables para medir la credibilidad de los docentes universitarios. Palabras clave: adaptación de escalas, validación, propiedades psicométricas, credibilidad docente, motivación académica Abstract The purpose of the study was to adapt to and validate to Spanish the Source Credibility Measure (McCroskey & Teven, 1999) to assess the credibility of university professors. The participants were 352 students from the University of Seville from different courses in the field of Social Sciences. The exploratory factor analysis generated an alternative three-factor model to the original one. However, both the alternative model and the original model presented adequate internal consistency not only in the global scale but also in the three subscales, good indexes of goodness of fit as demonstrated by the confirmatory factor analysis, supporting the factorial structure of three factors; invariance across sex and evidence of concurrent validity with academic motivation. It is concluded that the original model as well as the alternative model of the Source Credibility Measure are valid and reliable instruments to assess the credibility of university professors. Keywords: adaptation of scales, validation, psychometric properties, teacher credibility, academic motivation 1 Graduado en Pedagogía. Universidad de Sevilla. Doctorando en Educación. C/Pirotecnia S/N. 41013, Sevilla, España. Tel.: 666305944. Correo: facundopfro[email protected] 2 Doctora en Psicología. Universidad de Sevilla. Profesora Ayudante Doctora. C/Pirotecnia S/N. 41013, Sevilla, España. Tel.: 955420489. Correo: [email protected] 3 Doctor Europeo. Universidad de Sevilla. Profesor Titular. Decano de la Facultad de Ciencias de la Educación de la Universidad de Sevilla. C/Pirotecnia S/N. 41013, Sevilla, España. Tel.: 955420750. Correo: [email protected] (Autor de correspondencia) 4 Doctor en Educación. Universidad de Sevilla. Catedrático de Universidad. C/Pirotecnia S/N. 41013, Sevilla, España. Tel.: 955420644. Correo: [email protected] Adaptación y Validación en Español de la Escala de Credibilidad en Professores Universitarios 62 Revista Iberoamericana de Diagnóstico y Evaluación – e Avaliação Psicológica. RIDEP · Nº51· Vol.2 · 61-76 · 2019 Introducción La credibilidad es posiblemente el constructo que mayor atención ha recibido en el estudio de la comunicación humana (Teven & Katt, 2016). Remontándonos a la Antigua Grecia, Aristóteles sostenía que la fuente de un mensaje es un factor determinante en la persuasión de ese mensaje debido a su influencia en cómo la audiencia recibe e interpreta el mensaje (Cooper, 1935). Es importante que los oradores aprendan a comunicarse de tal manera que los miembros de su audiencia les atribuyan credibilidad para poder así mejorar la persuasión del mensaje que se desea transmitir (Hovland, Janis, & Kelley, 1954). En pocas palabras, la gente a menudo rechaza información de fuentes que carecen de credibilidad (Beatty & Behnke, 1980). Por lo tanto, la credibilidad es un constructo dinámico al estar sujeto a cambios como resultado de experiencias que la audiencia tiene con una fuente particular (McCroskey, 1968). Así, uno de los factores más importantes que afecta la relación profesor-alumno es la credibilidad del docente (Glascock & Ruggiero, 2006; Myers, 2001; Teven, 2007); y puede definirse como la percepción del estudiante acerca de si el profesor es creíble o no (McCroskey, 1992). La credibilidad del profesor juega un papel determinante en las dinámicas de clase ya que las percepciones de la credibilidad del mismo impactan directamente en la comunicación profesor-alumno y, consecuentemente, en el proceso de enseñanza-aprendizaje (Finn et al., 2009; Russ, Simonds, & Hunt, 2002). Así, constituye la variable primaria en la percepción del estudiante sobre el docente que tiene una influencia trascendental en el proceso de enseñanza-aprendizaje (McCroskey, Valencic, & Richmond, 2004). De acuerdo con McCroskey y Teven (1999), está compuesta por tres dimensiones: competencia, confianza y buena voluntad. La competencia del docente hace referencia a la percepción del conocimiento o dominio del profesor en relación con la asignatura que imparte; los docentes competentes son considerados personas inteligentes, cualificadas, expertas e informadas. La confianza del docente se refiere a la percepción de fiabilidad y bondad del docente; los docentes que poseen confianza son considerados personas fiables, honestas, buenas y sinceras. La buena voluntad del docente consiste en el nivel en el que los estudiantes perciben que el profesor muestra interés por el bienestar del alumnado; los docentes que poseen buena voluntad son percibidos como personas comprensibles, empáticas, que tienen en cuenta las preocupaciones de los estudiantes y a los que les importan éstos (McCroskey & Young, 1981; Frymier & Thompson, 1992; McCroskey, 1992; Teven & McCroskey, 1997). La literatura existente acerca de la credibilidad del docente se ha centrado en analizar fundamentalmente los comportamientos y características propias del profesor que influyen en la percepción de credibilidad por parte de los estudiantes y en estudiar el impacto de la credibilidad del docente en los procesos de enseñanza-aprendizaje. En relación con las variables relacionadas con el comportamiento y las singularidades del docente, son percibidos como creíbles por los estudiantes los profesores que utilizan estrategias de búsqueda de afinidad con los estudiantes (Frymier & Thompson, 1992); que se muestran cercanos (Johnson & Miller, 2002; Pogue & AhYun, 2006; Thweatt & McCroskey, 1998); que emplean estilos comunicativos argumentativos (Schrodt, 2003; Edwards & Myers, 2007), que se muestran asertivos y sensibles (Martin, Chesebro, & Mottet, 1997); que utilizan la tecnología en la clase de forma moderada (Finn & Ledbetter, 2013; Schrodt & Witt, 2006) y que revelan información personal relacionada con el contenido del curso y significativa para los estudiantes (Myers, Brann, & Members of Comm 600, 2009). Sin embargo, los docentes que son verbalmente agresivos (Mazer & Stowe, 2016; Myers, 2001; Schrodt, 2003); los profesores que se comportan mal o exhiben conductas inapropiadas (Banfield, Richmond, & McCroskey, 2006; Teven, 2007; Thweatt & McCroskey, 1998) son menos creíbles. Asimismo, variables como la edad (Semlak & Pearson, 2008); el sexo (Glascock & Ruggiero, 2006; Patton, 1999; Wang, Novak, Scofield- Snow, Traylor, & Zhou 2015); la raza (Glascock & Ruggiero, 2006; Hendrix, 1998; Patton, 1999); la vestimenta (Lavin, Davies, & Carr, 2010; Morris, Gorham, Cohen, & Huffman, 1996; Sebastian & Bristow, 2008); el atractivo físico Adaptación y Validación en Español de la Escala de Credibilidad en Professores Universitarios 63 Revista Iberoamericana de Diagnóstico y Evaluación – e Avaliação Psicológica. RIDEP · Nº51· Vol.2 · 61-76 · 2019 (Wang et al., 2015) y la orientación sexual (Russ et al., 2002) del docente, influyen en la percepción de credibilidad por parte del alumnado. En cuanto al impacto de la credibilidad del docente en los procesos de enseñanza-aprendizaje, cuando perciben al docente como creíble los estudiantes muestran mayor motivación académica (Frymier & Thompson, 1992; Martin et al., 1997; Pogue & AhYun, 2006; Tibbles, Richmond, McCroskey, & Weber, 2008); mayor aprendizaje afectivo (Beatty & Zahn, 1990; Henning, 2010; McCroskey et al., 2004; Teven, 2001; Teven & McCroskey, 1997; Pogue & AhYun, 2006; Tibbles et al., 2008); mayor aprendizaje cognitivo (McCroskey et al., 2004; Teven & McCroskey, 1997; Tibbles et al., 2008); más satisfacción (Gaffney & Gaffney, 2016; Teven & Herring, 2005) y más empoderamiento (Ledbetter & Finn, 2016; Schrodt et al., 2009). Igualmente, cuando el docente es creíble, los estudiantes se comunican más con el docente tanto dentro como fuera del aula (Myers, 2004; Nadler & Nadler, 2001); se sienten mejor comprendidos por el profesor (Schrodt, 2003; Schrodt, Turman, & Soliz, 2006); perciben más justicia en la clase (Chory, 2007); respetan más a los docentes (Martinez-Egger & Powers, 2007) y evalúan positivamente a los profesores (Beatty & Zahn, 1990; Teven & McCroskey, 1997). No obstante, cuando el profesor carece de credibilidad, los alumnos exhiben comportamientos incívicos en el aula (Al-Zoubi, 2016; Miller, Katt, Brown, & Sivo, 2014; Zhang, Zhang, & Castelluccio, 2011). Desde mediados de la década de 1960 hasta principios de la década de 1980, tuvieron lugar numerosas investigaciones centradas en desarrollar instrumentos para medir la credibilidad (Applbaum & Anatol, 1973; Baudhuin & Davis, 1972; McCroskey, 1966; McCroskey & Young, 1981; Tuppen, 1974; Whitehead, 1968). En este sentido, Aristóteles postuló que la credibilidad estaba compuesta de tres elementos: inteligencia, carácter y buena voluntad (Cooper, 1935). Del mismo modo, Hovland et al. (1954) consideraron que la credibilidad de la fuente comprende tres elementos: competencia, confianza e intención hacia el receptor. De forma general, los teóricos coinciden en que hay una dimensión que puede ser referenciada como "competencia" y otra que puede ser referenciada como "confianza", de manera que en la mayoría de los estudios acerca de medición de la credibilidad se observaron dimensiones que podían denominarse "competencia" y "confianza", pero en ninguna se observó una dimensión que pudiera ser etiquetada apropiadamente como "buena voluntad" o "intención hacia el receptor" (McCroskey & Teven, 1999). McCroskey y Young (1981) observaron que, cuando se sometían a técnicas de análisis factorial, sólo permanecían dos dimensiones de la credibilidad, siendo el tercer factor incluido junto a las otras dos dimensiones debido a que se habían desarrollado medidas satisfactorias para las dimensiones de “competencia” y “confianza”, pero no para la dimensión “buena voluntad”. Después de una reconceptualización y operacionalización de la dimensión de “buena voluntad”, Teven y McCroskey (1997) reexaminaron el constructo de credibilidad, utilizando una escala bipolar de 10 ítems que incluía una dimensión de “buena voluntad”, encontrando a través del análisis factorial que las percepciones de los estudiantes sobre la buena voluntad de sus profesores eran independientes de las otras dos dimensiones de credibilidad. Para replicar estos hallazgos fuera del ámbito académico, McCroskey y Teven (1999) examinaron la credibilidad de fuentes políticas, fuentes públicas y fuentes interpersonales. Utilizando el análisis factorial confirmatorio, hallaron nuevamente la estructura factorial de tres dimensiones del constructo de credibilidad, destacando además la fiabilidad y validez de la nueva dimensión de “buena voluntad”. Así, desarrollaron y redefinieron el instrumento, resultando en una escala compuesta por 18 ítems que evalúan las tres dimensiones de la credibilidad: competencia, confianza y buena voluntad. De esta forma, McCroskey y Teven (1999) elaboraron el Source Credibility Measure para medir la credibilidad de una determinada fuente, empleándose principalmente en el ámbito académico para medir la credibilidad docente. La escala ha sido utilizada igualmente para medir la credibilidad docente en otros países como Brasil (Ramos, Baghurst, & McCullik, 2016) o Jordania (Al-Zoubi, 2016), así como en estudios comparados entre estudiantes estadounidenses y alumnos procedentes de Kenia Adaptación y Validación en Español de la Escala de Credibilidad en Professores Universitarios 64 Revista Iberoamericana de Diagnóstico y Evaluación – e Avaliação Psicológica. RIDEP · Nº51· Vol.2 · 61-76 · 2019 (Johnson & Miller, 2002); China (Zhang et al., 2011); China, Alemania y Japón (Zhang, 2009) y Brasil (Santilli, Miller, & Katt, 2011). Según Okabe (1983), el significado de credibilidad puede diferir de una cultura a otra, de modo que las atribuciones de cada cultura acerca de la credibilidad de una fuente pueden asimismo variar. Así, King, Minami y Samovar (1985) descubrieron que los japoneses perciben la credibilidad de la fuente de manera diferente a la de los estadounidenses ya que la muestra estadounidense produjo dos factores, mientras que la muestra japonesa generó cuatro factores. Del mismo modo, Heyman (1992) determinó que la percepción de los australianos de la credibilidad de la fuente era ligeramente diferente a la de los singapurenses, generándose en la muestra australiana dos dimensiones mientras que en la muestra singapurense se produjo un único factor. No obstante, Yoon, Kim y Kim (1998) encontraron que las tres dimensiones de credibilidad de la fuente son igualmente aplicables a muestras estadounidenses y coreanas. Estos hallazgos algo inconsistentes pueden deberse a una limitación metodológica debido a que los estudios anteriormente citados se basaron en análisis factoriales exploratorios para probar las dimensiones (Zhang, 2009). En este sentido, centrándonos exclusivamente en la medición de la credibilidad docente, Zhang (2009) confirmó en su estudio transcultural a través del análisis factorial confirmatorio la estructura factorial de tres dimensiones de la escala, de modo que sus resultados apuntan a que la Source Credibility Measure mantiene su estructura factorial de tres dimensiones al aplicarla para medir la credibilidad docente con muestra de otros países y culturas. Debido a la ausencia de un instrumento válido y fiable en español que permita medir la credibilidad docente, el objetivo del presente es realizar una evaluación de las propiedades psicométricas de la Source Credibility Measure traducida al español, probando su validez y fiabilidad, su estructura factorial de tres dimensiones y la invarianza de la misma según el sexo. Método Participantes Para la selección de los participantes se aplicó un diseño muestral no probabilístico por accesibilidad (Gil-Escudero & Martínez-Arias, 2001). La muestra estuvo compuesta por 352 estudiantes de la Universidad de Sevilla de los Grados en Educación Primaria, Psicología, Relaciones Laborales y Recursos Humanos y Doble Grado en Finanzas y Contabilidad y Relaciones Laborales y Recursos Humanos. Los criterios de inclusión fueron carreras del ámbito de las Ciencias Sociales y asignaturas con programas docentes similares. La edad media de los participantes fue de 19.79 (DT=3.09), siendo la distribución de la participación por sexo de 87 hombres (24.7%) y 265 mujeres (75.3%). Instrumentos Para medir la credibilidad docente se empleó la mencionada Source Credibility Measure de McCroskey y Teven (1999). La escala presenta 18 adjetivos bipolares, seis para cada dimensión, distribuidos de la siguiente manera (Tabla 1): Tabla 1. Dimensiones e ítems de la Escala de Credibilidad Dimensiones Ítems Competencia Inteligente – Poco inteligente; Poco formado – Formado; Inexperto – Experto; Informado – Desinformado; Incompetente – Competente; Inteligente - Idiota Buena Voluntad Le importo – No le importo; Tiene en cuenta mis intereses – No tiene en cuenta mis intereses; Egocéntrico – No egocéntrico; Se preocupa por mí – No se preocupa por mí; Insensible – Sensible; No comprensivo – Comprensivo Confianza Honesto – Deshonesto; Poco fiable – Fiable; Honorable – Deshonroso; Moral – Inmoral; Poco ético- Ético; Falso - Sincero Para completar la escala, el alumno debe indicar su percepción del profesor de acuerdo a valores que van desde el 1 hasta el 7, teniendo en cuenta que cuanto más cerca esté el número del adjetivo, mayor certeza habrá en la evaluación del profesor. De acuerdo a la consistencia interna del instrumento, se obtuvo en el estudio original un valor de alpha de Cronbach para la escala global de .94 y los siguientes valores de alpha de Cronbach para las tres dimensiones: Competencia .78; Confianza .92 y Buena Voluntad .89. Asimismo, para evaluar la validez concurrente Adaptación y Validación en Español de la Escala de Credibilidad en Professores Universitarios 65 Revista Iberoamericana de Diagnóstico y Evaluación – e Avaliação Psicológica. RIDEP · Nº51· Vol.2 · 61-76 · 2019 de la escala de credibilidad, se utilizó el Cuestionario de Estrategias de Aprendizaje y Motivación (Martínez & Galán, 2000). Este instrumento está compuesto por dos cuestionarios, uno que evalúa la motivación y otro que evalúa las estrategias de aprendizaje de estudiantes universitarios, seleccionando para este estudio únicamente el cuestionario de motivación académica. Aunque la motivación académica depende en parte de factores personales y socioculturales, es el docente quien tiene un papel fundamental en fomentar la motivación académica del alumnado (Gómez-López, Granero-Gallegos, Baena-Extremera, Bracho-Amador, & Pérez- Quero, 2015; Leal-Soto, & Alonso-Tapia, 2017). El cuestionario de motivación académica está compuesto por 31 ítems, distribuidos en las siguientes subescalas: Orientación Intrínseca (cuatro ítems), Orientación Extrínseca (cuatro ítems), Valor de la tarea (seis ítems), Control sobre creencias (cuatro ítems), Autoeficacia (ocho ítems) y Ansiedad (cinco ítems). Para responder a los ítems, el estudiante debe escoger entre valores que van desde el 1 (No me describe en absoluto) hasta el 7 (Me describe totalmente). Este instrumento fue sometido a un análisis de fiabilidad en el que se obtuvieron los siguientes valores: .99 en la escala global; .93 en Orientación Intrínseca; .91 en Orientación Extrínseca, .95 en Valor de la tarea; .90 en Control sobre creencias; .96 en Autoeficacia; y, .93 en Ansiedad. En consecuencia, podemos afirmar que los valores obtenidos son aceptables y, por lo tanto, la escala es fiable. Procedimiento Para el proceso de adaptación de la escala Source Credibility Measure al español se han seguido los criterios planteados por Hambleton (2004), quien propone la necesidad de asegurar la equivalencia de concepto, lingüística y métrica de las adaptaciones de instrumentos de medida. La adaptación de la escala fue realizada utilizando un proceso de retrotraducción: la traducción inicial realizada por dos profesionales de lengua inglesa cuya lengua materna era el español y la traducción inversa realizada por dos traductores bilingües cuya lengua nativa era el inglés. Ambas traducciones no presentaron discrepancias, por lo que no fue necesario modificar los ítems, logrando así la adaptación final en español de la Escala de Credibilidad. En cuanto al procedimiento de administración de los instrumentos, los participantes completaron voluntariamente los dos instrumentos, brindando todos ellos consentimiento informado previo a la cumplimentación de los mismos. Asimismo, se les explicó los objetivos del estudio y se enfatizó el carácter anónimo de la participación. Del mismo modo, se destacó que los datos recogidos serían utilizados únicamente con fines de investigación y se pidió sinceridad al responder, señalando que no hay respuestas correctas o incorrectas. La escala y el cuestionario se administraron en formato de lápiz y papel por expertos en el aula siguiendo el siguiente orden: Escala de Credibilidad y Cuestionario de Motivación Académica. Los participantes dispusieron de 25 minutos para completar ambos instrumentos. Los datos recogidos fueron procesados en una base de datos para su posterior análisis. Análisis de datos Se analizó la escala Source Credibility Measure (McCroskey & Teven, 1999) en su versión original de 18 ítems, estudiándose su estructura a través de un análisis factorial exploratorio. Ateniendo al estudio original, el método de extracción de factores utilizado para analizar los datos de nuestro estudio fue el de componentes principales con rotación promax al existir correlación entre las dimensiones, requiriendo asimismo la extracción de tres factores. Los tres factores obtenidos así como la escala completa fueron sometidos a un procedimiento de análisis de fiabilidad mediante el estadístico alfa de Cronbach y omega de McDonald para la valoración de la consistencia interna de la escala. Para constatar la validez del modelo se realizó un análisis factorial confirmatorio, empleándose el procedimiento de mínimos cuadrados no ponderados para la estimación de los parámetros. La elección de este método de estimación se debe a que no requiere que las variables sigan una distribución determinada (Batista & Coenders, 2000; Brown, 2006). Posteriormente, se analizó la invarianza del modelo según el sexo y, finalmente, se calcularon correlaciones de Spearman entre la escala de credibilidad con Adaptación y Validación en Español de la Escala de Credibilidad en Professores Universitarios 66 Revista Iberoamericana de Diagnóstico y Evaluación – e Avaliação Psicológica. RIDEP · Nº51· Vol.2 · 61-76 · 2019 motivación académica para evaluar la validez concurrente del modelo. Resultados Análisis factorial exploratorio Con respecto al análisis factorial exploratorio, en la medida Kaiser-Meyer-Olkin de adecuación de muestreo (KMO) se obtuvo un valor de .94, superando el valor recomendado de .60 y en la prueba de esfericidad de Bartlett se obtuvo un valor de .0001 (p<.01), siendo ambos valores aceptables, lo que indica que la matriz de correlación no es una matriz de identidad, por lo que es apropiado llevar a cabo el análisis factorial. Una vez realizado el análisis de los componentes principales fueron extraídos los tres factores requeridos, que obtuvieron valores propios superiores a la unidad (9.19, 1.76 y 1.01), ascendiendo la varianza total explicada en el conjunto de la escala a un 66.53% (un 51.10% en el primer factor, un 9.78% en el segundo factor y un 5.64% en el tercer factor). Como se puede observar en la matriz de componentes rotados (promax con normalización Kaiser), la primera dimensión “Competencia” incluye desde el ítem 1 al 6; la segunda dimensión “Buena Voluntad” incluye los ítems 7, 8 y 10 y la tercera dimensión “Confianza” incluye el ítem 9 y desde el ítem 11 al 18 (Tabla 2). Análisis de fiabilidad Este modelo, obtenido en el análisis factorial exploratorio, fue sometido a un análisis de su fiabilidad. El alfa de Cronbach obtenido para el conjunto de la escala fue de .94. En el análisis de fiabilidad de cada uno de los factores se obtuvo un valor de .87 para el primer factor (Competencia); .90 para el segundo factor (Buena Voluntad) y .91 para el tercer factor (Confianza). El cálculo del coeficiente omega de McDonald (1999) nos aporta un valor más estable dado que se obtiene a partir de los pesos factoriales, es decir, de la suma ponderada de las variables estandarizadas. Los valores de ambos coeficientes se recogen en la Tabla 3 y nos permitirían afirmar que los valores obtenidos son aceptables y, por lo tanto, la escala es fiable. Tabla 2. Matriz de componentes rotados del modelo obtenido del análisis factorial exploratorio Escala Factor 1 Factor 2 Factor 3 Inteligente - Poco inteligente .828 Poco formado - Formado .720 Inexperto - Experto .811 Informado - Desinformado .772 Incompetente - Competente .766 Inteligente - Idiota .824 Le importo - No le importo .899 Tiene en cuentas mis intereses - No tiene en cuenta mis intereses .908 Egocéntrico - No egocéntrico .728 Se preocupa por mí - No se preocupa por mí .903 Insensible - Sensible .700 No comprensivo - Comprensivo .746 Honesto - Deshonesto .817 Poco fiable - Fiable .841 Honorable - Deshonroso .759 Moral - Inmoral .789 Poco ético - Ético .820 Falso - Sincero .801 Tabla 3. Estadísticas de fiabilidad del modelo obtenido en el análisis factorial exploratorio alfa de Cronbach omega de McDonald Nº de elementos Escala completa .941 .969 18 Primer factor .879 .905 6 Segundo factor .906 .948 3 Tercer factor .918 .930 9 Análisis factorial confirmatorio Este modelo de tres factores con seis ítems en el primer factor, tres ítems en el segundo factor y nueve ítems en el tercer factor, extraído del análisis factorial exploratorio, fue sometido a un análisis factorial confirmatorio. Se empleó el método de mínimos cuadrados no ponderados Adaptación y Validación en Español de la Escala de Credibilidad en Professores Universitarios 67 Revista Iberoamericana de Diagnóstico y Evaluación – e Avaliação Psicológica. RIDEP · Nº51· Vol.2 · 61-76 · 2019 Figura 1. Estimaciones estandarizadas del modelo obtenido del análisis factorial exploratorio para la estimación de los parámetros. En la Figura 1 se aprecian los parámetros estimados estandarizados del modelo, donde se observa cómo el peso factorial de los dieciocho ítems alcanza valores elevados, siendo el menor .57 correspondiente al Ítem 2. Para evaluar la bondad de ajuste del modelo se escogieron la raíz cuadrada media residual (RMR), el índice de bondad de ajuste (GFI) y el índice de bondad de ajuste corregido (AGFI). Se consideran aceptables valores del RMR por debajo de .08 (Browne & Cudeck, 1992; Hu & Bentler, 1999) y valores del GFI y del AGFI por encima de .90 (Byrne, 2016; Schumacher & Lomax, 2004). Cabe señalar que no se consideró el chi-cuadrado como indicador de ajuste ya que es muy sensible al tamaño muestral y está fundamentada en la distribución central de χ2. Los resultados del análisis factorial confirmatorio indican que el modelo obtenido del análisis factorial exploratorio presenta un valor de RMR de .054, un valor de GFI de .99 y de AGFI de .99, de modo que el modelo contiene buenos índices de ajuste. Asimismo, para constatar una vez más la bondad de ajuste del modelo, se realizó una análisis factorial confirmatorio del mismo empleando correlaciones policóricas en lugar de correlaciones de Pearson; de hecho, el método de mínimos cuadrados no ponderados se basa en la matriz de correlaciones policóricas. Cuando las variables son ordinales se recomiendan emplear en los análisis factoriales confirmatorios las correlaciones policóricas ya que reproducen de manera más precisa la bondad de ajuste de los modelos en comparación con las correlaciones de Pearson (DiStefano, 2002; Holgado-Tello, Chacón-Moscoso, Barbero-García, & Vila-Abad, 2010). Los resultados del análisis factorial confirmatorio mediante correlaciones policóricas señalan que el modelo generado a partir del análisis factorial exploratorio presenta un valor de RMR de .007, un valor de GFI de 1.00 y un valor de AGFI de 1.00, de modo que el modelo obtiene también buenos índices de ajuste. Por último, se llevó a cabo la invarianza del modelo de acuerdo al sexo, obteniéndose un valor de RMR de .064, Adaptación y Validación en Español de la Escala de Credibilidad en Professores Universitarios 68 Revista Iberoamericana de Diagnóstico y Evaluación – e Avaliação Psicológica. RIDEP · Nº51· Vol.2 · 61-76 · 2019 Tabla 4. Correlación entre la escala obtenida del análisis factorial exploratorio y motivación académica Variables Competencia Buena Voluntad Confianza Credibilidad Motivación académica .36** .36** .43** .46** O. Intrínseca .28** .25** .34** .34** O. Extrínseca .20** .20** .23** .25** Valor de la tarea .39** .38** .44** .47** Control sobre creencias .29** .29** .34** .36** Autoeficacia .31** .34** .46** .45** Ansiedad -.07 -.09 -.15** -.13* Media 36.30 14.79 50.97 102.06 DS 4.64 3.61 7.91 14.22 Nota. * p<.05. **p<.01. DS=Desviación estándar un valor de GFI de .99 y un valor de AGFI de .98, lo que indica que el modelo presenta asimismo buenos índices de ajuste y que no existen diferencias por sexo en la escala. Evidencias de validez concurrente Para evaluar la validez concurrente del modelo, se calcularon correlaciones de Spearman entre la escala de credibilidad docente obtenida del análisis factorial exploratorio y sus tres subescalas (competencia, buena voluntad y confianza) con motivación académica y sus seis subescalas (orientación intrínseca, orientación extrínseca, valor de la tarea, control sobre creencias, autoeficacia y ansiedad). Como se aprecia en la Tabla 4, la escala de credibilidad docente obtenida del análisis factorial exploratorio correlaciona positivamente con la motivación académica (r=.46, p<.01). Asimismo, correlaciona positivamente con orientación intrínseca (r=.34, p<.01), orientación extrínseca (r=.25, p<.01), valor de la tarea (r=.47, p<.01), control sobre creencias (r=.36, p<.01) y autoeficacia (r=.45, p<.01) y correlaciona negativamente con ansiedad (r=-.13, p<.05). La competencia correlaciona positivamente con orientación intrínseca (r=.28, p<.01), orientación extrínseca (r=.20, p<.01), valor de la tarea (r=.39, p<.01), control sobre creencias (r=.29, p<.01) y autoeficacia (r=.31, p<.01). La buena voluntad correlaciona positivamente con orientación intrínseca (r=.25, p<.01), orientación extrínseca (r=.20, p<.01), valor de la tarea (r=.38, p<.01), control sobre creencias (r=.29, p<.01) y autoeficacia (r=.34, p<.01). La confianza correlaciona positivamente con orientación intrínseca (r=.34, p<.01), orientación extrínseca (r=.23, p<.01), valor de la tarea (r=.44, p<.01), control sobre creencias (r=.34, p<.01), y autoeficacia (r=.46, p<.01) y correlaciona negativamente con ansiedad (r=-.15, p<.01). No obstante, cabe destacar que este modelo obtenido del análisis factorial exploratorio constituye un modelo diferente al original ya que a pesar de que se respeta la estructural factorial de tres factores y contiene buenos índices de ajuste como se ha demostrado en el análisis factorial confirmatorio, este modelo presenta seis ítems en el primer factor, tres ítems en el segundo factor y nueve ítems en el tercer factor mientras que el modelo original presenta 6 ítems en cada uno de los tres factores. Es decir, el análisis factorial exploratorio ha generado un modelo alternativo que si bien difiere del modelo original presenta unos índices de ajuste aceptables. Sin embargo, se consideró apropiado evaluar las propiedades psicométricas del modelo original llevando a cabo para ello los mismos procedimientos de análisis de datos que los empleados en el modelo obtenido del análisis factorial exploratorio. Tabla 5. Estadísticas de fiabilidad de la escala original alfa de Cronbach omega de McDonald Nº de elementos Escala completa .941 .964 18 Primer factor .879 .905 6 Segundo factor .876 .878 6 Tercer factor .909 .914 6 Análisis de fiabilidad del modelo original En relación con los análisis de fiabilidad, como se ha mencionado previamente, el alfa de Cronbach obtenido para el conjunto de la escala fue de .94. En el análisis de fiabilidad de cada uno de los factores de la escala original se obtuvo un valor de .87 para el primer factor (Competencia); .87 para el segundo factor (Buena Voluntad) y .90 para el tercer factor (Confianza), por lo que podemos afirmar que los valores obtenidos en el modelo original son aceptables y, por lo tanto, la escala es fiable (Tabla 5). Adaptación y Validación en Español de la Escala de Credibilidad en Professores Universitarios 69 Revista Iberoamericana de Diagnóstico y Evaluación – e Avaliação Psicológica. RIDEP · Nº51· Vol.2 · 61-76 · 2019 Figura 2. Estimaciones estandarizadas del modelo original Análisis factorial confirmatorio del modelo original Este modelo original de tres factores con seis ítems en cada uno de los tres factores fue sometido a un análisis factorial confirmatorio. Se empleó el método de mínimos cuadrados no ponderados para la estimación de los parámetros. En la Figura 2 se aprecian los parámetros estimados estandarizados del modelo original, donde se observa cómo el peso factorial de los dieciocho ítems alcanza valores elevados, siendo el menor .57 correspondiente al Ítem 2. Para evaluar la bondad de ajuste del modelo original se escogieron nuevamente la raíz cuadrada media residual (RMR), el índice de bondad de ajuste (GFI) y el índice de bondad de ajuste corregido (AGFI), excluyendo una vez más el chi-cuadrado debido a su sensibilidad hacia el tamaño muestral. Los resultados del análisis factorial confirmatorio indican que el modelo original presenta un valor de RMR de .073, un valor de GFI de .98 y de AGFI de .98, de modo que el modelo obtiene índices de ajuste aceptables. Igualmente, para constatar nuevamente la bondad de ajuste del modelo original, se realizó una análisis factorial confirmatorio del modelo empleando correlaciones policóricas en lugar de correlaciones de Pearson. Los resultados del análisis factorial confirmatorio del modelo original mediante correlaciones policóricas señalan que el modelo presenta un valor de RMR de .008, un valor de GFI de 1.00 y un valor de AGFI de 1.00, de modo que el modelo obtiene igualmente buenos índices de ajuste. Por último, se llevó a cabo la invarianza del modelo original de acuerdo al sexo, obteniéndose un valor de RMR de .077, un valor de GFI de .98 y un valor de AGFI de .98, lo que indica que el modelo original presenta buenos índices de ajuste y que no existen diferencias por sexo en la escala. Evidencias de validez concurrente del modelo original Para evaluar la validez concurrente del modelo, se calcularon correlaciones de Spearman entre la escala original de credibilidad docente y sus tres subescalas (competencia, buena voluntad y confianza) con motivación académica y sus seis subescalas (orientación intrínseca, orientación extrínseca, valor de la tarea, control sobre creencias, autoeficacia y ansiedad). Como se aprecia en la Tabla 6, la escala original de credibilidad docente correlaciona positivamente con la motivación académica (r=.46, p<.01). Adaptación y Validación en Español de la Escala de Credibilidad en Professores Universitarios 76 Revista Iberoamericana de Diagnóstico y Evaluación – e Avaliação Psicológica. RIDEP · Nº51· Vol.2 · 61-76 · 2019 intentions. Mass Communication & Society, 1(3), 153-173. doi:10.1080/15205436.1998.9677854 Zhang, Q. (2009). Perceived teacher credibility and student learning: Development of a multicultural model. Western Journal of Communication, 73(3), 326-347. doi:10.1080/10570310903082073 Zhang, Q., Zhang, J., & Castelluccio, A. (2011). A cross-cultural investigation of student resistance in college classrooms: The effects of teacher misbehaviors and credibility. Communication Quarterly, 59(4), 450-464. doi:10.1080/01463373.2011.597287