Introducción

La identidad profesional (en adelante IP) del profesor es un constructo que ha ganado el interés de numerosos investigadores en el ámbito de la formación docente. Esto se debe a la abundante evidencia de su incidencia en la satisfacción y motivación laboral, el compromiso profesional, la autoeficacia profesional y la toma de decisiones en las prácticas educativas de los docentes (Canrinus et al., 2012), dimensiones que finalmente redundan en mayores posibilidades de mejora educativa en general, y de aprendizaje de los(as) estudiantes.

La IP del docente se define como un proceso de construcción complejo (Galaz, 2011), que es parte de la identidad personal y regula las acciones de los maestros (Baustien, 2019, Beijaard, 2019; Hong, 2010; Vloet, 2009). Permite otorgarle un sentido a la profesión, a las prácticas pedagógicas y al conjunto de saberes, normas, costumbres y comportamientos de los profesores (Cuadra et al., 2021). Específicamente, la IP de los maestros es la base para interpretar lo que es enseñar y aprender (Salinas y Ayala, 2018), actuando como un fuerte regulador de la acción docente (Baustien, 2019), además de agenciar a los maestros para el mejoramiento educativo (Vloet, 2009).

En cuanto a cómo se desarrolla la IP de los profesores, se destacan factores culturales, sociales y personales como dimensiones explicativas de este proceso (Hanna et al., 2019; Janssens y Kelchtermans, 1997). En particular, las influencias del contexto formativo y del mundo del trabajo, las tradiciones, experiencias, interacciones y el posicionamiento del rol en la sociedad (Beauchamp y Thomas, 2009; Izadinia, 2013) inciden en la IP docente. En la formación inicial, las características de los programas formativos, la interacción con los profesores y los estudiantes, así como las experiencias formativas prácticas afectan de manera importante en la IP de quienes se forman como docentes (Cuadra et al., 2021).

No obstante la relevancia de la IP docente, la construcción de esta identidad en los estudiantes de pedagogía y los profesores principiantes no se ha abordado empíricamente de forma suficiente y exhaustiva (Živković, 2018), situación que se acentúa en el contexto latinoamericano.

En Latinoamérica, los estudios empíricos sobre la IP del profesor tienen un menor desarrollo. Parte de esta escasez podría ser explicado por la menor cantidad de instrumentos de medición del constructo (Li, 2016). No obstante, actualmente se cuenta con algunos instrumentos que permiten medir la IP de los maestros en países asiáticos y europeos, como el Teacher Identity Inventory (TII), Scale of the Factors Affecting Pre-service Teachers’ Teacher Identity (FAPTII) yCheung´s Identity Scalefor Hong Kong Teachers (Aykac et al., 2017; Canrinus et al., 2012; Cheung, 2008). En general, estos instrumentos abordan la IP del profesor en forma multidimensional, asumiendo que esta variable es un constructo complejo de medir.

Un instrumento parsimonioso y especialmente indicado para medir IP docente en estudiantes de pedagogía (futuros docentes en su periodo de formación inicial) es la Student Teacher Professional Identity Scale (STPIS). Esta escala permite conocer el nivel de IP docente en estudiantes de pedagogía, considerando la confianza en la elección profesional, el sentido de autorrealización y la visualización de la profesión como misión y desafío (Fisherman y Abbot, 1998). La STPIS fue elaborada y validada por Fisherman y Abbot (1998) en una muestra de estudiantes de pedagogía israelí. Es una escala unifactorial y de autorreporte, cuyos supuestos teóricos sobre la IP consideran a este constructo como las actitudes de los estudiantes para ser docentes y cuánto se identifican con el rol del docente (Fisherman y Abbot, 1998). También incluye la confianza en la elección profesional, el sentido de autorrealización como docentes y la medida en que ven su profesión como una misión y un desafío. Esta escala fue elaborada en base a 12 ítems con alternativa de respuesta Likert de 1 a 5 (Živković et al., 2018).

En otros estudios, el instrumento ha presentado una adecuada confiabilidad obteniendo un alfa de Cronbach de .84 en el trabajo de Fisherman y Weiss (2008) y de .93 en los trabajos de Živković et al. (2018) y Živković (2018), además de una adecuada validez concurrente.

Además, en un análisis factorial confirmatorio de la STPIS realizado por Živković et al. (2018) en una muestra de estudiantes de pedagogía serbios (n = 158), se obtuvo un modelo unifactorial de cinco ítems con indicadores de ajuste satisfactorios (χ2/p = 4.487/0.480, RMSEA = .002, GFI= .96, AGFI = .90, CFI= .99).

Debido a la conocida influencia de la IP del profesor en el desarrollo y profesionalización docente, el rol que ocupa en el sentido otorgado a la profesión y la incidencia de esta variable en la toma de decisiones pedagógicas (Baustien, 2019, Beijaard, 2019; Hong, 2010; Vloet, 2009), se torna relevante contar con instrumentos que permitan medir el constructo, tanto para la investigación como para la planificación de la formación inicial de los profesores.

Las escalas como instrumentos son una de las herramientas de recopilación de datos más utilizadas y útiles para la investigación en general (Elangovan y Sundaravel, 2021). Sin embargo, es necesario planificar detalladamente la estrategia metodológica para contar con instrumentos con características psicométricas adecuadas. La validación de un instrumento hace referencia a una serie de procesos que tienen por objetivo dar validez al mismo. Esto es importante, porque al desarrollar un determinado test o instrumento, se considera un determinado contexto cultural e incluso un idioma en particular, lo cual no garantiza que tenga la misma capacidad de medir lo que en efecto desea medir, no siendo suficiente solo su traducción. Por esto mismo resulta importante realizar validaciones con muestras de población del lugar al cual se desea adaptar el instrumento (Brenlla et al., 2019; Muñiz y Fonseca-Pedrero, 2019).

La STPIS (Fisherman y Abbot, 1998) es un instrumento especialmente indicado para medir la IP del profesor durante la formación inicial y en el contexto chileno no se cuenta con una adaptación y validación de este instrumento. Por ello, el objetivo general del presente trabajo es adaptar y validar esta escala en estudiantes de pedagogía chilenos. A nivel específico, se busca: a) adaptar culturalmente al contexto chileno la STPIS de Fisherman y Abbot (1998); b) determinar la confiabilidad de esta escala; c) determinar su validez convergente y divergente, y d) determinar la validez de constructo en base al análisis factorial confirmatorio de este instrumento. En tanto, las hipótesis de este trabajo son: a) la STPIS presenta una adecuada confiabilidad en la aplicación a una muestra de estudiantes de pedagogía chilenos; b) la STPIS muestra una adecuada validez de constructo, de acuerdo a la validez convergente y divergente, y c) la STPIS evidencia una adecuada validez de constructo, de acuerdo con el modelo teórico unifactorial de Fisherman y Abbot (1998) y el análisis factorial confirmatorio.

Método

Participantes

El presente es un estudio instrumental (Ato et al., 2013), con un diseño de tipo no experimental transversal. Se utilizó un muestreo no probabilístico e intencionado por cuotas, no proporcional. En primer lugar, y utilizando el programa G*power, se estableció un tamaño muestral de 600 para una potencia estadística de .9 y un tamaño del efecto de .25. Se logró finalmente un muestreo de 663 estudiantes que cursaban durante el año 2020 y 2021 carreras de pedagogía en tres universidades estatales del norte y sur de Chile. La muestra estuvo conformada por alumnas (n = 474; 71.5 %) y alumnos (n = 189; 28.5 %) de entre 17 y 57 años de edad (M = 21.62 ; DE = 3.45), pertenecientes a las carreras de Pedagogía en Educación Física (n = 42; 6.3 %), Pedagogía en Educación Parvularia (n = 94; 14.2 %), Pedagogía en Educación Básica (n = 103; 15.5 %); Pedagogía en Inglés (n = 62; 9.4 %), Pedagogía en Educación Diferencial (n = 95; 14.3 %), Pedagogía en Castellano y Filosofía (n = 100; 15.1 %); Pedagogía en Historia y Geografía (n = 121; 18.3 %), Pedagogía en Matemáticas (n = 1; .2 %) y Pedagogía en Ciencias Naturales y Biología (n = 45; 6.8 %). Se consideraron estas carreras por presentar la mayor matrícula de estudiantes de pedagogía a nivel nacional (Consejo Nacional de Educación, 2018). El criterio de inclusión en la muestra fue ser alumno regular de cualquier nivel de las carreras de pedagogía anteriormente señaladas.

Instrumentos

Este estudio se apegó a los estándares éticos del proyecto Fondecyt Regular 1201084 que cuenta con la certificación de un comité ético y científico chileno. Se les explicó a los estudiantes de pedagogía las características y objetivos del estudio, la metodología de trabajo y los criterios éticos, lo que se concretó mediante la aceptación de un consentimiento informado a través de google formularios y el envío de este documento digitalizado al email de los participantes. Se utilizó una encuesta sociodemográfica, que consideró para este estudio la edad, el género, el nivel cursado, la universidad y la carrera a la que pertenecía el estudiante. Junto con esto, se utilizaron las siguientes escalas para la recolección de información.

Student Teacher Professional Identity Scale (STPIS).

Es una escala unifactorial de autorreporte que mide la IP de estudiantes de pedagogía, en base a 12 ítems con alternativa de respuesta Likert de 1 a 5 puntos (Fisherman y Abbot, 1998) (ver Anexo). En estudios previos, el instrumento ha presentado una adecuada confiabilidad (α = .84) (Fisherman y Weiss, 2008) e indicadores de ajuste (Živković et al., 2018).

Escala de Identidad Profesional (EIP; Adams et al., 2006).

Esta escala se utiliza para el cálculo de la validez convergente de la STPIS. Es una escala unidimensional de auto-reporte que mide la fuerza de la IP en estudiantes universitarios, a partir de nueve ítems con alternativa de respuesta Likert (1 a 5). En estudios previos, el instrumento ha presentado una consistencia interna aceptable: α = .79 (Negrillo, 2015) y en estudiantes universitarios chilenos, un α = .66 (Cuadra et al., 2019).

Maslach Burnout Inventory Student Survey (Schaufeli et al., 2002).

Esta escala se utiliza para el cálculo de la validez divergente de la STPIS. Posee 15 ítems con alternativa de respuesta Likert (0 a 6). Mide el síndrome de burnout académico de los estudiantes. Posee tres factores: agotamiento, eficacia y cinismo. En Chile, la escala presentó adecuados indicadores psicométricos (α = .921) (García-Flores et al., 2018).

Análisis de datos

Los análisis se apoyaron en los programas computacionales SPSS, G*Power, Amos y Jamovi. La adaptación y validación de la STPIS (Fisherman y Abbot, 1998) se basó en los Standards for Educational and Psychological Testing (AERA et al., 2014). En primer lugar, se utilizó el método de traducción directa de los ítems (Carretero-Dios y Pérez, 2007), evaluando su adecuación al constructo medido. Esta tarea fue realizada por tres investigadores doctores en Psicología y Educación bilingües. Estos tres jueces expertos analizaron la validez de contenido de la escala y evaluaron cualitativamente los siguientes criterios: contenido de las definiciones, pertinencia de los ítems, adecuación cultural de los ítems, claridad y suficiencia de los ítems para medir el constructo en el contexto chileno (Valdés et al., 2019). En segundo lugar, la escala también se evaluó con entrevistas cognitivas (AERA et al., 2014) aplicadas a 10 estudiantes de pedagogía para determinar su equivalencia cultural. En estas entrevistas se logró contactar a estudiantes (6 mujeres y 4 hombres) de las carreras Pedagogía en Inglés (n = 4), Pedagogía en Educación Diferencial (n = 1), Pedagogía en Castellano y Filosofía (n = 1), Pedagogía en Ciencias Naturales (n = 1), Pedagogía en Educación Básica (n = 2) y Pedagogía en Educación Parvularia (n = 1). Las entrevistas cognitivas son un procedimiento que aporta a la validez de un instrumento, basado en el proceso de respuesta de quienes participan contestando los ítems. En tercer lugar, se aplicó la escala a la muestra anteriormente descrita. En cuarto lugar, se analizó el comportamiento normativo de las variables, considerando que valores de asimetría y curtosis entre -1 y 1 indican normalidad de la variable (Darlington y Hayes, 2017). Además, para contrastar la distribución de un conjunto de datos con la distribución normal, se aplicó la prueba Kolmogorov-Smirnov con la corrección de Lilliefors, a fin de atenuar problemas identificados en dicha prueba (Valdés et al., 2019). Este análisis evidenció que la mayoría de los ítems de la STPIS presentan un comportamiento univariado no normativo, a excepción de los ítems 3, 4, 5 y 9, además de un comportamiento multivariado no normativo (p < .05).

En quinto lugar, para establecer la consistencia interna de los ítems, se realizó un análisis de la fiabilidad en base a la correlación ítem-test. Se consideraron valores de .20 o mayores para una adecuada fiabilidad (Nunnally y Bernstein, 2010). También se estableció el omega de McDonald para cada ítem, considerando valores de .70 o mayores para una fiabilidad aceptable (George y Mallery, 2003).

Finalmente, la validez de constructo se estableció en base a la correlación de Spearman, analizando la validez convergente y divergente de la escala. Además, se aplicó análisis factorial confirmatorio (AFC), empleando el estadístico Máxima Verosimilitud combinado con Boostrap para estimar el modelo, para procurar que las estimaciones no se afecten por las violaciones del supuesto de normalidad de la variable (Medrano y Muñoz, 2017; Valdés et al., 2019). Siguiendo la recomendación de Cheung y Lau (2008), se utilizaron 500 replicaciones de Bootstrap y un intervalo de confianza corregido del 90 %. Esto permitió determinar si el modelo de un factor presenta adecuados indicadores de ajuste, considerando gl > 0 para que el modelo pueda ser estimado, χ 2/df < 5 y p > .05, GFI > .90, RMR < .04 para un excelente ajuste; TLI > .90 para un adecuado ajuste o TLI > .95 para un excelente ajuste; CFI > .90 para un adecuado ajuste o CFI > .95 para un excelente ajuste; RMSEA < .08 para un adecuado ajuste o RMSEA < .06 para un excelente ajuste; AGFI > .90 o más para un adecuado ajuste; IFI cercano a la unidad (Kline, 2005).

Resultados

Adaptación y validez de contenido

Se solicitó a los tres jueces expertos evaluar cualitativamente la escala traducida en cuanto al contenido de las definiciones, la pertinencia de los ítems, la adecuación cultural, claridad y suficiencia para medir el constructo en el contexto chileno. Como resultado, se obtuvo que los tres jueces concordaron en mantener los 12 ítems para medir el constructo, sugiriendo principalmente cambios en la redacción de los mismos para una mejor adecuación cultural y claridad en su medición. Se tomaron en consideración estas recomendaciones, ajustando la redacción de los ítems y reemplazando algunos conceptos para una mejor comprensión.

En base a las entrevistas cognitivas, los estudiantes realizaron sólo observaciones sobre la redacción de algunos de los ítems, que se tomaron en consideración para la elaboración finaldel instrumento, lo que no afectó sustancialmente la estructura original de la escala. LaTabla 1 muestralas principales modificaciones sugeridas por los jueces expertos.

Análisis de la confiabilidad

Se realizó un análisis de la fiabilidad de los ítems, indagando la correlación entre cada ítem con el puntaje total de la escala, considerando la recomendación de un valor de .20 o mayor para lograr una adecuada fiabilidad (Nunnally y Bernstein, 2010). Junto con esto, se estableció el omega de McDonald para cada ítem, considerando un valor de .70 o mayor para una fiabilidad aceptable (George y Mallery, 2003). La Tabla 2 muestra los resultados obtenidos; sólo el ítem 4 mostró un valor de correlación inferior a .20 y todos los ítems presentan valores omega aceptables.

Finalmente, se analizó la fiabilidad y se obtuvo un buen omega para la escala compuesta por 12 ítems (ω = .863) y para la escala eliminando el ítem 4 (ω = .874). Según Frías-Navarro (2021), sólo se eliminará un ítem cuando esto produzca una mejora sustancial del valor de la consistencia interna, o cuando se haya obtenido un valor de consistencia interna bajo que aumenta con esta eliminación. Siguiendo esta recomendación, se optó por la solución de 12 ítems, dado que el omega de McDonald no presentó una mejora significativa al eliminar el ítem 4 de la escala.

Validez convergente y divergente

Para evaluar el grado en que el puntaje de la escala STPIS se relaciona con el puntaje de otra escala que mide un constructo similar, se realizó un análisis de la validez convergente en base a la Escala de Identidad Profesional de Adams et al. (2006). Además, para evaluar el grado en que el puntaje de la escala STPIS no se relaciona o correlaciona negativamente con el puntaje de otra escala que mide un constructo distinto, se realizó un análisis de la validez divergente, en base a la Maslach Burnout Inventory Student Survey (Schaufeli et al., 2002). Se utilizó el estadístico de correlación de Spearman, dado el comportamiento no normativo de las variables analizadas (p < .05), proporcionado por la prueba de Kolmogorov-Smirnov. Para la validez convergente y según Cohen (1988), se encontró una correlación positiva y fuerte entre las variables medidas por ambas escalas (r = .638; p = .000).

En relación a la validez divergente, se encontró una correlación significativa negativa y moderada (Cohen, 1988) entre el puntaje total de la STPIS y el puntaje total de la Maslach Burnout Inventory Student Survey (r = -.339; p = .000). Entre el puntaje de la STPIS y los factores de la Maslach Burnout Inventory Student Survey eficacia (r = -.419; p = .000) y cinismo (r = -.388; p = .000), se encontró una correlación negativa y moderada, mientras que con el factor agotamiento, la correlación fue negativa y nula (r = -.083; p = .033).

Análisis factorial confirmatorio

Se analizó la estructura de la escala, en base a un AFC. En primer lugar, se especificó el modelo a partir de la teoría que lo fundamenta (Fisherman y Abbot, 1998), considerando así una medida unifactorial de la IP docente en estudiantes de pedagogía. En segundo lugar, se estableció el nivel de identificación del modelo, y se encontró que el modelo puede ser estimado y contrastado (gl > 0).

Como el supuesto de normalidad de las variables no se cumplió, se utilizó el método de Máxima Verosimilitud combinado con Bootstrap para estimar el modelo, para procurar que las estimaciones no se afecten por las violaciones de este supuesto (Medrano y Muñoz, 2017; Valdés et al., 2019). Siguiendo la recomendación de Cheung y Lau (2008), se utilizaron 500 replicaciones de Bootstrap y un intervalo de confianza corregido del 90 %.

Se obtuvo un modelo con algunos indicadores de ajuste inadecuados (Tabla 3). En relación a los coeficientes de regresión estandarizados, se obtuvo que los ítems 4, 11 y 12 presentaron valores mayores que .40, mientras que el resto de los ítems, valores mayores que .50.

Se re-especificó el modelo (Figura 1), considerando la estructura de 12 ítems y los índices de modificación, en donde una de las sugerencias del programa AMOS (Arbuckle, 2014) fue establecer una correlación residual entre los errores de los ítems 11 y 12, lo que se consideró apropiado, dado que ambos ítems miden el ejercicio docente como desafío profesional. Esta re-especificación del modelo mostró adecuados indicadores de ajuste (Tabla 3).

Considerando la baja varianza explicada por los ítems 4, 11 y 12 (< .40), se probó un segundo modelo, eliminando estos ítems. Se encontraron adecuados valores en la mayoría de los indicadores de ajuste, aunque no superiores al modelo 1 re-especificado (Tabla 3). En función de ello, se consideró la modificación de índices, que sugirió una correlación residual entre varios de los errores de los ítems del modelo. Sólo se consideró la correlación residual entre los ítems 5 y 6, dado que ambos miden el atractivo por el trabajo docente, mientras que el resto de las modificaciones no se sustentó teóricamente. Esta solución mostró valores adecuados en la mayoría de los indicadores de ajuste.

La Tabla 3 compara los modelos estructurales probados. Se puede ver que el modelo 1 re-especificado y el modelo 2 re-especificado son los que presentan los mejores indicadores de ajuste. Finalmente, se optó por la solución del modelo 1 re-especificado, dado que es el que más se aproxima al modelo teórico que sustenta el modelo estructural y que cumple con los criterios propuestos por Hawking y Mlodino (2010) para establecer si un modelo resulta satisfactorio, esto es, no considerar eliminar ítems, incluirlos o correlacionar errores solo para mejorar el ajuste del modelo sin un fundamento teórico. Diversos autores han sugerido introducir sólo modificaciones plausibles y secuenciales, antes de eliminar los ítems poco válidos (Batista-Foguet et al., 2004; Medrano y Muñoz, 2017) para mejorar el ajuste de un modelo estructural en base a análisis factorial confirmatorio y evitar re-especificaciones no sustentadas teóricamente.

Figura 1.
Modelo factorial confirmatorio 1 re-especificado de la STPIS

Discusión

Actualmente hay un cuerpo de evidencias científicas que fundamentan la relevancia de investigar la IP docente, ya que se considera un factor clave para comprender la vida profesional de los profesores (Beijaard, 2019) y desde una perspectiva práctica, que es fundamental para el logro de un profesor en su ejercicio (Hanna et al. 2019; Pillen et al., 2013).

Sobre la base de lo anterior, contar con estudios que permitan comprender cómo se desarrolla la IP docente es esencial para fortalecer la formación inicial de los profesores (Van Der Wal et al., 2019). No obstante, pese a la abundante literatura e investigación concerniente a la IP docente, Živković, (2018) plantea que esta temática no se ha abordado de manera suficiente en los futuros docentes ni en los profesores principiantes. Así se evidencia la relevancia de generar una mayor cantidad de investigación empírica, especialmente en Latinoamérica, donde son escasos los instrumentos para medir esta variable en estudiantes de pedagogía.

En consonancia con lo anterior, este estudio tuvo por objetivo adaptar y validar la STPIS (Fisherman y Abbot, 1998) al contexto chileno, a fin de contar con un instrumento con adecuadas características psicométricas que permita medir este constructo y aportar así al avance de la investigación de la IP de los profesores. En términos generales, en esta investigación se obtuvo un instrumento psicométrico con adecuados indicadores psicométricos y adaptado al contexto chileno, lo que se discute de manera específica en lo que sigue de este apartado.

En el primer objetivo específico, se propuso la adaptación cultural y validación de contenido de la STPIS al contexto chileno. Este proceso se desarrolló en base a los Standars for Educational and Psychological Testing (AERA et al., 2014). Siguiendo este procedimiento, se logró adaptar lingüística y culturalmente la STPIS, procedimiento que con el avance de la psicometría cobra cada vez más valor y rigurosidad para la elaboración de instrumentos confiables y válidos. Al respecto, Muñiz et al. (2013) señalan que la adaptación de un instrumento no consiste sólo en una cuestión lingüística de traducción, sino que implica además la consideración de aspectos culturales, conceptuales y métricos necesarios de evaluar analítica y empíricamente, condiciones que se consideraron en este estudio.

En relación al objetivo número dos, se planteó la hipótesis de que la STPIS presenta una adecuada confiabilidad en la aplicación a una muestra de estudiantes de pedagogía chilenos. Para este análisis, en esta investigación se utilizó el coeficiente omega de McDonald, ya que según la literatura, mide de manera más precisa y refleja de mejor forma el nivel de fiabilidad, sobre todo para instrumentos con medidas ordinales. El cálculo de la confiabilidad de la STPIS resultó en un adecuado valor para la escala compuesta por 12 ítems (ω = .863). En los trabajos previos de validación de esta escala en población asiática también se han encontrado valores adecuados de confiabilidad (Fisherman y Abbot, 1998;Fisherman y Weiss, 2008). En concordancia con lo anterior, además se ha podido evidenciar en estudios europeos más actuales (Živković et al., 2018; Živković, 2018), indicadores psicométricos satisfactorios, que muestran una alta confiabilidad (α = .935) para la STPIS. Contar con instrumentos con una adecuada confiabilidad en materia de la IP docente es relevante, debido a que es un antecedente más que permite evaluar la validez de una escala.

En relación a los objetivos específicos tres y cuatro, se planteó como hipótesis que la STPIS muestra una adecuada validez convergente y divergente. En este estudio, la STPIS tuvo una correlación positiva y fuerte con la Escala de Identidad Profesional de Adams et al. (2006), lo que demuestra que ambos instrumentos miden un constructo similar. En otros estudios en donde se validó la STPIS (Živković, 2018), se correlacionó este instrumento con la Escala de Identidad Profesional del Profesor de Cheung (Cheung, 2008), encontrando valores de correlaciones positivas y estadísticamente significativas, aunque no muy fuertes (r = .463). Con respecto a la validez divergente, en el estudio de Živković et al. (2018), de validación de la STPIS en una muestra serbia, se analizó la relación de esta escala con el Maslach Burnout Inventory Student Survey, obteniendo una correlación positiva y débil. En el presente estudio, la STPIS muestra una correlación (r = -.339) negativa y moderada con el Maslach Burnout Inventory Student Survey (Schaufeli et al., 2002), lo que permite señalar que la escala presenta una adecuada validez divergente. Estos resultados coinciden con los de otras investigaciones que han relacionado la IP del profesor con el burnout, donde también se han encontrado correlaciones negativas entre estas variables, y donde además, la IP docente actúa como mediadora de la relación entre el empoderamiento de los maestros y el burnout (Ding y Xie, 2021). Aunque no fue el objetivo de este estudio, estos resultados representan un antecedente de la relevancia de la IP del profesor, como medida para hacer frente al problema de burnout que frecuentemente afecta al profesorado (Espinel et al., 2021). La importancia de estos resultados de validez divergente y convergente versa sobre la evidencia empírica aportada para considerar que la STPIS es un instrumento que puede ser considerado válido para el contexto chileno, en el constructo que mide, esto es, aquella dimensión de la profesión docente que permite otorgarle un sentido a la profesión, a las prácticas pedagógicas y al conjunto de saberes, normas, costumbres y comportamientos de los profesores (Cuadra et al., 2021). En el caso de la STPIS, la IP del profesor se entiende como las actitudes de los estudiantes para ser docentes, cuánto se identifican con el rol del docente, la confianza en la elección profesional, el sentido de autorrealización como docentes y la medida en que ven su profesión como una misión y un desafío (Fisherman y Abbot, 1998). De esta manera, todos estos valores de correlación se ajustan a lo esperado y concuerdan con los supuestos teóricos del instrumento (Fisherman y Abott, 1998).

A partir del objetivo específico número cinco, se planteó la hipótesis de que la STPIS evidencia una adecuada validez de constructo, de acuerdo al modelo teórico unifactorial de Fisherman y Abbot (1998) y al AFC. Como resultado se obtuvo una estructura unifactorial de 12 ítems con adecuados indicadores de ajuste, de acuerdo a los principios teóricos que guiaron la construcción del instrumento original. Se probaron varios modelos, resultando la escala unifactorial de 12 ítems re-especificada la que mejor comportamiento psicométrico mostró. En la última validación de este instrumento en población serbia (Živković et al., 2018), el modelo que mejores indicadores de ajuste mostró fue una versión acotada del instrumento original a cinco ítems. El AFC permite contrastar la hipótesis con la relación entre indicadores y dimensiones latentes (Batista-Foguet et al., 2004). De esta forma, analizando la estructura interna del mismo, se puede verificar que el instrumento realmente evalúe el constructo que dice medir y testear si los datos empíricos recogidos por el instrumento se ajustan al modelo teórico que subyace al mismo (Smith y McMillan, 2001). En este estudio, por lo tanto, se presenta un instrumento con adecuados indicadores de ajuste (Kline, 2005) y sustentado en la literatura científica, que permite medir la IP en estudiantes de pedagogía chilenos.

El estudio tiene importantes implicancias teóricas y prácticas, ya que permite contar con un instrumento con adecuadas características psicométricas para avanzar en la investigación sobre la IP docente, sobre todo en los estudios que se focalizan en la formación inicial. Además, el instrumento puede ser un aporte práctico para el diagnóstico y evaluación del desarrollo de la IP del profesor en estudiantes de pedagogía chilenos y desde allí, planificar las medidas de mejora de la formación inicial de profesores.

Este estudio presenta algunas limitaciones. En primer lugar, aunque se obtuvo un modelo estructural con adecuados indicadores de ajuste (Kline, 2005), futuros estudios deberían verificar el comportamiento psicométrico de algunos ítems del instrumento que presentaron una baja varianza (Valdés et al., 2019) y evaluar la necesidad de ajustar el instrumento, según el avance teórico que se tenga al respecto (Batista-Foguet et al., 2004;Hawking y Mlodino, 2010; Medrano y Muñoz, 2017).

En segundo lugar, es pertinente señalar que la STPIS es un instrumento que se ajusta a un determinado constructo de IP del profesor (Fisherman y Abbot, 1998). En la literatura más reciente se aporta evidencia de que la IP de los maestros es un constructo complejo (Beijaard, 2019; Hanna et al., 2019) y en consonancia con esto, se cuenta con algunos instrumentos que miden el constructo multidimensionalmente, en base a las dimensiones que integran la IP docente. Por lo anterior, los resultados de este estudio deben considerarse como una primera contribución a la medición de la IP docente en el contexto chileno, que permite aproximarse de una manera general a la medición del constructo. Esto no deja de ser relevante, considerando que a nivel internacional son menos los estudios de IP docente centrados en dar cuenta cuantitativamente de la adecuada medición del constructo (Li, 2016), además de la escasa literatura empírica y en especial cuantitativa sobre IP docente en Latinoamérica. Por otro lado, también es importante señalar como fortaleza que este instrumento cumple con la recomendación de que la medición psicométrica debería considerar instrumentos lo más parsimoniosos posibles, ya que escalas demasiado extensas y complejas pueden generar en quienes responden sesgos por agotamiento o aburrimiento (Fuchs y Diamantopoulos, 2009).

Una última limitación es que no se logró la suficiente representatividad muestral en la carrera de Pedagogía en Educación Matemática, por lo que los resultados de este estudio deben considerarse con cautela para esta especialidad.

Finalmente, resta señalar que se requiere seguir avanzando en el estudio de la relación entre la IP del profesorado y la formación inicial docente, sobre todo en el contexto latinoamericano. Ciertamente, contar con instrumentos que permitan medir el constructo resulta de una importancia enorme, tanto para el avance de la investigación en el tema, la formación profesional, como para la profesionalización docente (Beijaard, 2019; Hanna et al., 2019).

Referencias

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