Introducción

Para finalizar, se puede señalar la relevancia de seguir desarrollando instrumentos válidos y fiables para la valoración de competencias socioemocionales en el contexto mexicano, para lo cual el CCSE-P es una opción válida y fiable que puede favorecer la puesta en marcha de programas de investigación y de intervención dentro de una práctica cultural y contextualmente relevante. Además, el refinamiento y análisis del CCSE-P pudiera derivar la creación de otros instrumentos que aporten al desarrollo de la línea de investigación de la educación socioemocional en el país.

Aunado al interés existente en el desarrollo de capacidades sociales y personales de los alumnos (Bishop, 2022; Cipriano et al., 2023; Jackson et al., 2024; Lagos et al., 2023), en los años recientes ha surgido una especial preocupación por abordar la formación socioemocional que el profesorado recibe en los diversos sistemas educativos formales. Esta inquietud es comprensible, dado que diversos estudios han evidenciado el impacto sustancial de los docentes en el desarrollo de las competencias del alumnado y en el éxito general de las aulas en las cuales interactúan (Bisquerra y García, 2018; Brackett et al., 2010; Josephs, 2023).

La literatura internacional sobre el tema señala la relevancia que el papel del docente tiene en el desarrollo de capacidades intra e interpersonales del alumnado en distintos niveles educativos. A nivel intrapersonal, se ha señalado su influencia en variables como la toma de conciencia de las propias emociones, la percepción de autoeficacia o la reducción de estrés (Browning y Romer, 2020; Merle et al., 2023; Pérez-Escoda et al., 2019; Torres, 2018). A nivel interpersonal, los docentes desempeñan un papel clave en la construcción de relaciones de apoyo con los alumnos, en el establecimiento e implementación de modelos de comportamiento o la replicación de conductas asertivas en situaciones conflictivas dentro del aula (Jennings y Greenberg, 2009; Llorent et al., 2024; Marchant et al., 2020; Santamaria-Villar et al., 2021). En este sentido, se puede inferir que para lograr que los alumnos desarrollen competencias sociales y emocionales, resulta indispensable un docente que las modele, enseñe y las haga posible (Martinez, 2016).

A pesar de la importancia de estas competencias, uno de los aspectos menos abordados en la formación socioemocional del profesorado es su evaluación. Distintos autores han señalado que esta omisión genera dificultades y/o ambigüedades al momento de su implementación dentro de los sistemas educativos (García-Blanc et al., 2020; Huerta, 2019; McKown, 2019). Como consecuencia, se evidencia una carencia de instrumentos que midan este constructo no solo en docentes, sino en personas adultas en general (Bulás-Montoro et al., 2024; Mikulic et al., 2015; Rojas et al., 2016). Particularmente en el contexto mexicano, el desarrollo socioemocional del profesorado ha sido una variable poco explorada, y hasta la fecha no se cuenta con instrumentos que midan dicho concepto de una forma fiable y válida partiendo de estándares específicos y objetivos alineados a la realidad nacional.

En este marco, el presente estudio tiene como objetivos describir el proceso de construcción de un cuestionario de autoinforme para la evaluación de competencias socioemocionales de profesores de educación primaria y, dentro de dicho proceso, valorar la validez y confiabilidad del mismo. La construcción y validación del Cuestionario de Competencias Socioemocionales –CCSE-P– puede constituir un recurso potencial para identificar la realidad socioemocional del profesorado, lo que permitiría desarrollar herramientas pedagógico-didácticas para su formación continua. Extremera y Fernández-Berrocal (2004) enfatizan que las dimensiones afectivas y emocionales que los docentes deben fomentar en sus estudiantes también deberían ser enseñadas por docentes que posean un dominio adecuado de dichas competencias. Además, como señalan Taylor et al. (2018), contar con este tipo de instrumentos facilitaría el establecimiento de un lenguaje común en los programas de educación socioemocional –ESE–, promoviendo una mayor cohesión entre los actores educativos involucrados.

Conceptualización del constructode competencias socioemocionales –CSE–

Diversos autores han señalado que el objetivo central de la educación emocional es el desarrollo de competencias socioemocionales (Bisquerra y Mateo, 2019; Pérez-Escoda et al., 2023). Por ello, la creación e implementación de programas educativos se ha enfocado en favorecer dichas capacidades en distintos niveles educativos (Berastegui-Martínez et al., 2024; Frausto-Hernández y Gutiérrez-Marfileño, 2024; López-Cassà, 2023).

Existen diversas propuestas de modelos de competencias socioemocionales utilizados en adultos (Aspelin, 2019; Collaborative for Academic, Social, and Emotional Learning [CASEL], 2024; Mikulic et al., 2015; Pérez-Escoda et al., 2010; Rojas et al., 2016; Saarni, 1999), cada una con un número distinto de competencias o dimensiones distintas y con un respaldo empírico variable. En la presente investigación se optó por utilizar el modelo propuesto por la Secretaría de Educación Pública de México –SEP– en el marco del plan y programas de estudio para la educación básica denominado Aprendizajes clave para la educación integral (SEP, 2017).

Si bien el modelo educativo vigente en el contexto mexicano contempla la inclusión de la educación socioemocional en cada uno de sus objetivos y componentes (SEP, 2024), este retoma elementos del plan de estudios previo, tales como las referencias conceptuales de los distintos estados afectivos o la definición de las competencias socioemocionales. Por esta razón, se ha optado por adoptar el enfoque de CSE propuesto por la SEP (2017), considerándolo una referencia adecuada para el nuevo currículo educativo, la práctica educativa y la investigación académica. Además, la propuesta de CSE del año 2017 cuenta con una definición conceptual clara, en la que se identifican las dimensiones que estructuran el modelo y las capacidades específicas a desarrollar en los campos formativos de la Nueva Escuela Mexicana. Esto facilita la operacionalización del constructo dentro de los objetivos del presente estudio.

Por otro lado, la justificación de dicho enfoque se sustenta en la alineación que debe seguir la formación inicial y continua de los docentes con los elementos del currículo de educación básica para su correcta implementación en el aula, convirtiéndose así en un marco referencial pertinente al contexto. Asimismo, las evidencias de los modelos previamente anunciados sugieren la pertinencia de un prototipo integral que, junto con elementos culturales o necesidades contextuales específicas, facilite la identificación de componentes esenciales para una intervención educativa efectiva.

Desde el enfoque de CSE planteado por la SEP, estas capacidades se conciben como un conjunto integrado de conceptos, habilidades, actitudes y valores que permiten a las personas manejar y comprender sus emociones, construir una identidad personal, mostrar atención y cuidado hacia los demás, colaborar, establecer relaciones positivas, tomar decisiones responsables y aprender a manejar situaciones retadoras de manera constructiva y ética (SEP, 2017).

En este estudio, el término competencias socioemocionales se diferencia de otros conceptos utilizados dentro de la línea de investigación de educación emocional, como habilidades sociales y emocionales, competencia emocional, inteligencia emocional, entre otros. A diferencia de estos, el concepto de CSE es amplio, integrador y posee un enfoque educativo.^[1]Esto implica que considera distintos aspectos sociales y emocionales (autoestima, habilidades sociales, automotivación, bienestar), implica la movilización de saberes de distinta índole (declarativo, procedimental, actitudinal) y se encuentra atado a la noción de aprendizaje y desarrollo continuo (Bisquerra, 2009). Además, este concepto enfatiza el proceso social en el que se inscribe el aprendizaje, destacando la influencia del entorno en su desarrollo (García-Pérez, 2022).

Del mismo modo, se ha encontrado que el término “competencias socioemocionales” guarda una estrecha relación con el concepto de desarrollo emocional que la SEP ha incorporado en los elementos esenciales de la NEM (2024). Esta conexión se justifica debido, por un lado, a la integración de capacidades y habilidades trabajadas previamente con el modelo del 2017, y por otro, a la existencia de literatura académica que muestra que el desarrollo emocional comprende el logro de competencias de esta índole (Koehle, 2023; López-Cassà, 2023; Molyneux et al., 2023; Pérez-Escoda et al., 2024; Priego-Ojeda et al., 2024).

El modelo adoptado en esta investigación se organiza en cinco dimensiones de CSE: autoconocimiento, autorregulación, autonomía, colaboración y empatía. Las tres primeras pertenecen a un plano intrapersonal, mientras que las dos últimas a un plano interpersonal o de interacción social. Cada dimensión se subdivide en habilidades específicas, lo que permite conceptualizar el constructo como una variable compuesta. En comparación con otras propuestas mencionadas, esta estructura pone énfasis en algunas dimensiones socioemocionales con la intención de contribuir al desarrollo de una visión plural, apreciativa y solidaria requerida para convivir en un contexto sociocultural diverso como es el caso en México (Bisquerra-Alzina y Chao-Rebolledo, 2021). La Figura 1 muestra a detalle la composición general del constructo abordado.

Figura 1
Dimensiones de la educación socioemocional en el modelo de la SEP
Fuente: Adaptado de SEP, 2017.

Método

La construcción del Cuestionario de Competencias Socioemocionales –CCSE-P– ha sido desarrollada tomando como referencia las orientaciones metodológicas de diversos autores (Cohen et al., 2007; Hogan, 2015), así como criterios de representatividad de los ítems elaborados en torno a cada una de las dimensiones que componen el constructo de estudio. Se realizó con el apoyo de dos muestras por conveniencia distintas de docentes de primaria en servicio pertenecientes a un sector de primarias federales del estado de Zacatecas, el cual está conformado por 13 zonas escolares ubicadas en cinco municipios distintos. En la sección de resultados se describen las características de cada una de las muestras señaladas.

Bajo este contexto, el proceso seguido para la construcción del CCSE-P se resume en la Figura 2.

Figura 2
Proceso de construcción del Cuestionario de Competencias Socioemocionales (CCSE-P)
Fuente: Elaboración propia.

Se describen en los siguientes párrafos de este documento las fases de construcción del instrumento que corresponden al diseño de ítems y escala de respuesta a partir de la operacionalización del constructo de interés. El análisis de características técnicas del CCSE-P se retomará en el apartado de resultados.

Fase 1. Operacionalización del constructo

A partir de un análisis de los modelos de competencias socioemocionales existentes en la literatura (Baron, 2006; Bisquerra y Mateo, 2019; CASEL, 2024; Gross, 2014; Mikulic et al., 2017; Saarni, 1999) y tomando como referencia el modelo propuesto por la SEP para educación básica (SEP, 2017), se definió operacionalmente el concepto como un constructo multidimensional. Este constructo está integrado por las dimensiones ya señaladas: autoconocimiento, autorregulación, autonomía, colaboración y empatía. Cada una de estas dimensiones fue definida con base en el modelo citado, identificando habilidades específicas o capacidades dentro de cada una.

Fase 2. Selección de escala de respuesta

En consonancia con instrumentos de autoinforme utilizados para la evaluación de competencias socioemocionales localizados en la literatura (Mikulic et al., 2015; Pérez-Escoda et al., 2010; Rojas et al., 2016; Tom, 2012; Zych et al., 2018), se optó por seleccionar una escala de Likert. Asimismo, la selección de la escala se apoya en Merrell (2007), quien enfatiza que las escalas de este tipo son útiles en instrumentos enfocados a componentes emocionales, sociales y de comportamiento.

Por otro lado, a diferencia de la tendencia observada en estos instrumentos, el formato de respuesta seleccionado en el CCSE-P fue una escala de siete puntos, en la que 7 representa totalmente de acuerdo y 1 en desacuerdo. Los ítems negativos en la escala fueron codificados a la inversa. Desde el punto de vista de Cohen et al. (2007), la acción descrita se justifica en que ir más allá de una escala de siete puntos invitaría a hacer un grado de precisión que pudiera ser inapropiado para el ítem en cuestión y establecer una escala menor pudiera ocasionar que al tratar de evitar los dos polos extremos se reducirían notablemente las opciones de respuesta.

Fase 3. Creación de ítems

Se crearon un total de 127 ítems como resultado de la operacionalización de cada una de las dimensiones consideradas, siguiendo criterios de representatividad, claridad y sencillez. Además, se prestó especial atención a garantizar una distribución equilibrada entre ítems positivos y negativos en cada dimensión, así como su disposición en el protocolo, de manera que los ítems estuvieran intercalados considerando dicha polaridad.

Posteriormente, los ítems creados fueron divididos en dos sub-instrumentos (CCSE I y CCSE II) para facilitar su posterior análisis. La distribución de los ítems en cada sub-instrumento se realizó como se presenta en la Tabla 1.

Resultados

Evaluación de la calidad técnica del instrumento

Fase 4. Método de expertos

Con el objetivo de analizar la validez de contenido del CCSE-P, se invitó a un grupo de expertos a proporcionar retroalimentación sobre los sub-instrumentos a través de correo electrónico. Como se señala en la literatura (Pedrosa et al., 2013), para realizar un análisis adecuado de los elementos del cuestionario es fundamental considerar las características y la experiencia de los expertos en relación con el constructo tratado, así como del tipo de instrumento que se busca desarrollar.

Por lo tanto, el perfil de los jueces se ajustó a los siguientes criterios de participación: 1) tener experiencia práctica en el área de investigación o educación, 2) contar con experiencia en la línea de investigación de la educación emocional, o 3) poseer experiencia en el diseño de instrumentos para la obtención de información cuantitativa.

En total fueron seis expertos quienes decidieron participar en el proceso. Se dividió de forma equitativa su intervención en cada uno de los cuestionarios (cada sub-instrumento fue valorado por tres investigadores). Se les otorgó una rúbrica de evaluación, diseñada con puntuaciones que iban en un continuo de 4 a 1 (4 representando el puntaje más alto), en la cual se consideraron indicadores como coherencia, relevancia y claridad de cada ítem en las dimensiones correspondientes, así como la suficiencia de la totalidad de estos para abordar cada variable.

Una vez recogidas las observaciones brindadas, los ítems fueron revisados y se analizó el grado de concordancia entre los jueces, considerando un reactivo como válido para integrarse a la escala cuando todos los jueces otorgaron a dicho ítem un valor > 3 en los indicadores de coherencia, relevancia y claridad. Aquellos ítems que obtuvieron valores 1 y 2 fueron eliminados. En cuanto a la suficiencia de los ítems, existió un acuerdo total en que los reactivos presentados evaluaban correctamente la dimensión a la que hacían referencia.

Acorde a los estándares proporcionados y el análisis correspondiente, fueron eliminados diez ítems del CCSE I (4, 18, 20, 27, 35, 43, 45, 46, 52 y 64) y ocho ítems del CCSE II (5, 16, 18, 32, 34, 56, 61 y 63). Igualmente se procedió a analizar las observaciones de los jueces, reestructurando algunos ítems para mejorar su claridad.

Fase 5. Pilotaje de reducción de ítems

Además del método de expertos, se empleó un proceso de pilotaje para reducir el número de ítems y validar el contenido de la prueba (Kgaile y Morrison, 2006, citados en Cohen et al., 2007). Este proceso incluyó análisis estadísticos para confirmar la pertinencia de los indicadores en cada sub-instrumento. Dicho procedimiento fue realizado con el apoyo del paquete estadístico SPSS 22.0. A continuación se presentan el proceso y los resultados correspondientes a cada sub-instrumento.

Sub-instrumento Cuestionario de Competencias Socioemocionales I –CCSE-I–.

Se administró la versión de pilotaje del instrumento vía internet a una muestra por conveniencia de docentes de primaria conformada por 48 hombres y 82 mujeres (n = 130).

En primer lugar, se realizó un análisis descriptivo de los 54 ítems restantes, examinando la distribución de frecuencias, media, desviación estándar, asimetría y curtosis de cada uno. En cuanto a estos últimos tipos de análisis, se interpretaron los resultados tomando como referencia lo señalado por George y Mallery (2020), quienes para comprobar los supuestos de normalidad de la muestra sugieren considerar como valores excelentes aquellos que se encuentran entre + 1.00 y – 1.00 y adecuados los que se ubican entre + 2.00 y – 2.00. Asimismo, valores entre + 3.00 y – 3.00 se consideraron parte de una distribución normal.

Se pudo concluir que, en general, los valores de asimetría y curtosis indicaron que existía normalidad en la distribución de los puntajes de las variables. Ítems que no se ajustaron a los valores establecidos (diez ítems) fueron valorados para su inclusión en análisis posteriores.

En segundo lugar, se calculó la fiabilidad del CCSE I. Se realizó un análisis de consistencia interna a través del coeficiente Alpha de Cronbach en SPSS con el total de la muestra (n = 130). Este análisis arrojó una fiabilidad de .914 para el instrumento completo, lo cual representa un resultado altamente fiable (Cohen et al., 2007). Sin embargo, para seguir la lógica del proceso de reducción de ítems, se realizó el análisis de los siguientes indicadores psicométricos: a) correlación total de elementos y b) Alpha de Cronbach si el elemento se ha suprimido. Como resultado, fueron retenidos aquellos ítems que obtuvieron un coeficiente Alpha de Cronbach igual o inferior al instrumento total y se eliminó un ítem. Un segundo análisis de fiabilidad arrojó una mejora en el coeficiente Alpha de Cronbach del instrumento (.915).

De modo semejante, se analizó la correlación total de elementos corregida. Para valorar los ítems a través de este indicador psicométrico se tomó como referencia que el indicador focalizado tuviera una correlación ítem-total mayor a 0.3. De esta manera fueron identificados siete ítems que no cumplían con el parámetro, pero al eliminarnos no se produjo una mejora en las estadísticas de fiabilidad, por lo que el equipo de investigación decidió mantenerlos para su análisis posterior.

En tercer lugar, se realizó un análisis factorial exploratorio con los 53 ítems utilizando el método de componentes principales. Se pudo corroborar el cumplimiento de los supuestos para poder realizar el análisis factorial exploratorio a través de la prueba de esfericidad de Bartlett y la prueba de medida de adecuación muestral Kaiser-Meyer-Olkin –KMO–. Para el primero, se esperaba un p-valor < 0.001, lo cual resultó adecuado (0.000). Para la última prueba se seleccionó como parámetro que si esta era mayor a .7 entonces se justificaba el análisis factorial (George y Mallery, 2020), para lo cual se cumplió el supuesto (.817).

El resultado del análisis factorial identificó 12 factores que explican el 70.14% de la varianza total. Se decidió eliminar aquellos ítems que presentaron pesos factoriales inadecuados (menores a .30). Del mismo modo, para considerar la confirmación de un factor, se estableció que debían poseer al menos tres ítems con correlaciones iguales o superiores a .30 (Comrey y Lee, 2013). Aquellos ítems que no se ajustaron a lo señalado fueron eliminados (siete ítems), por lo cual el instrumento quedó conformado por 46 ítems.

Sub-instrumento Cuestionario de Competencias Socioemocionales II –CCSE-II–.

Por su parte, el segundo cuestionario fue administrado a una muestra de docentes de primaria conformada por 46 hombres y 93 mujeres (n = 139) y se siguió el protocolo de intervención descrito en el CCSE-I.

Se realizó un análisis descriptivo de los ítems a través de los datos señalados (análisis de distribución de frecuencias, media, desviación estándar, asimetría y curtosis). Partiendo de los parámetros indicados para comprobar supuestos de normalidad de la muestra, se encontró que existía normalidad en la distribución de los puntajes de las variables, siendo valorados para su posterior inclusión nueve ítems.

En cuanto a la fiabilidad del sub-instrumento, se realizó el análisis de consistencia interna a través del coeficiente Alpha de Cronbach con el total de la muestra. Una primera corrida de los datos arrojó un valor de .883 para los 55 ítems. La valoración de los indicadores psicométricos permitió identificar tres ítems que obtuvieron un coeficiente mayor al del instrumento total, por lo cual fueron eliminados, quedando así 52 ítems.

Del mismo modo, se analizó la correlación total de elementos corregida. Se encontraron 23 ítems que tenían una correlación ítem-total menor a 0.3, por lo que también fueron anulados. Un análisis posterior permitió corroborar una ligera mejora en los estadísticos de fiabilidad, obteniendo un valor de Alpha de Cronbach de .896, caso contrario a lo que sucedió en el CCSE I al desarrollar esta operación.

Por último, se corroboraron los supuestos para realizar el análisis factorial exploratorio mediante la prueba de medida de adecuación muestral KMO y la prueba de esfericidad de Bartlett. En ambos casos se cumplieron los supuestos esperados (KMO = 0.837; p < 0.000), por lo cual quedó justificado el análisis factorial.

Al realizar el análisis factorial fueron identificados ocho factores que explican el 64.4% de la varianza total. Se decidió eliminar aquellos ítems que presentaron pesos factoriales inadecuados y la conformación de un factor con al menos tres ítems de valores superiores a .3. Aquellos ítems que no se ajustaron a lo señalado fueron eliminados (siete ítems). De esta manera, el número final de ítems en el instrumento fue de 22.

Después de esta etapa de reducción de ítems, se consideró que los ítems obtenidos en cada sub-instrumento cumplían con los requisitos para ser incluidos en el instrumento final.

Fase 6. Selección final de ítems y análisis psicométrico

Como resultado del análisis estadístico de ambos sub-instrumentos, se conformó un banco de ítems a través del cual fueron seleccionados aquellos que integrarían el instrumento final. En este proceso se cuidó la proporcionalidad de reactivos de cada dimensión y la distribución uniforme de los ítems a partir de su polaridad (positivos-negativos). Por lo tanto, aquellos ítems que resultaron iterativos en alguna dimensión fueron eliminados tomando como referencia su carga factorial (el ítem con menor carga factorial fue eliminado). Como resultado, el instrumento final –CCSE-P– quedó conformado por un total de 59 ítems (véase Anexo 1).

Una vez conformado el instrumento, este fue aplicado a una muestra no probabilística de docentes de primaria pertenecientes a tres distintos sectores educativos del estado de Zacatecas. La muestra estuvo conformada por 378 docentes de ambos sexos (59.9% mujeres y 40.1% hombres), de escuelas primarias con distintas organizaciones (83.1% escuelas completas y 16.9% organización multigrado).

Análisis de confiabilidad. Después de comprobar la existencia de normalidad en la distribución de los puntajes de las variables, se evaluó por medio del método de consistencia interna su fiabilidad, para lo cual se utilizó el coeficiente Alpha de Cronbach. Los resultados se desglosan en la Tabla 2.

Obsérvese en la Tabla 2 que la fiabilidad total del instrumento es muy alta (Cohen et al., 2007), debido a la obtención de un valor de Alpha superior a .9. A nivel individual, la mayoría de las dimensiones que componen el CCSE-P obtuvieron valores catalogados como aceptables; sin embargo, se aprecia en la dimensión de autoconocimiento un valor mínimamente confiable (.550), lo cual pudiera indicar que no todos los ítems se ajustan correctamente a la dimensión.

Análisis de validez de constructo. Adicionalmente, se realizó un análisis factorial exploratorio –AFE– utilizando el método de componentes principales y rotación Varimax. En palabras de Morales (2011), el método de componentes principales es adecuado cuando se dispone de muchas variables (más de veinte). Los datos mostraron un buen ajuste para este tipo de modelo, lo cual se evidenció en el valor de probabilidad de la prueba de esfericidad de Bartlett (p < .000) y el valor KMO de .908. Como criterio para la inclusión de los ítems se consideraron pesos factoriales de .30 o mayores. Los resultados obtenidos del AFE se presentan en la Tabla 3.

En la Tabla 3 se presenta la matriz de componentes rotados, la cual muestra que el análisis factorial, aplicado mediante el método descrito, identificó doce factores. No obstante, un factor se considera bien definido cuando al menos tres variables tienen en él sus mayores pesos (Morales, 2011). Por esta razón, solo se incluyeron 11 factores, los cuales explican un 58.8% de la varianza total. Tal como puede apreciarse, el modelo empírico arrojado por el programa SPSS no se ajusta con precisión al modelo de competencias socioemocionales de partida, lo cual, en palabras de Pérez-Escoda et al. (2010), es una situación frecuente en investigaciones de esta naturaleza. Sin embargo, existe cierta coherencia en algunos factores del modelo inicial, lo cual puede corroborarse a partir del análisis de cargas factoriales de los ítems y el criterio de interpretabilidad en dichos factores. Las posibles implicaciones de estos resultados se discuten en el siguiente apartado.

Discusión y conclusiones

Este estudio tiene como objetivo contribuir significativamente a la investigación en educación emocional mediante la presentación de un instrumento de autoinforme válido y confiable para evaluar las competencias socioemocionales del profesorado. A través de este instrumento, se busca identificar el nivel de desarrollo de las competencias socioemocionales en docentes de educación primaria. Además, se prevé que el instrumento permita establecer relaciones entre el constructo global y sus dimensiones con variables relevantes para la profesión docente, tales como la experiencia en la enseñanza, el género, la formación previa, entre otras. En este sentido, el CCSE-P podría desempeñar un papel crucial en la creación de estrategias de intervención efectivas en el ámbito de la educación socioemocional, particularmente en el contexto mexicano.

Tal como ha sido anticipado, el proceso de diseño y validación del instrumento de auto-informe arrojó evidencias de fiabilidad y validez favorables para considerarlo como un instrumento apto para valorar las competencias socioemocionales del profesorado.

En cuanto a la validez de contenido, los ítems seleccionados en el instrumento final obtuvieron puntuaciones adecuadas en los indicadores de coherencia, relevancia y claridad por parte de los expertos participantes. Después del proceso de reducción de ítems creado en los sub-instrumentos diseñados, se consideró también que estos fueron suficientes para evaluar cada dimensión planteada por el modelo de CSE.

Como parte de la evaluación de la calidad métrica del instrumento, se puede señalar que la fiabilidad total del CCSE-P es muy alta (.919). En cuanto a cada una de las dimensiones, se puede observar que la mayoría de las que conforman el constructo presentaron valores de Alpha de Cronbach que rondan entre .630 y .728, los cuales, siguiendo las sugerencias de Cohen et al. (2007), son catalogados como confiables. Únicamente la dimensión de autoconocimiento obtuvo un valor debajo de lo señalado. Lo anterior implica la posibilidad de mejora de la fiabilidad de dicha dimensión, lo cual, en palabras de Valdés-Cuervo et al. (2019), puede realizarse a través de dos estrategias: 1) búsqueda de ítems más homogéneos que favorezcan la consistencia interna de los puntajes, o 2) inclusión de más ítems a la escala original. Considerando que el instrumento ya cuenta con una cantidad representativa y relevante de ítems, puede ser conveniente optar por la primera opción en caso de que se quisiera mejorar en este indicador. No obstante, lo anterior puede representar un reto importante debido a la existencia de habilidades específicas dentro de cada dimensión.

Adicionalmente, se realizó un análisis factorial exploratorio con la intención de valorar la validez del constructo y analizar la matriz factorial arrojada. En palabras de Henson y Roberts (2006), se debe utilizar este método debido a que el instrumento es de nueva creación y aún no se conoce la estructura factorial subyacente en otras muestras. Se consideró la inclusión de once factores que explican el 58.8% de la varianza total, porcentaje catalogado como aceptable para estudios pertenecientes a las ciencias sociales y que es corroborado dentro de una revisión de 60 análisis factoriales publicados en revistas especialistas en el tema, la cual encontró que la proporción media de varianza explicada por los factores en estudios de esta naturaleza es aproximadamente del 53.03% (Henson y Roberts, 2006).

Como pudo ser advertido en la sección previa, los ítems que conformaron el instrumento no se agruparon acorde al número de dimensiones existentes en el modelo de competencias socioemocionales adoptado. Se observa que a pesar de que todos los ítems poseen cargas factoriales significativas, algunos muestran esta propiedad en más de un factor. Adicionalmente, la existencia de más factores a los considerados por el modelo de partida pudiera evidenciar la naturaleza del constructo a partir del cual se ha construido el instrumento, puesto que este incluye múltiples variables dentro de cada dimensión, señaladas como habilidades específicas y que vienen a formar parte de un bloque de capacidades más amplio.

No obstante, algunos de los factores obtenidos en la matriz factorial muestran coherencia con el marco teórico inicial. Por ejemplo, el factor 5, que incluye los ítems 48, 47, 36 y 49, corresponde con la dimensión de autorregulación. Además, aunque el ítem 29 presenta un peso factorial mayor en el factor 6, se ha incluido en el factor 5 debido a su peso significativo en la dimensión correspondiente. En este mismo sentido, el factor 7 (ítems 8, 3 y 9) corresponde a colaboración y el factor 11 (ítems 51, 50, 46 y 46) corresponde a autoconocimiento.

Adicionalmente, se identificaron otros factores que corresponden a habilidades específicas incluidas en las dimensiones socioemocionales. Por ejemplo, el factor 8, compuesto por los ítems 56, 34, 32, refleja la capacidad de un docente para experimentar de forma consciente de bienestar subjetivo, por lo que corresponde con bienestar. Por otro lado, el factor 4 agrupó ítems que están relacionados con la percepción de la propia capacidad para ejecutar acciones concretas y alcanzar metas en diferentes situaciones, lo cual corresponde con la habilidad específica denominada autoeficacia (ítems 16, 18, 15, 17 y 19).

Es relevante destacar que el factor 3 reúne ítems vinculados con la capacidad de una persona para tomar en cuenta las perspectivas, necesidades y sentimientos tanto propios como de los demás (ítems 1, 2, 3, 4, 7, 13, 5 y 11). Este hallazgo es significativo ya que existen modelos teóricos que abordan ambas capacidades en una competencia unitaria denominada conciencia emocional, lo cual no solo incluye la capacidad de identificar emociones, ideas e intereses propios, sino también de los demás (Pérez-Escoda et al., 2010).

En este contexto y sumado a los análisis psicométricos presentados, los resultados de este estudio sugieren que el análisis de la matriz factorial es coherente con investigaciones previas que proponen modelos multidimensionales de competencias socioemocionales (Bisquerra y Mateo, 2019; CASEL, 2024; Mikulic et al., 2015). La identificación de múltiples factores que representan diversas habilidades socioemocionales refuerza la idea de que estas competencias no pueden entenderse de forma unitaria. De hecho, los hallazgos enfatizan la idea de que no existe evidencia suficiente para considerar la existencia de una competencia emocional indivisible.

Aunque el presente estudio representa un aporte significativo a la valoración de las competencias socioemocionales del profesorado, este no se encuentra exento de limitaciones. Una de estas tiene que ver con que, cuando el objetivo es construir una escala multidimensional que mida constructos diferenciados, como es el caso del constructo de competencias socioemocionales, resultaría adecuado partir de una escala grande de ítems y adicionalmente utilizar una muestra grande para probar los mismos. En el caso de los sub-instrumentos elaborados, no se cumplió con dicho supuesto. Debido a la situación contextual sobre la que se desarrolló la implementación del instrumento, donde los directivos escolares argumentan una saturación de trabajo como resultado de la modalidad escolar desprendida de la pandemia, fue imposible obtener una muestra de docentes que cumpliera los parámetros establecidos por diversos autores como una muestra grande (Nunnally, 1978; Thorndike, 1982, citados en Morales, 2011). Lo anterior pudiera desprender que los factores encontrados pueden tener un valor puramente descriptivo, indicando cómo se agruparon las variables en dichas muestras y que es necesario confirmar en otras intervenciones.

Por otro lado, a partir de los hallazgos del análisis factorial exploratorio y en concordancia con lo observado en el proceso de validación de instrumentos similares de CSE (Pérez-Escoda et al., 2010; Tom, 2012), se considera necesario realizar un análisis adicional que permita identificar una estructura factorial más precisa y robusta (Thompson, 2004), siendo viable para dicho fin utilizar como criterio que los ítems con cargas superiores a .30 en más de un factor deben ser suprimidos para mejorar la claridad y especificidad de la medición, que los ítems que definen los últimos factores tengan pesos significativos para ser tenidos en cuenta o que se obtenga una mayor cantidad de ítems (al menos cinco) para definir un factor como sólido (Morales, 2011). En todo caso, enfatizamos que el constructo de CSE es un concepto amplio y complejo, por lo que tomar en cuenta criterios que incidan en la disminución de ítems como los ya mencionados puede representar un reto importante para cumplir con la suficiencia de los mismos para medir las habilidades específicas que integra el concepto.

Por último, sería importante utilizar otras evidencias que permitan etiquetar el instrumento como válido, principalmente aquellas que se basen en determinar si los resultados de la escala tienen las relaciones esperadas con otras variables, por ejemplo, evidencias de validez discriminante o concurrente. Tal como señalan Valdés-Cuervo et al. (2019), es necesario tener en cuenta que la validez no es asunto de todo o nada, sino de más o menos evidencias, razón por la cual se justifica la premisa generada.

Para finalizar, se puede señalar la relevancia de seguir desarrollando instrumentos válidos y fiables para la valoración de competencias socioemocionales en el contexto mexicano, para lo cual el CCSE-P es una opción válida y fiable que puede favorecer la puesta en marcha de programas de investigación y de intervención dentro de una práctica cultural y contextualmente relevante. Además, el refinamiento y análisis del CCSE-P pudiera derivar la creación de otros instrumentos que aporten al desarrollo de la línea de investigación de la educación socioemocional en el país.

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