Introducción

Los diversos esfuerzos que ha realizado el Estado de Chile en relación con la integración y la inclusión educativa no siempre han generado los resultados esperados, debido a razones tanto de generación de políticas públicas como de su implementación, además de a factores de la formación docente y del mismo desempeño de los profesores (Claro, 2007; Tenorio, 2011). Lo anterior es complementado por algunas posturas críticas que plantean que este sistema de evaluación de alto rendimiento en el sistema educativo generaría una disposición negativa de parte de los docentes hacia la inclusión de niños, niñas y jóvenes con necesidades educativas especiales (NEE), ya que,

Las políticas neoliberales que aplican sistemas de accountability y high-stakes testing a través de estándares nacionales crean barreras para la inclusión, en la medida en que los estudiantes que constituyen una amenaza a la escuela en términos de su reputación (académica u otra) son vistos de mala manera

La inclusión en la escuela constituye un importante desafío para el sistema escolar actual y su implementación efectiva pasa por las personas, particularmente los docentes (Blanco, 2004). De modo que cualquier política o propuesta educativa de esta índole debería contar con información clave acerca de cómo los profesores se adhieren o no a la integración socioeducativa de los niños, niñas y jóvenes en el aula, así como en la escuela, puesto que estas actitudes inciden en el desarrollo de prácticas inclusivas (Avramidis y Norwich, 2002; Barrios y García, 2009; Montañés, Jiménez, Blanc y González, 1990) alentándolas u obstaculizándolas.

Algunos estudios (Avramidis y Norwich, 2002; Kalyva, Gojkovic y Tsakiris, 2007; Prakash, 2012) han señalado la importancia de considerar la experiencia de los docentes en el desarrollo de actitudes, tanto frente a la inclusión como a la integración educativa, señalándose que los profesores que presentan una actitud negativa continúan manteniéndola, a menos que tengan una experiencia positiva y significativa, mientras que los que presentan actitudes positivas rara vez las cambian. Esto implicaría que en la medida que se identifiquen de modo más positivo y abierto con la inclusión generarán más acciones y decisiones para implementarla. Según De Boer, Pijl y Minnaert (2010) se han desarrollado varios instrumentos que permiten medir las actitudes acerca del grado de inclusión que pueden presentar los docentes, la mayoría de ellos de corte cuantitativo, orientados a evaluar el componente cognitivo de las actitudes (80% de los estudios), mientras que solo el 20% medía componentes actitudinales o conductuales.

Sin embargo, a pesar del número de estudios e instrumentos en el área, en idioma español aún son escasos. Uno de ellos es la escala de Larrivee y Cook (1979), adaptada al español por García y Alonso (citado en Montañés et al., 1990), la cual ha sido empleada en este tipo de investigaciones (Díaz y Franco, 2010; García, García y Rodriguez, 1993; Montañés et al., 1990; Tarraga, Grau y Peirats, 2013). Otro instrumento es una adaptación de la misma escala realizada por Antonak y Larrivee (1995), llamada ORI (Opinions Relative to Integration of Students with Disabilities Scale) traducida al español por Tarraga et al. (2013). Además, se pueden encontrar algunas escalas, como la Escala de Actitudes de los Maestros ante las NEE, de Álvarez, Castro, Campo-Mon y Álvarez-Martino (2005).

Se plantea que las variables más relevantes de los instrumentos señalados se relacionan con aspectos centrados en factores individuales o de formación de los docentes (género, experiencia en educación, formación o entrenamiento ante la diversidad), por lo que la posibilidad de lograr un cambio en las actitudes es difícil, debido a que no dependen del mismo docente (Granada, Pomés y Sanhueza, 2013). Asimismo, no se relacionan con factores de participación en el centro escolar o factores relacionados al cambio de los procesos escolares, que serían elementos más relevantes para lograr la perspectiva de la inclusión educativa (De Boer, Pijl, & Minnaert, 2010).

En la medida que los actores educativos (fundamentalmente los docentes) se identifiquen con los cambios que promueven la diversidad, en diferentes niveles, se logra una educación inclusiva (Fernández, 2013; Granada et al., 2013). Es por ello que resulta relevante contar con una perspectiva de inclusión que considere los aspectos individuales, como las actitudes o el conocimiento sobre el tema, pero también los aspectos de la organización escolar y del curriculum. Esto se logra a partir del modelo de inclusión educativa presentado por Booth y Ainscow (2000).

El modelo de inclusión de Booth y Ainscow

La educación inclusiva comprende la diversidad como una construcción social (Blanco, 2004). El modelo de inclusión de Booth y Ainscow (2000) se caracteriza por la noción de que a través de prácticas inclusivas se mejoran los logros educativos, por la concepción de la diversidad como un recurso de apoyo al aprendizaje y a la enseñanza y por la consideración de la escuela como el centro del cambio. Contrasta con el modelo médico, al proponer el uso del concepto “barreras al aprendizaje y participación” para definir las dificultades que el alumnado encuentra a través de la interacción entre los estudiantes y sus contextos, los profesores, las políticas, las instituciones, las culturas y las circunstancias sociales y económicas que afectan a su vida.

Para Booth y Ainscow (2000) la inclusión educativa se concibe como un conjunto de procesos orientados a eliminar o minimizar esas barreras que limitan el aprendizaje y la participación de todo el alumnado, en el entendido de que hay muchos estudiantes que no disfrutan de igualdad de oportunidades educativas ni reciben una educación adecuada a sus necesidades y características personales. Estas barreras, según los autores, se pueden encontrar en todos los elementos y estructuras del sistema: “la oferta curricular, la gestión escolar, las estrategias de aprendizaje que se utilizan en el aula y las expectativas de los profesores, entre otros, son factores que pueden favorecer o dificultar el aprendizaje y participación de los alumnos” (Booth y Ainscow, 2000, p. 5), por lo que una educación inclusiva implica cambios profundos en la cultura, la organización y las prácticas escolares.

Para emprender este objetivo Booth y Ainscow (2000, 2011) diseñaron el Índice de Inclusión como un instrumento de apoyo que proporciona las diferentes dimensiones e indicadores que pueden orientar en el proceso hacia la inclusión. Así, las dimensiones de la inclusión según los autores serían las siguientes:

1. 1. Cultura, referido a la generación de una comunidad escolar que desarrolla valores inclusivos compartidos por todo el profesorado, los estudiantes, los miembros del consejo escolar y las familias. Una comunidad inclusiva estará entonces en permanente cambio, comprometida a realizar un análisis crítico sobre lo que se puede hacer para mejorar el aprendizaje y la participación de todos, tanto en el centro educativo como en la localidad en que este se a.
2. 2. Políticas, como planes y espacios de organización colaborativos que reúnen dentro de un único marco todas las modalidades de apoyo para atender a la diversidad del alumnado, por ejemplo, planes de desarrollo para la escuela y su entorno, políticas de liderazgo inclusivo, protocolos de inclusión, protocolos de adquisición de equipamiento e infraestructura inclusiva y protocolos de apoyo a la diversidad, entre otros.
3. 3. Prácticas, que se refieren a acciones que reflejen la cultura y las políticas inclusivas de la escuela, que sitúen las posibilidades de cambio dentro del ámbito educativo y del aula regular para superar las barreras para el aprendizaje y la participación, como por ejemplo la construcción participativa y contextualizada de un currículum inclusivo y la organización de la enseñanza centrada en el aprendizaje inclusivo.

La estructura del modelo ha tenido escasa validación empírica, pudiéndose rescatar un estudio de Plancarte (2010) en una muestra de docentes mexicanos, encontrando que las tres dimensiones presentan entre sí un nivel de correlación alto y significativo al 5% (entre .692 y .879). Asimismo, se muestra en el estudio que en las secciones o factores en los que se subdividen las dimensiones había correlaciones significativas en más del 50% de ellas, siendo los factores con mayor relación “construir una comunidad”, “establecer valores”, “organizar el apoyo para atender a la diversidad” y “movilizar recursos” (organizar la enseñanza). Otro estudio que analiza la adecuación del índice como instrumento es el de León y Arjona (2011), quienes en una muestra de docentes españoles encontraron que los factores del índice tenían un buen nivel de confiabilidad con valores de alfa de Cronbach, que van de .645 a .907. Sin embargo, ninguno de los dos estudios realizó un análisis factorial para analizar el grado de relación de los factores y las dimensiones con las que se propone teóricamente.

El concepto de autoadscripción inclusiva

Tanto en América Latina en general como en Chile en particular se convoca a la inclusión como un derecho humano, pero los documentos y normas prescriben un modelo de integración con un enfoque psicomédico con diagnósticos y adaptaciones curriculares y evaluativos individuales a cargo de un especialista (López, Julio, Pérez, Morales y Rojas, 2014). Por otra parte, las características del sistema escolar, tanto a nivel de políticas como de gestión, inciden en que se logre o no un proceso inclusivo en la escuela, puesto que ocurre muchas veces que las decisiones curriculares y administrativas se convierten en barreras para la diversidad de los estudiantes (Blanco, 2004).

En un estudio realizado en Chile, López et al. (2014) concluyen que “la política educativa y las prácticas escolares y pedagógicas crean barreras para la inclusión, en la medida en que tienden a la individualización, a la segregación y a la desresponsabilización del aprendizaje y la participación de los estudiantes con NEE” (p. 279). Sostienen que estas barreras son culturales, basadas en creencias propias respecto de la educabilidad de los estudiantes y fundamentadas en una noción de diversidad como problema y no como recurso.

El concepto de autoadscripción es una definición individual de pertenencia a una etnia o raza (Bengoa, 2009; Castro y Santos, 2012; Gunderman, Vergara y Foerster, 2005), si bien en este artículo se hará referencia a la dimensión cultural en relación con valores y creencias de promoción a la inclusión social y educativa. Así, puede definirse la autoadscripción inclusiva, tomando como base el modelo de Booth y Ainscow (2011), como la auto-percepción de la disposición a la inclusión, la cual está referida a las actitudes y conductas que valoren y promuevan la participación y el compromiso de niños y adultos para generar cambios en la escuela y lograr la responsabilidad ante la diversidad. Esta conceptualización está constituida por tres dimensiones: políticas, culturas y prácticas, que fueron evaluadas como el valor total logrado en el test de autoadscripción inclusiva medido sobre la base de puntuaciones de actitudes y conductas sobre la cultura inclusiva.

La cultura inclusiva es entendida como las interacciones, valores y creencias que promueven la participación democrática en la escuela, en tanto las políticas inclusivas son concebidas como acciones de gestión escolar que implican planes de cambios en la escuela para aceptar la diversidad. Por último, las prácticas inclusivas son definidas como acciones que permitan promover un currículum para la diversidad junto con estrategias de enseñanza y aprendizaje desde la diversidad.

Los antecedentes hasta aquí presentados permiten señalar que no existe actualmente un instrumento en idioma español que evalúe las actitudes y conductas que promuevan desde el profesor la inclusión educativa, según el modelo de Booth y Ainscow (2000), lo que obstaculizaría conocer desde la propia mirada del docente su percepción de cuan inclusivas percibe sus actitudes y conductas frente a situaciones de diversidad. Lo anterior es relevante, pues se ha señalado que los docentes son el eje de los procesos de cambio frente a la diversidad (Blanco, 2004), pero a la vez pueden volverse un gran obstáculo para ello si no están de acuerdo a sus fines (Avramidis y Norwich, 2002).

En este contexto, el objetivo del estudio que se presenta fue evaluar las características de validez interna del cuestionario de autoadscripción inclusiva inspirado en el modelo de Booth y Ainscow. Las hipótesis que se generaron fueron:

1. H1. El instrumento tendría un alto nivel de consistencia interna.

2. H2. Se avalaría una estructura factorial coherente con el modelo teórico presentado por los autores.

Método

Participantes

La población objetivo del presente estudio, desde donde se obtuvo la muestra definitiva, considera a los profesores que se desempeñan en establecimientos educacionales municipales de enseñanza media con y sin proyectos de integración escolar de la Provincia de Ñuble, Chile. La muestra fue seleccionada aleatoriamente, cubriendo 60 establecimientos, y constó de un total de 548 docentes de ambos sexos, con edades comprendidas entre 26 y 60 años.

La selección se realizó en forma aleatoria, en base a los listados de cada establecimiento, determinando en base a un sistema de tómbola al docente en particular con el que había que ponerse en contacto para responder el instrumento.

Instrumento

El instrumento que mide la auto-adscripción inclusiva es una adaptación del Índice de Inclusión de Booth y Ainscow (2011) que recoge la percepción de actitudes y conductas que la persona genera en relación a las tres dimensiones de la inclusión (culturas inclusivas, políticas inclusivas y prácticas inclusivas). Se proponen 63 ítems como parte del instrumento, con una escala de respuesta tipo Likert de cuatro alternativas, que comprenden nunca (0), algunas veces (1) muchas veces (2) y casi siempre (3). Luego de una aplicación piloto se configuró el instrumento preliminar usado para la muestra principal, que quedó con 55 ítems.

Procedimiento

El estudio utilizó un diseño instrumental, que corresponde a aquellos centrados en la adaptación de pruebas o en la medición de características psicométricas (Montero y León, 2005). El instrumento surgió a partir de la pauta de diagnóstico de centros inclusivos de Booth y Ainscow (2011), que se encuentra traducida al español, seleccionando y adaptando los ítems pertinentes para el instrumento de autoadscripción. Luego el instrumento fue analizado en primera instancia mediante un juicio de expertos, a fin de evaluar la validez de contenido en el que tres profesionales del área de la psicología y la pedagogía evaluaron los ítems en cuanto a su redacción y pertinencia a la definición de la variable.

Posteriormente, se realizó una prueba piloto con 122 docentes de enseñanza media de establecimientos educativos de la ciudad de Chillán que no participaron del estudio final y que colaboraron de manera voluntaria e informada, analizándose el nivel de confiabilidad medida con el estadístico alfa de Cronbach, eliminándose 8 ítems que presentaban baja confiabilidad, quedando esta versión preliminar del instrumento con un total de 55 ítems y un alfa de Cronbach de .95.

Finalmente se aplicó a los participantes de la muestra principal, quienes colaboraron de manera voluntaria, firmando un consentimiento informado escrito previo a la participación. Como segundo paso se realizó un análisis de las posibles dimensiones existentes en el instrumento mediante análisis de componentes principales y se utilizó el método de rotación Varimax, que permite eliminar ambigüedades y maximizar la varianza explicada (Hernández, Fernández y Baptista, 2006; Lega, Heman y Paredes, 2011).

Además, se calculó el coeficiente alfa de Cronbach para determinar la consistencia interna del cuestionario, tanto del instrumento general como de las dimensiones encontradas. Finalmente, se realizó un análisis factorial exploratorio con las dimensiones encontradas, a fin de analizar su coherencia con la teoría. En este segundo análisis se utilizó como método de extracción el de factorización de ejes principales y como método de rotación el Varimax. Para el análisis de la información se utilizó el software SPSS Statistics, v. 20.

Resultados

Se consideró para los análisis estadísticos un total de 534 casos válidos. El análisis descriptivo de los ítems nos muestra un promedio de respuesta que va entre 1.79 y 2.84, lo que plantea una percepción tendiente a la valoración positiva (algunas veces y muchas veces). Por otro lado, la desviación estándar observada en los ítems oscila entre 0.38 y 1.02, lo que indicaría una dispersión media. Se puede observar, además, que la mayoría de los ítems (65%) tienen un nivel de asimetría y curtosis en general adecuadas, lo que señalaría una distribución cercana a lo normal. Por otra parte, se realizó un nuevo análisis de confiabilidad para el instrumento total, alcanzándose un alfa de Cronbach de .954 para el instrumento considerando 55 ítems. Se estima un nivel de confiabilidad alto, puesto que existe el consenso de que un valor por sobre .70 indicaría un buen nivel de confiabilidad (George y Mallery, 2003).

Para el análisis de componentes principales se desarrolló, en primer lugar, un análisis de validación de supuestos mediante el estadístico de Bartlett y el valor del KMO (Kayser-Meyer-Olsen). La prueba de esfericidad de Bartlett fue significativa (χ² = 12645.494, p < .0001), mientras que la medida de adecuación muestral KMO fue .936, sustancialmente mayor al valor mínimo recomendado. El criterio utilizado, en este caso, para la retención de componentes se denomina “criterio especificado por el usuario”, donde hemos decidido seleccionar “a priori” 6 factores, en concordancia con lo sugerido por los autores originales. Se observa que la presencia de estos factores estaría explicando solo el 46.64% de la variación total de los datos.

De este modo se consideraron 6 factores que representan la dimensionalidad del constructo de autoadscripción inclusiva, agrupándose los ítems como aparece en la tabla 1 y presentando un valor de carga adecuada en cada dimensión (> .30).

Tabla 1

Matriz de carga factorial de los ítems en relación a los factores del instrumento

La rotación generada permite entonces considerar seis factores, a los que se les aplicó el estadígrafo alfa de Cronbach para analizar su confiabilidad. La primera dimensión, denominada “enseñanza para el aprendizaje de todos y todas” considera trece ítems, con un alfa de Cronbach de .873. La segunda dimensión, llamada “construyendo comunidad inclusiva”, considera catorce ítems, con un alfa de Cronbach de .820. Una tercera dimensión, nombrada “diseño curricular para la diversidad”, contiene siete ítems y un alfa de Cronbach de .842. Una cuarta dimensión, etiquetada como “políticas escolares para la diversidad”, considera seis ítems y presenta un alfa de Cronbach de .787. La quinta dimensión, denominada “prácticas de inclusión en la escuela”, consta de nueve ítems, presentando un alfa de Cronbach de .832. En último lugar, la sexta dimensión, acuñada “desarrollo de cultura para la inclusión”, considera seis ítems y un alfa de Cronbach de .780.

Finalmente, se realizó un análisis factorial exploratorio con los valores totales obtenidos de las dimensiones para analizar si se podían agrupar dichos datos en las mismas áreas que señala la teoría, utilizando un estadígrafo más robusto, el de factorización de ejes principales. Los valores de los supuestos medidos mediante el KMO (.875) y la prueba de Bartlett (χ² = 1681.750, p < .0001) se consideran adecuados. Se puede observar en la tabla 2 que los indicadores de Kaiser señalan la selección de un solo factor, que retendría el 57% de la varianza, aunque el indicador del gráfico de sedimentación señale la posibilidad de establecer tres factores. Al considerar los tres factores se obtiene una varianza explicada del 65%, que se reorganiza en función del proceso de rotación, comprendiendo un primer factor, que retiene el 25.07% de la varianza, un segundo, que retiene el 20.50%, y un tercer factor, que retiene el 20.06%.

Tabla 2

Matriz de extracción de factores para el análisis de las dimensiones del instrumento

Además, la rotación Varimax plantea que los factores encontrados cargarían en las tres dimensiones seleccionadas con valores adecuados, como se puede observar en la tabla 3.

Tabla 3

Matriz de carga factorial de los factores en relación a las dimensiones del instrumento

De este modo se tendría un primer factor, denominado “prácticas pedagógicas inclusivas” que comprendería la dimensión 1, enseñanza para el aprendizaje de todos y todas, y la dimensión 3, diseño curricular para la diversidad. El segundo factor se denomina “cultura inclusiva”, comprendiendo la dimensión 2, “construyendo comunidad inclusiva”, y la dimensión 6, “desarrollo de cultura para la inclusión”. El tercer factor se denomina “políticas inclusivas” y comprende la dimensión 4, “políticas escolares para la diversidad”, y la dimensión 5, “prácticas de inclusión en la escuela”.

Discusión

Se puede señalar en relación con el objetivo del estudio, que el instrumento de autoadscripción inclusiva es confiable en cuanto a su consistencia interna y su pertinencia con el constructo teórico. Se destaca el alto valor del alfa de Cronbach, lo que da una base importante de consistencia interna al instrumento, dando sustento a la idea de considerar a la autoadscripción inclusiva como un constructo coherente y plausible, de modo que sea considerado en el estudio de los procesos de inclusión.

Cabe mencionar que, si bien se encontró una buena adecuación del instrumento con las dimensiones del modelo original, se realizó una modificación de la dimensión políticas inclusivas, la que se desdibuja de manera importante del modelo de Booth y Ainscow (2000), donde recoge aspectos de participación de los integrantes de la comunidad educativa en las decisiones administrativas y curriculares de la institución. Esto podría relacionarse con la existencia de dificultades en la participación de los docentes chilenos en los procesos de decisión de la institución escolar, pues ésta, según Pereira (Ossa, 2008), se ha caracterizado por ser verticalista, jerárquica y autoritaria, centrando las decisiones en las autoridades del establecimiento y evitando en la mayoría de las ocasiones mecanismos de participación en la gestión.

El instrumento reorganizado mediante el análisis factorial presenta buenos indicadores de confiabilidad, lo que indicaría que los elementos considerados son pertinentes al constructo, presentando además valores elevados en relación a los parámetros con que se evalúa el estadígrafo utilizado (alfa de Cronbach), lo cual es relevante, pues permite sustentar la propuesta de que la autoadscripción inclusiva es un constructo confiable y cercano a la teoría. Lo anterior permite proyectar la utilización del constructo para el diagnóstico y quizás la posterior intervención en las actitudes y conductas que presenten los docentes secundarios sobre la inclusión educativa, tanto a nivel de los elementos culturales, de las políticas locales del establecimiento, como de las actividades didácticas y curriculares, que son parte de sus prácticas.

El hecho de que las dimensiones “enseñanza para el aprendizaje de todos y todas” y “construyendo comunidad inclusiva” tengan un gran número de ítems podría guardar relación con que esos ámbitos están relacionados con ejes curriculares orientados a incentivar la respuesta positiva a la diversidad en el plano de conocimiento, tanto como en el plano actitudinal y valórico, los que son percibidos como más propios de los docentes. Por otro lado, las dimensiones “diseño curricular para la diversidad, “desarrollo de cultura para la inclusión”, “políticas escolares para la diversidad” y “prácticas de inclusión en la escuela” corresponden a ejes relacionados con la gestión escolar y con aspectos culturales de la institución, que serían percibidos como menos propios de la labor docente.

Por otro lado, se puede apreciar una adecuada coincidencia con los estudios realizados en México y España (León y Arjona, 2011; Plancarte, 2010) respecto a la presencia de tres factores generales tras el concepto de inclusión educativa, conceptualizados como culturas, políticas y prácticas de inclusión. Esto permite otorgar un sustento empírico a la propuesta teórica del índice de inclusión que se trabaja en el sistema educacional chileno, dándole mayor solidez y base empírica.

Conclusiones y proyecciones

Se puede concluir que el instrumento presenta adecuados niveles de confiabilidad y validez interna, lo que le permite ser considerado una herramienta pertinente para la medición de autoadscripción inclusiva en docentes secundarios; presenta asimismo una adecuada coherencia con los elementos teóricos del modelo de Booth y Ainscow (2000), lo que permite avalar las hipótesis de trabajo planteadas en este estudio.

Se considera necesario avanzar hacia la validez externa del instrumento, generando estudios que permitan analizar su consistencia en el tiempo, y la validez concurrente y convergente de sus factores con otros indicadores validados. En relación a ello, cabe señalar que uno de los aspectos que limitan el estudio tiene relación con la muestra utilizada, ya que aun cuando fue representativa de la región donde se hizo el estudio no presenta representación de la situación a nivel del país. Además, otra limitación es el nivel moderado de asimetría y curtosis, con un porcentaje importante de ítems (35%) no distribuidos normalmente, lo cual indicaría que es posible falsear esos ítems o contestarlos de manera deseable más que real, lo que requiere ser comprobado en un nuevo estudio.

Finalmente se considera importante continuar evaluando las características del instrumento con docentes de otros niveles y de otras realidades socioculturales, con el fin de ampliar y confrontar los datos obtenidos en el estudio.

Extended Summary

This study focuses on the construction and validation of an instrument to measure the level of acceptance of and willingness for school inclusion in secondary school teachers, which has been called ‘inclusive self-ascription scale’. The research stems from the problem of the absence of an instrument in Spanish to assess attitudes and behaviors promoted by teachers towards an inclusive education based on Booth and Ainscow's (2000). This is relevant because the characteristics of the Chilean school system, both at policy and management levels, are based on curricular and administrative decisions which can become barriers to student diversity processes (Blanco, 2004), leaving thus teachers out of the decision-making process, not recognizing that they are key players in enabling that an inclusive process in the school may succeed or not. The aim of the research presented in this paper was to analyze the internal structure and reliability of the instrument. Therefore, the following hypotheses were set out:

1. H1. The instrument has a high level of internal consistency and

2. H2. The instrument presents a factorial structure which is consistent with the authors’ theoretical model.

The methodology included an instrumental design which, according to Montero and León (2005), is best suited for the validation of instruments. The main participants of the study were secondary school teachers; then, a representative and random sample of secondary school teachers from the province of Ñuble, Chile, was set up. The expected number of participants was 548 teachers, male and female, aged between 28 and 60 years old. They were randomly selected through a lottery system based on the school records. After they had been contacted and invited to participate in the study, they were asked to provide informed consent of their participation. The instrument used was an adaptation of Booth and Ainscow's Index for Inclusion, which considered initially 63 items. The instrument was validated by judges who were practitioners in the fields of psychology and pedagogy. Then, with the purpose of revising that the wording used in the instrument was appropriate to the sample population, a pilot instrument was applied to a sample of 122 teachers who were not included in the final sample; this allowed us to reduce the number of items included in the final version of the instrument was to 55 and to obtain a Cronbach's alpha of .95, which was considered high. The instrument was applied to a final sample of 534 valid questionnaires; the methods of data analysis used included descriptive statistics, such as measures of central tendency and dispersion, and principal component analysis, such as Cronbach's alpha and exploratory factor analysis.

The results of the descriptive analysis show that the replies given to the questionnaire items reached an average ranging between 1.79 and 2.84, meaning that teachers’ perceptions tend to favor a positive evaluation (sometimes, and often). Similarly, the observed standard deviation ranges from 0.38 to 1.02, which indicates an average dispersion; in addition to this, the majority of the items (65%) have acceptable levels of skewness and kurtosis.

The principal component analysis shows that the basic assumption of this analysis was met (the Bartlett's test of sphericity was χ² = 12645.494, p < .0001, while the KMO sampling measure was .936). Six dimensions could be identified: “teaching for learning for all”, with thirteen items (Cronbach's alpha of .873); “building inclusive community”, consisting of fourteen items (Cronbach's alpha of .820); “curricular design for diversity”, with seven items (Cronbach's alpha of .842); “school policies for diversity”, which includes six items (Cronbach's alpha of .787); “inclusive practices in schools”, made up of nine items (Cronbach's alpha of .832); and, finally, “development of culture for inclusion”, with six items (Cronbach's alpha of .780). Finally, an exploratory factor analysis applied to these dimensions showed a cluster of three new factors, namely, pedagogical practices, inclusive cultures and inclusive policies. The overall level of instrument reliability was high (α = .954).

It may be noted, in relation to the object of the study, that the ‘inclusive self-ascription scale’ is reliable in terms of its internal consistency and relevance for theory construction. It is worth mentioning the high value of Cronbach's alpha, which gives an important base for internal consistency of the instrument, supporting in turn the idea of considering ‘inclusive self-ascription’ as a coherent and plausible construct and a useful tool for the study of inclusive processes. This is relevant because the results shown here support the argument that ‘inclusive self-ascription’ is a reliable concept, close to the theory construct and consistent with studies conducted in Mexico and Spain (León & Arjona, 2011; Plancarte, 2010), which show that three general factors, conceptualized as cultures, policies and practices of inclusion, are all present behind the concept of inclusive education. Similarly, these results will enable researchers to use the instrument in subsequent studies dealing with the measurement of secondary school teachers’ attitudes and behaviors towards inclusive education that consider not only the cultural elements of local politics but also the curricular and didactic activities of teachers’ practices. Finally, it is necessary to consider in future studies the external validity of the instrument together with an analysis of its consistency over time, as well as the concurrent and convergent validity of its factors with other validated indicators.

In this regard, it should be noted that one limitation of the study has to do with the sample used, as this was merely representative at a regional level (not national). Another limitation has been the moderate level of skewness and kurtosis of the data, with a significant percentage of items (35%) not being normally distributed. Finally, the characteristics of the instrument should continue to be evaluated with teachers at different school levels and socio-cultural realities so that the results obtained by this study can be further expanded.

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Anexo

Escala de Autoadscripción Inclusiva (adaptada del Indice de Inclusión de Booth y Ainscow).

El presente cuestionario está inspirado en el Índice de Inclusión Educativa (Booth y Ainscow, 2000), y tiene como finalidad establecer un criterio de medición individual, sobre la base de creencias y actitudes de la aceptación de la inclusión, caracterizada a través de las dimensiones de creación de culturas inclusivas, la producción de políticas de inclusión, y el desarrollo de prácticas inclusivas. Para ello frente a cada pregunta debe marcar el recuadro que Vd. considere más cercano a su experiencia en relación a los siguientes criterios:

Le solicitamos tenga a bien responder a todas las preguntas contenidas en este instrumento, sin dejar ninguna en blanco, teniendo en consideración que éste es un reporte de creencias y actitudes, y no busca determinar si es correcta o incorrecta. Las respuestas a este instrumento son absolutamente anónimas, por lo que la información solicitada se mantendrá en absoluta confidencialidad.

Notas

Notas de autor

*Autor para correspondencia. Universidad del Bio-Bio. Avenida Brasil nº 1180, casilla 447. Chillán, Chile. Correo electrónico: eoep.logrono.oeste@larioja.edu.es, fcastro@ubiobio.cl (F. Castro-Rubilar).

Declaración de intereses