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Anales de Psicología

versão On-line ISSN 1695-2294versão impressa ISSN 0212-9728

Anal. Psicol. vol.31 no.3 Murcia Out. 2015

http://dx.doi.org/10.6018/analesps.31.3.186482 

 

 

Adaptación y validación del cuestionario CUVE3-EP para la evaluación de la violencia escolar en centros de enseñanza básica de la República Dominicana

Adaptation and validation of the CUVE3-EP questionnaire for the assessment of school violence in Dominican Republic primary schools

 

 

David Álvarez-García1, Josefina Margarita Mercedes2, Francisco Javier Rodríguez1 y José Carlos Núñez1

1 Universidad de Oviedo (España).
2 Instituto Superior de Formación Docente Salomé Ureña (República Dominicana).

Dirección para correspondencia

 

 


RESUMEN

El objetivo de este trabajo fue diseñar y validar una versión del cuestionario CUVE3-EP (Álvarez-García, Núñez y Dobarro, 2012) adaptada al contexto de las escuelas de Enseñanza Básica de la República Dominicana. El cuestionario fue puesto a prueba con 1945 estudiantes de 5o, 6o, 7o y 8o grado del Nivel Básico, con edades comprendidas entre los 11 y los 17 años, pertenecientes a 14 centros educativos de Santo Domingo. Los análisis factoriales confirmatorios realizados muestran que el modelo que mejor ajusta a los datos es el compuesto por siete tipos de violencia escolar: violencia verbal entre estudiantes; violencia verbal de alumnado hacia profesorado; violencia física directa y amenazas entre estudiantes; violencia física indirecta por parte del alumnado; exclusión social entre estudiantes; disrupción en el aula; y violencia de profesorado hacia alumnado. Tras examinar sus propiedades psicométricas, se concluye que la adaptación del cuestionario CUVE3-EP presentada en este trabajo constituye un instrumento fiable y válido para la evaluación de la violencia escolar en los centros de Enseñanza Básica de la República Dominicana.

Palabras clave: Violencia escolar; evaluación; alumnado; Enseñanza Básica; República Dominicana.


ABSTRACT

The aim of this work was to design and validate an adapted to Dominican Republic primary schools version of the CUVE3-EP questionnaire (Álvarez-García, Núñez & Dobarro, 2012). The questionnaire was applied to 1945 fifth-, sixth-, seventh- and eighth-grade students (aged from 11 to 17 years), from 14 primary schools in Santo Domingo. Confirmatory factor analyses show that the seven-factor model (verbal violence among students, student verbal violence against teachers, direct physical violence and threats among students, indirect physical violence by students, social exclusion among students, disruptive behavior in the classroom, and teacher violence against students) offers a significantly better fit than the other models tested. After examining its psychometric properties, it was concluded that the presented version of the CUVE3-EP is a reliable and valid measure for the assessment of school violence in Dominican Republic primary schools.

Key words: School violence; assessment; students; Primary Education; Dominican Republic.


 

Introducción

El clima de convivencia escolar constituye una de las variables con mayor impacto en el aprendizaje académico y social del alumnado. Por lo general, los estudiantes disfrutan en los centros educativos de unas relaciones sanas y cordiales con compañeros y docentes. Sin embargo, esto no siempre es así. Este clima se puede ver truncado por la aparición de incidentes violentos. La violencia, entendida como aquella conducta u omisión intencionada con la que se causa un daño o un perjuicio (Álvarez-García et al., 2011), puede manifestarse de maneras diversas en el contexto escolar. La violencia física implica contacto material para producir el daño. Algunos estudios (Defensor del Pueblo-UNICEF, 2007) distinguen una violencia física directa, en la que el contacto es directo sobre la víctima (por ejemplo, una pelea o un golpe), de una violencia física indirecta, en la que se causa el daño actuando sobre las pertenencias o el material de trabajo de la víctima (por ejemplo, robos, destrozos o esconder cosas). En la violencia verbal el daño se causa mediante la palabra (por ejemplo, insultos, motes, rumores o hablar mal de alguien). La exclusión social incluye actos de discriminación y de rechazo, por motivos que pueden ser diversos, como la nacionalidad, las diferencias culturales-religiosas o el color de la piel (Giliberti, 2013) o el rendimiento académico (Schwartz, Kelly y Duong, 2013). La disrupción en el aula se refiere a comportamientos con los que el alumnado dificulta al profesor o la profesora impartir su clase, y al resto de compañeros interesados seguirla con aprovechamiento (por ejemplo, hablar o levantarse del asiento cuando no se debe) (Volpe y Briesch, 2012). Tradicionalmente, el estudio de la violencia escolar se ha centrado, sobre todo, en la violencia entre estudiantes. Sin embargo, resulta también importante considerar los posibles incidentes que puedan aparecer entre los dos principales protagonistas del proceso de enseñanza-aprendizaje en los centros educativos: el alumnado y el profesorado (Díaz-Aguado y Martínez, 2013). En este sentido, el alumnado puede desarrollar comportamientos violentos hacia el profesorado, como conductas disruptivas en el aula, agresiones físicas o verbales. Del mismo modo, el alumnado puede padecer conductas manifiestamente violentas por parte del profesorado -violencia verbal, agresiones físicas, exclusión- (Eljach, 2011), o interpretar ciertos comportamientos del profesorado como violentos -mostrar preferencias, no prestar atención a ciertos alumnos o intimidar al alumnado, por ejemplo-.

Son muchos los estudios que han destacado una relación negativa de la violencia escolar tanto con el rendimiento académico como con el bienestar psicosocial de alumnado y profesorado (Ortega y Núñez, 2012; Pérez-Fuentes, Gázquez, Fernández-Baena y Molero, 2011). Respecto al rendimiento académico, el alumnado que es víctima habitual de agresiones por parte de sus compañeros tiende a presentar una baja competencia percibida (Ma, 2008) e incluso una baja participación y absentismo para evitar el maltrato (Buhs, Ladd y Herald, 2006; Totura, Green, Karver y Gesten, 2009). El alumnado agresor tiende a obtener bajas calificaciones (Ma, 2008), así como una mayor tasa de abandono escolar (Kokko, Tremblay, Lacourse, Nagin y Vitaro, 2006). El alumnado disruptivo durante la clase suele tener un menor apoyo por parte del profesorado y un logro académico más bajo que sus compañeros (Gibson, 2007). En general, unas relaciones cercanas y de calidad entre estudiantes y maestros están asociadas a un mayor compromiso en el centro educativo por parte de ambos (Anderson, Christenson, Sinclair y Lehr, 2004), lo cual se traduce en una mayor motivación, rendimiento, sentimientos de pertenecía y afecto en la escuela. De hecho, algunos estudios han concluido que en las aulas en las que es más habitual la violencia física o verbal, o en las escuelas en las que hay más casos de bullying, se obtiene un peor desempeño académico (Lacey y Cornell, 2013; Román y Murillo, 2011; Strom, Thoresen, Wentzel-Larsen y Dyb, 2013).

La violencia escolar también puede afectar negativamente al bienestar psicosocial de alumnado y profesorado. Los estudiantes que han sido víctimas de un maltrato continuado por parte de sus compañeros se sienten y esperan ser rechazados (Cerezo y Ato, 2010), pueden mostrar síntomas depresivos (Anderson y Hunter, 2012), ansiedad -trastornos del sueño, pérdida de apetito- (Guhn, Schonert-Reichl, Gadermann, Hymel y Hertzman, 2013), ansiedad social -desconfianza ante los demás, tendencia al aislamiento-(Boulton, 2013), una autoestima baja (Sánchez, Ortega y Menesini, 2012), e incluso, en los casos más graves, ideación suicida o intentos de suicidio (Klomek, Sourander y Gould, 2010). El alumnado que presenta problemas de comportamiento en el centro educativo puede extender su conducta a otros ámbitos, como el ámbito laboral, la pareja o el barrio (Farrington, Ttoffi y Lösel, 2011). Por último, los continuos problemas de comportamiento por parte del alumnado son una importante fuente de estrés y burnout en el profesorado (Fernet, Guay, Senécal y Austin, 2012). Este tipo de situaciones pueden no sólo desmotivar al docente, sino incluso generar sintomatología de tipo somático, depresivo, de ansiedad, insomnio o irritabilidad, actitudes negativas hacia uno mismo o hacia los demás -que pueden afectar también a su vida familiar-, e incluso en casos más extremos fobia social, depresiones graves o intentos de suicidio (Moriana y Herruzo, 2004).

Los escasos estudios específicos y sistemáticos publicados sobre la violencia escolar en la República Dominicana muestran que se trata de un fenómeno digno de consideración. Vargas (2010) desarrolla un estudio cualitativo, utilizando metodología etnográfica (observación, entrevistas y grupos focales), en seis escuelas de la República Dominicana. Incide en la presencia de violencia de profesorado hacia alumnado (agresiones físicas -utilizadas habitualmente como método disciplinario-, violencia verbal -burlas, humillaciones-, metodologías discriminatorias en función del rendimiento académico del alumnado -separación física en el aula y ausencia de atención al alumnado con bajo rendimiento-), así como en la presencia habitual de incidentes violentos entre estudiantes (peleas, se arrebatan la merienda, la mochila o el pupitre, desperfectos intencionados en pertenencias, insultos, burlas por no saber resolver tareas académicas; rechazo y comentarios discriminatorios hacia alumnado de origen haitiano). Román y Murillo (2011), dentro de un estudio más amplio, evalúan mediante un cuestionario la prevalencia de la violencia escolar entre el alumnado de 6o grado perteneciente a 183 escuelas del país, seleccionadas mediante un muestreo aleatorio estratificado por conglomerados. El 59.9% del alumnado de 6o grado de Primaria declara haber sido víctima de maltrato (independientemente del tipo) en el último mes. El 45.8% dice haber sido víctima de robos, el 28.9% insultado o amenazado y el 21.8% maltratado físicamente. Estos porcentajes aumentan cuando se pregunta al alumnado si conoce a alguien de su clase que haya sido víctima de este tipo de actos en su escuela en el último mes.

La presencia de este tipo de hechos en los centros educativos dominicanos, deben mover a la reflexión acerca del tipo de medidas que tanto la Administración como los centros educativos deberían poner en marcha para la prevención y el tratamiento educativo de este tipo de situaciones. Ahora bien, para ello es importante partir de un análisis amplio y riguroso del tipo de incidentes más habituales y de las variables con las que se asocian.

El uso de cuestionarios, frente a otros métodos de recogida de datos como la observación, los grupos focales o las entrevistas, permite obtener una gran cantidad de información de forma sistemática, con unos plazos y recursos asumibles (Torregrosa, Inglés, Estévez-López, Musitu y García-Fernández, 2011). Permite evaluar en poco tiempo a una gran cantidad de informantes, lo que facilita que se pueda evaluar un centro completo o numerosos centros de una región en unas mismas fechas, con fines descriptivos o comparativos, lo que añade rigor a las conclusiones. Los cuestionarios son fácilmente aplicables, requieren menos entrenamiento que otras técnicas, como la observación, la entrevista o los grupos de discusión. Además, la información obtenida a través de cuestionarios se puede codificar y analizar más fácil y rápidamente que la obtenida con otros métodos, sobre todo si se trata de escalas tipo Likert.

Hasta el momento no se han publicado cuestionarios para la evaluación de la violencia escolar validados en centros educativos dominicanos. Los principales estudios sobre violencia escolar desarrollados en la República Dominicana han utilizado una metodología cualitativa de carácter etnográfico (Vargas, 2010), o cuestionarios sobre los que no se informa acerca de sus garantías estadísticas (Román y Murillo, 2011).

Sin embargo, en los últimos años se han desarrollado en el ámbito internacional diferentes cuestionarios estandarizados -véase Álvarez-García, Núñez y Dobarro (2013) y Hamburger, Basile, y Vivolo (2011), para una revisión-. Uno de ellos es el CUVE3-EP (Álvarez-García, Núñez y Dobarro, 2012), una escala breve, de 34 enunciados tipo Likert, que permite evaluar la frecuencia con la que el alumnado de Educación Primaria considera que ocurren diferentes tipos de violencia escolar protagonizados por el alumnado y el profesorado de su clase. El CUVE3-EP ha mostrado su utilidad práctica en España para elaborar informes diagnósticos acerca del clima de convivencia escolar a nivel regional, así como en centros específicos como base para la elaboración de sus Planes de Convivencia; para analizar la asociación entre la violencia escolar y diferentes variables, como el rendimiento académico, el género, el curso o el desarrollo de ciertas medidas para la mejora de la convivencia escolar; y para analizar la eficacia de programas de intervención (Álvarez-García, Núñez y Dobarro, 2013).

El objetivo de este trabajo es adaptar el cuestionario CUVE3-EP al contexto de las escuelas de Enseñanza Básica de la República Dominicana y analizar sus propiedades psicométricas, en términos de fiabilidad y validez de constructo, tras su aplicación a una muestra de centros de su capital, Santo Domingo.

 

Método

Participantes

El cuestionario fue aplicado a 1945 estudiantes de segundo ciclo del Nivel Básico (5o a 8o grado), pertenecientes a 14 centros educativos de Santo Domingo (República Dominicana). El 52.3% son alumnas y el 47.7% alumnos, con edades comprendidas entre los 11 y los 17 años (M = 12.71, DT = 1.15). El 93.2% del alumnado se sitúa en el rango de edad propio de este ciclo educativo (11 a 14 años). El 6.8% restante supera la edad habitual tras haber repetido alguna vez curso.

Instrumento de evaluación

El cuestionario puesto a prueba en este estudio es una adaptación al contexto dominicano del CUVE3-EP (Álvarez-García, Núñez y Dobarro, 2012). En su versión original, el CUVE3-EP fue validado en España, con alumnado de tercer ciclo de Educación Primaria (5o y 6o -entre 10 y 13 años de edad-). El CUVE3-EP se consideró la versión del CUVE3 más apropiada para su aplicación en la muestra dominicana manejada, por dos motivos: el segundo ciclo de Nivel Básico constituye el último ciclo de la enseñanza básica en la República Dominicana, al igual que el tercer ciclo en España; y la edad del alumnado en el segundo ciclo de Nivel Básico dominicano se sitúa, con carácter ordinario, entre los 11 y los 14 años de edad, edades que se solapan, en gran medida, con la muestra utilizada para la validación del CUVE3-EP en España.

El CUVE3-EP original evalúa la frecuencia con la que el alumnado considera que ocurren diferentes tipos de violencia escolar, protagonizados por los estudiantes y docentes de su grupo-aula. Se trata originalmente de una escala tipo Likert de 34 enunciados, con cinco opciones de respuesta (desde 1 -Nunca- hasta 5 -Siempre-). Ofrece una estructura, tras análisis factoriales exploratorios y confirmatorios, compuesta por siete factores o tipos de violencia escolar: Disrupción en el Aula, Violencia Verbal de Alumnado hacia Alumnado; Violencia Verbal del Alumnado hacia el Profesorado; Violencia Física Directa y Amenazas entre Estudiantes; Violencia Física Indirecta por parte del Alumnado; Exclusión Social entre Estudiantes, y Violencia del Profesorado hacia el Alumnado. Aunque las amenazas entre estudiantes constituyen un daño a través de la palabra y, por tanto, un tipo de violencia verbal, la respuesta de los escolares al cuestionario muestra que tienden a asociarlas más a la agresión física que a otros tipos de violencia verbal. Probablemente esto se deba a que, de acuerdo con su experiencia, lo anunciado en estas amenazas sea, en muchas ocasiones, una agresión física.

La versión adaptada al contexto dominicano, finalmente puesta a prueba en este estudio, se muestra en el Anexo. Está constituida por 36 enunciados, con el mismo formato de respuesta que la escala original (tipo Likert de cinco alternativas).

 

 

Procedimiento

En primer lugar, se modificaron algunos aspectos de vocabulario o contenido del cuestionario original, con el fin de que la prueba resultante fuese comprensible para el alumnado dominicano y tuviese una buena validez de contenido. Respecto al vocabulario, la adaptación fue realizada por el equipo investigador y puesta a prueba en los dos primeros centros en los que se aplicó. Dado que no se observaron dificultades de comprensión por parte del alumnado, ese fue el cuestionario que se utilizó ya de manera definitiva en el resto de los centros educativos. Respecto al contenido, la modificación más sustancial fue la inclusión de dos nuevos ítems, referidos a violencia física de profesorado hacia alumnado (ítems 8 y 9), excluidos en su momento de la escala española por su escasa frecuencia y, con ello, sus elevados índices de asimetría y curtosis y su escaso valor discriminativo. Los resultados obtenidos en estudios previos, de carácter cualitativo (Vargas, 2010), alertan en cambio de este tipo de violencia en el contexto dominicano. Por lo tanto, en la versión dominicana los enunciados referidos a Violencia de Profesorado hacia Alumnado incluyen actos de violencia física, verbal y exclusión, frente a la versión española, en la que no se incluye la violencia física.

Una vez diseñado el instrumento de evaluación, se seleccionaron aleatoriamente 14 centros de Enseñanza Básica, de entre el total de centros de Santo Domingo. Se solicitó permiso a sus respectivos equipos directivos para aplicar el cuestionario. Cada equipo directivo fue informado de los objetivos y procedimientos del estudio, de su carácter voluntario y anónimo, y del tratamiento confidencial de los resultados. Una vez el centro accedía a participar, se solicitó consentimiento informado a los padres o tutores de los alumnos, dada su condición de menores de edad. El cuestionario fue aplicado en todos los centros a mediados del segundo periodo lectivo del curso 2011-2012. Antes de contestar al cuestionario, los estudiantes también fueron informados del objetivo del estudio y de su carácter anónimo, confidencial y voluntario. Con carácter general, el alumnado dispuso de 15 minutos para contestar al cuestionario, si bien se fue flexible en función de la edad y características del alumnado. La prueba fue aplicada por el equipo investigador a todos los grupos de cada uno de los centros, en horario lectivo.

Análisis de datos

En primer lugar, se analizó la presencia en la matriz de datos de valores perdidos o fuera de la escala. Los alumnos que contestaron de forma válida menos del 80% de los ítems (un total de 43 estudiantes) fueron eliminados de la matriz de datos. Respecto a los ítems, en ninguno se encontró un porcentaje significativo de valores perdidos o fuera de la escala, por lo que se incluyeron todos en el análisis final de la prueba. Los valores perdidos o fuera de la escala fueron sustituidos por la media del respectivo ítem.

En segundo lugar, se analizaron los ítems mediante el programa SPSS 21.0. Se estudió: a) la normalidad univariada, mediante los índices de asimetría y curtosis; b) la posible presencia de ítems no diferenciadores, mediante la correlación ítem-total corregida (ri-t ≤ .30); y c) la posible existencia de ítems redundantes, mediante la correlación entre cada par de ítems (rs ≥ .90).

A continuación, se utilizó el programa estadístico EQS 6.2 (Bentler, 2013) para analizar la normalidad multivariada y la dimensionalidad de la prueba. La normalidad multivariada se evaluó por medio del coeficiente de Mardia. La dimensionalidad de la escala se examinó mediante análisis factoriales confirmatorios. Dado que tanto el coeficiente de Mardia como el análisis de los ítems apuntaron a la no normalidad de la escala, se utilizó Máxima Verosimilitud Robusta como método de estimación. Para determinar el grado de ajuste de los modelos, se utilizó la ratio Chi-cuadrado escalada de Satorra-Bentler (SBχ2) / grados de libertad (gl), el Índice de Ajuste Comparativo Robusto (RCFI), el Error Cuadrado Medio de Aproximación (RMSEA) y el Criterio de Información de Akaike Robusto (RAIC). Se considera que el ajuste es bueno cuando CFI ≥ .95 y RMSEA ≤ .06 (Hu y Bentler, 1999), y SBx2/gl < 3 (Ruiz, Pardo y San Martín, 2010). Algunos autores proponen criterios menos rígidos y consideran aceptables CFI > .90 y RMSEA < .08 (Matsunaga, 2010) y SBχ2/gl ≤ 5 (Hoyle, 2012). El RAIC permite comparar los modelos, siendo preferible el que menor valor presente.

Una vez identificado el modelo que mejor ajustaba a los datos, se comprobó su validez discriminante, analizando la correlación entre sus componentes. Correlaciones muy elevadas (r > .80) advierten de una posible colinealidad, redundancia, entre factores y, por tanto, una pobre validez discriminante. Dado que efectivamente se halló una correlación muy elevada entre algunos factores, se realizaron reespecificaciones post hoc en el modelo. Se comparó el modelo inicialmente seleccionado con otros dos modelos más parsimoniosos, en los que se combinaron factores muy altamente correlacionados, así como con un tercer modelo en el que se introdujeron las principales correlaciones ente los errores de medida.

Una vez identificado el modelo, de los puestos a prueba, con mejor ajuste a los datos, se halló el peso factorial (λ) de cada ítem en su correspondiente factor. Se consideran pesos débiles los inferiores a .40 y fuertes los superiores a .60 (Cabrera-Nguyen, 2010). El peso mínimo para considerar un ítem como un indicador aceptable para un factor es .30, sobre todo con tamaños de muestra amplios (Hair, Black, Babin y Anderson, 2010).

Por último, se analizó la fiabilidad de la prueba. La fiabilidad de la escala se analizó hallando el Coeficiente rho de Raykov (fiabilidad compuesta) de cada factor y del conjunto de la escala. Este coeficiente se plantea hoy en día como una alternativa a las debilidades del coeficiente alpha de Cronbach, destacadas por autores como Sijtsma (2009). Con carácter general, se considera que el Coeficiente rho de Raykov es aceptable si presenta un valor por encima de .70 y alto si es superior a .90. No obstante, se debe tener en cuenta el número de ítems, ya que se ve muy afectado por esta variable. También se halló la correlación múltiple al cuadrado de cada ítem, indicador de la proporción de varianza en el ítem explicada por la variable latente y, por lo tanto, de la fiabilidad del ítem para medir esa variable (Bollen, 1989).

 

Resultados

Análisis de ítems

Considerando el conjunto de los ítems del cuestionario, los datos obtenidos no muestran normalidad multivariada. El valor del Coeficiente de Mardia (332.51) indica que existe una curtosis multivariada significativa. Esto se debe, sobre todo, a la distribución de las puntuaciones en los ítems 8, 13 y 24 (Tabla 1), cuyos índices de curtosis (y también de asimetría) son especialmente altos. Como se puede observar en la Tabla 1, el alumnado ha tendido a puntuar los valores bajos de la escala (todos los índices de asimetría son positivos, excepto en un ítem), con una concentración de puntuaciones en torno a la media menor que la distribución normal (curtosis negativa en 25 de los 36 ítems). Todas las opciones de respuesta fueron utilizadas en cada uno de los ítems.

 

 

La "correlación ítem-total corregida" (ri-t) es positiva en todos los ítems, con valores entre .31 y .60 (Tabla 1), lo que indica que todos contribuyen a medir el constructo general que mide el test (violencia escolar) y además en la misma dirección. No se han detectado ítems redundantes: los coeficientes de correlación de Spearman entre cada par de ítems han presentado valores entre .05 y .51, todos ellos estadísticamente significativos.

Dimensionalidad de la escala

Para comprobar el ajuste del modelo obtenido en la versión española a los datos empíricos obtenidos con la muestra dominicana, se realizaron análisis factoriales confirmatorios. Se comparó el grado de ajuste del modelo español de siete factores (M7F), con el de otros tres modelos más parsimoniosos, también plausibles desde un punto de vista teórico (Tabla 2). De acuerdo con lo expresado en la fundamentación de este trabajo, tiene sentido plantear un modelo de un factor (M1F), en tanto que todos los ítems harían referencia a un constructo común, la violencia escolar; un modelo de dos factores (M2F), en el que se distingan diferentes tipos de violencia en función de quién emita la conducta -alumnado o profesorado-; y un modelo de cinco factores (M5F), en el que se distingan los tipos de violencia más habituales en los centros educativos, independientemente de quién sea su autor. En cada uno de estos cuatro modelos, los factores son variables latentes relacionadas significativamente entre sí y libres de error de medición; cada ítem (indicador observable) es explicado únicamente por un factor y lleva asociado un cierto error de medida.

Los resultados obtenidos (Tabla 3) indican que el M7F es, de los cuatro modelos comparados, el que mejor bondad de ajuste ofrece. Presenta el RCFI más alto, así como el RMSEA, el RAIC y la ratio SBΧ2/gl más bajas. De acuerdo con los estándares de interpretación de los índices de ajuste habitualmente manejados, el grado de ajuste del M7F no es excelente, pero sí se considera aceptable, en tanto que la ratio SBΧ2/gl se aproxima a 3, RCFI > .90 y RMSEA < .06.

Validez discriminante del modelo de siete factores (M7F)

Los factores de la escala presentan correlaciones positivas y estadísticamente significativas entre sí (Tabla 4). Las variables Violencia Física Directa y Amenazas entre Estudiantes, Violencia Física Indirecta por parte del Alumnado y Exclusión Social entre Estudiantes presentan correlaciones muy altas entre sí (r > .80), especialmente las dos primeras (r > .90).

 

 

Modificaciones post-hoc

Dada la alta correlación hallada entre alguno de los factores y con el fin de mejorar la validez discriminante de la prueba, se comparó el ajuste del Modelo de siete factores con el de otros tres modelos, fruto de una modificación post-hoc del modelo original. Los dos primeros son modelos más parsimoniosos y también plausibles de acuerdo con el marco teórico. El tercero considera la correlación entre los principales errores de medida, también justificables desde el marco teórico. En cada uno de estos tres nuevos modelos propuestos, los factores son variables latentes relacionadas significativamente entre sí y libres de error de medición; y cada ítem, cada indicador observable, es explicado únicamente por un factor y lleva asociado un cierto error de medida.

El Modelo de seis factores (M6F) se diseñó uniendo los dos factores que correlacionan más de .90. Así, este modelo está compuesto por los factores Violencia Verbal de Alumnado hacia Alumnado, Violencia Verbal de Alumnado hacia Profesorado, Violencia Física (Violencia Física Directa y Amenazas entre Estudiantes + Violencia Física Indirecta por parte del Alumnado), Exclusión Social entre Estudiantes, Disrupción en el Aula y Violencia de Profesorado hacia Alumnado.

El Modelo de cinco factores post hoc (M5Fph) se diseñó uniendo los tres factores que correlacionan más de .80 entre sí. El modelo resultante está constituido por los factores Violencia Verbal de Alumnado hacia Alumnado, Violencia Verbal de Alumnado hacia el Profesorado, Violencia Física y Exclusión (Violencia Física Directa y Amenazas entre Estudiantes + Violencia Física Indirecta por parte del Alumnado + Exclusión Social entre Estudiantes), Disrupción en el Aula y Violencia de Profesorado hacia Alumnado.

El Modelo de siete factores reespecificado (M7F-R) se diseñó incluyendo en el modelo de siete factores las principales correlaciones entre errores de medida, congruentes con el modelo teórico de partida. Las correlaciones entre los errores de medida de ítems pertenecientes a variables latentes diferentes indican que parte de la covarianza no explicada por la respectiva variable es debida a una causa externa común. Tal es el caso de la correlación entre los errores asociados a los ítems 2-5 (r = .09), 2-17 (r = .05), 2-20 (r = .09), 5-12 (r = .17), 12-17 (r = .09) y 17-20 (r = .12), que podría ser debida a la presencia o no en el grupo al que pertenece el estudiante evaluado de alumnado con un destacado alto o bajo rendimiento académico; y de los ítems 20-25 (r = .11), que podría ser debida a que ambos evalúan la conducta de no dejar trabajar en el aula, el 20 a estudiantes concretos y el 25 al conjunto de la clase. Las correlaciones entre los errores de medida de ítems de un mismo factor, pueden estar indicando la presencia de un factor más específico que el representado por el factor. Tal es el caso de los ítems 8-9 (r = .27), 8-24 (r = .07) y 9-24 (r = -.08) (conductas especialmente graves de agresión física e intimidación) y 17-32 (r = .16) (ignorar al alumnado), dentro del factor Violencia del Profesorado hacia el Alumnado; 14-34 (r = -.11) (provocación), en el factor Violencia Física Directa y Amenazas entre Estudiantes; 1931 (r = -.13) (esconder cosas), en el factor Violencia Física Indirecta por parte del Alumnado; 27-35 (r = .15) (nacionalidad y religión), en el factor Exclusión Social entre Estudiantes; y 15-28 (r = -.09) (falta de respeto grave), en el factor Violencia Verbal del Alumnado hacia el Profesorado.

Los resultados obtenidos (Tabla 5) muestran que ni el M6F ni el M5Fph presentan un mejor ajuste que el M7F inicial. El M6F ofrece índices muy similares al M7F, aunque muy levemente peores. Si bien el M6F es más parsimonioso que el M7F, el RAIC, que considera tanto la bondad de ajuste del modelo como su complejidad, es inferior en el M7F, lo que sugiere que este modelo es preferible al M6F. El M5Fph ofrece peores índices que el M6F y el M7F. En cambio, la inclusión de la correlación entre los principales errores de medida en el M7F (M7F-R), ha dado lugar a unos buenos índices de bondad de ajuste (SBΧ2/gl < 3, RCFI ≥ .95, RMSEA ≤ .06), los mejores de entre los obtenidos con los modelos puestos a prueba.

Saturaciones factoriales y fiabilidad

Los pesos factoriales de los ítems en los factores (λ) presentan valores en general moderados o altos (Tabla 6). Catorce de los 36 ítems presentan un coeficiente de regresión estandarizado alto, superior a .60. Principalmente se concentran en los factores Violencia Verbal del Alumnado al Profesorado y Violencia Física Directa y Amenazas entre Estudiantes. Veinte ítems presentan un peso factorial moderado, entre .40 y .60. Se concentran sobre todo en los factores Violencia Verbal de Alumnado hacia Alumnado, Violencia Física Indirecta por parte del Alumnado, Exclusión Social entre Estudiantes y Violencia de Profesorado hacia Alumnado. Sólo dos ítems presentan un coeficiente de regresión estandarizado inferior a .40, aunque en ambos casos superior a .30. Se trata de los enunciados 17 y 32, ambos pertenecientes al factor Violencia de Profesorado hacia Alumnado.

 

 

El coeficiente de fiabilidad compuesta rho de Raykov es alto para el conjunto del cuestionario (.925) y moderado para cinco de sus siete factores, que presentan coeficientes superiores a .70. Los dos factores con menos ítems, Violencia Verbal de Alumnado hacia Alumnado y Disrupción en el Aula, en cambio, presentan coeficientes pobres, inferiores a .70. En general, la fiabilidad de los ítems (R2) tiende a ser baja o moderada. La proporción de varianza en el ítem explicada por la variable latente se sitúa entre el 12% y el 48%.

 

Discusión y conclusiones

El objetivo de este trabajo ha sido adaptar el cuestionario CUVE3-EP al contexto de las escuelas de Enseñanza Básica de la República Dominicana y analizar sus propiedades psicométricas tras su aplicación a una muestra de estudiantes de su capital Santo Domingo. Con ello, se ha pretendido desarrollar y poner a prueba una herramienta que permitiese analizar de forma sencilla y rigurosa el grado de aparición de diferentes tipos de violencia escolar en los centros de Enseñanza Básica de la República Dominicana. Los resultados obtenidos muestran que la versión dominicana del CUVE3-EP ofrece unas adecuadas propiedades psicométricas para ser utilizada con este fin.

Los análisis factoriales confirmatorios realizados indican que el modelo que mejor ajusta a los datos, de los siete puestos a prueba, es el constituido por siete tipos de violencia escolar (violencia verbal de alumnado hacia alumnado; violencia verbal de alumnado hacia profesorado; violencia física directa y amenazas entre estudiantes; violencia física indirecta por parte del alumnado; exclusión social entre estudiantes; disrupción en el aula; y violencia de profesorado hacia alumnado), en el que se consideran las principales correlaciones entre los errores de medida. Este resultado conlleva tres implicaciones teóricas relevantes. En primer lugar, contribuye a corroborar la naturaleza multidimensional del constructo "violencia escolar", ya destacada por otros investigadores (por ej., Del Rey, Elipe y Ortega, 2012; Herrero, Estévez y Musitu, 2006; Peralta, Sánchez, De la Fuente y Trianes, 2007; Piñero-Ruiz, López-Espín, Cerezo y Torres-Cantero, 2012; Piñuel y Oñate, 2006). En segundo lugar, indica que el modelo teórico de partida y la estructura factorial obtenida con muestra española (Álvarez-García, Núñez y Dobarro, 2012) han resultado válidos para la muestra de estudiantes dominicanos evaluada en este estudio. En tercer lugar, sugiere que la complejidad del constructo exige considerar dentro del modelo la posible existencia de variables exógenas que expliquen las principales correlaciones entre errores de medida.

La principal implicación práctica de este trabajo es la puesta a disposición de investigadores y educadores de un instrumento adaptado al contexto dominicano que permite evaluar el grado de aparición de diferentes tipos de violencia escolar en los centros de Enseñanza Básica. Se trata de un cuestionario breve; sencillo de aplicar, codificar y analizar; económico en términos de tiempo y coste respecto a otros métodos de evaluación; y que añade fiabilidad y validez a las conclusiones, respecto al uso de cuestionarios no validados. Se espera que la versión dominicana del CUVE3-EP pueda ser de utilidad, como lo ha sido la versión española, para elaborar informes diagnósticos de un centro o ámbito geográfico determinado, analizar la posible asociación de la violencia escolar con variables relevantes, y para analizar la eficacia de programas de intervención (Álvarez-García, Dobarro, Rodríguez, Núñez y Álvarez, 2013; Álvarez-García, Núñez y Dobarro, 2013). La violencia escolar se relaciona negativamente con el rendimiento académico y el bienestar psicosocial de alumnado y profesorado (Ortega y Núñez, 2012; Pérez-Fuentes et al., 2011). Un diagnóstico adecuado constituye un primer paso esencial para el diseño de medidas de prevención o tratamiento ajustadas a cada caso, así como para el análisis de su eficacia (Cerezo y Méndez, 2012).

El presente trabajo constituye, por lo tanto, una aportación teórica y práctica al estudio de la violencia escolar. Sin embargo, presenta algunas limitaciones que cabe reconocer, sugiriendo líneas de mejora para superarlas en el futuro. En primer lugar, el cuestionario puesto a prueba sólo recoge el punto de vista del alumnado. Si bien su visión es fundamental para el diagnóstico de la convivencia escolar, se deberían desarrollar también instrumentos de evaluación dirigidos al profesorado, validados con muestra dominicana. En segundo lugar, la muestra evaluada sólo ha incluido estudiantes de Santo Domingo. Sería apropiado poner a prueba el cuestionario con una muestra representativa de alumnado de Segundo Ciclo de Nivel Básico del conjunto de la República Dominicana. En tercer lugar, el modelo de siete factores presenta una alta correlación entre alguno de sus factores, lo que puede generar problemas en la precisión de los estimadores (Grewal, Cote y Baumgartner, 2004). En futuras aplicaciones de la prueba, con otras muestras, habría que analizar si este modelo sigue siendo el que presenta un mejor ajuste a los datos o si ajusta mejor algún modelo más parsimonioso. En cuarto lugar, el modelo de siete factores reespecificado incluye una considerable cantidad de correlaciones entre errores de medida. Sería oportuno replicar el modelo en otras muestras, para comprobar si efectivamente forman parte del modelo de medida. En quinto lugar, algunos ítems y factores presentan una fiabilidad baja. Convendría, en futuras aplicaciones de la prueba, reformular algunos ítems y añadir otros, sobre todo en los factores compuestos por sólo tres enunciados. Por último, sería deseable analizar la validez convergente del instrumento. En este sentido, a medida que se vayan desarrollando otros instrumentos de evaluación de la violencia escolar adaptados a la República Dominicana, podremos analizar en qué medida sus puntuaciones correlacionan con las obtenidas con la versión dominicana del CUVE3-EP, presentada en este trabajo.

 

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Dirección para correspondencia:
David Álvarez-García.
Facultad de Psicología.
Universidad de Oviedo.
Plaza Feijóo, s/n.
CP 33003, Oviedo (España).
E-mail: alvarezgardavid@uniovi.es

Artículo recibido: 25-11-2013
revisado: 05-07-2014
aceptado: 04-09-2014

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