La evaluación del aprendizaje autorregulado: El MSLQ

Uno de los principales retos para el avance de la investigación en SRL proviene de la evaluación de sus diversos componentes y procesos de autorregulación (^{Curione & Huertas, 2016}; ^{Rovers et al., 2019}). Aunque existen otros instrumentos para el mismo fin, el cuestionario más utilizado para la evaluación del SRL es el MSLQ (^{Pintrich et al., 1991}) y consta de dos dimensiones principales: una se centra en la motivación y la otra en las estrategias de aprendizaje. De hecho, varios estudios latinoamericanos han adaptado el MSLQ al idioma español (^{Donolo et al., 2008}; ^{Inzunza et al., 2018}; ^{Muñoz, 2012}; ^{Ramírez et al., 2013}; ^{Ramírez-Echeverry et al., 2016}). Sin embargo, las diversas formulaciones derivadas de los matices culturales del idioma español, hacen que estas adaptaciones difieran entre territorios y generen dificultades en la comprensión del contenido de los ítems.

Así, la única adaptación en España es el "Cuestionario de Estrategias de Aprendizaje y Motivación II", creado y validado por ^{Roces et al. (1995)} y posteriormente por ^{Martínez y Galán (2000)}. Aunque el CEAM II se considera un instrumento de gran valor (^{Credé y Phillips, 2011}), no está exento de algunos problemas psicométricos, entre los que destacan: 1) la ambigüedad en la formulación de algunos de sus ítems; 2) la posible falta de discriminación entre algunas dimensiones, como por ejemplo, el tiempo y el ambiente de estudio y la regulación del esfuerzo o el aprendizaje entre iguales y la búsqueda de ayuda; 3) las diferencias en los índices de fiabilidad en algunas subdimensiones de la versión original; y 4) la falta de consenso sobre la estructura interna o dimensionalidad del instrumento entre los estudios.

Diferencias de género en el MSLQ

Además de la evaluación del SRL y como consecuencia de la diversidad entre los estudiantes actuales, la investigación en el área está cada vez más orientada a los factores que diferencian al alumnado exitoso del que no obtiene resultados tan satisfactorios (^{Li, 2019}). De hecho, uno de los factores individuales que ya fue instado a investigar por Pintrich y de Groot en la decáda de los noventa, y al que se le ha prestado mayor atención a lo largo de los años, es el relacionado con el género (^{Torrano & Soria. 2017}). A pesar de los estudios que no encontraron diferencias significativas de género (^{Bruso & Stefaniak, 2016}; ^{Syam et al., 2016}) e incluso algunos que postulaban que los hombres tenían mayores puntuaciones en pensamiento crítico (^{Rodarte-Luna & Sherry, 2008}) y procesamiento profundo, la mayoría de investigaciones encontraron diferencias que favorecían a las mujeres, tanto en los componentes motivacionales como en las estrategias de aprendizaje (^{Bozpolat, 2016}; Torrano et al., 2017; Torrano & Soria, 2017; ^{Tseng et al., 2017}). En lo que respecta específicamente a la motivación, los estudios encontraron que las mujeres tenían mayor motivación intrínseca, más ansiedad ante los exámenes (^{Albert, 2017}), más creencias de autoeficacia (^{Rianudo et al., 2006}) y de control (^{Navea, 2015}), y menores niveles de motivación extrínseca (^{Rusillo & Casanova, 2004}). En relación a las estrategias de aprendizaje, las mujeres puntuaron más alto en planificación, establecimiento de metas, organización (^{Valenzuela & Suárez, 2017}), autorregulación metacognitiva (Albert, 2017; Suárez et al., 2004), regulación personal y control del contexto (Navea, 2015; ^{Velasco & Cardeñoso, 2020}; ^{Zimmerman & Martínez-Pons, 1990}).

En resumen, dada la gran utilidad del MSLQ y su uso generalizado en contextos educativos nacionales e internacionales, reconocemos la necesidad de adaptarlo a las cambiantes e inciertas circunstancias actuales, junto con el análisis de las diferencias de género, para contribuir a la comprensión del aprendizaje autorregulado. Por ello, los objetivos de este trabajo son (1) adaptar el MSLQ al español para España y validar su puntuación para su uso con estudiantes universitarios; y (2) evaluar la adecuación del uso del MSLQ en español tanto para hombres como para mujeres con el fin de analizar las posibles diferencias entre géneros en el SRL.

Participantes

Mediante muestreo incidental, los investigadores reclutaron a 456 estudiantes universitarios españoles que completaron el MSLQ, solo 428 respondieron todos los ítems, 28 dejaron algunos sin responder, con 24 patrones diferentes y aleatorios: 18 tenían solo 1 ítem en blanco, 4 tenían 2, 1 tenía 3 y 1 tenía 4. Los cuestionarios con valores faltantes se omitieron de los análisis posteriores. 314 (73,7%) eran mujeres y 112 (26,3%) hombres, cuyas características sociodemográficas se pueden apreciar en la siguiente tabla (Tabla 1).

Tabla 1 Características de los participantes 

Las diferencias entre hombres y mujeres no alcanzaron la relevancia estadística en las pruebas de ji-cuadrado de Pearson ni se asociaron con valores moderados a altos en la prueba V de Cramer.

Instrumentos de medición

El MSLQ (^{Pintrich, Smith, García y McKeachie, 1991}) en su versión original es una medida de autoinforme compuesta por 81 ítems divididos en 15 subdimensiones agrupadas a su vez en 2 componentes: uno dedicado a la motivación y otro que se refiere a las estrategias aprendizaje. El componente motivacional contiene 31 ítems en seis subdimensiones divididas en tres secciones: componentes de valor (orientación a objetivos intrínsecos, orientación a objetivos extrínsecos y valor de la tarea), componentes de expectativa (creencias de control, autoeficacia para el aprendizaje y desempeño), y componentes afectivos (ansiedad ante los exámenes). El componente de estrategias de aprendizaje contiene 50 ítems. Tiene nueve subdimensiones, distribuidas en dos apartados: estrategias cognitivas y metacognitivas (repetición, elaboración, organización, pensamiento crítico y autorregulación metacognitiva) y estrategias de control de recursos (tiempo y ambiente de estudio, regulación del esfuerzo, aprendizaje entre pares y búsqueda de ayuda). Todos los ítems son de tipo Likert con 7 opciones de respuesta que van de 1 "No me describe" a 7 "Me describe muy bien". Se tarda aproximadamente 30 minutos en completarlo.

Para este estudio se solicitó información adicional sobre el sexo, edad, rendimiento académico, forma de acceso a la titulación, dificultad percibida de la titulación, tiempo de dedicación semanal a los estudios y al trabajo no relacionado con los estudios.

Proceso de adaptación

Siguiendo las directrices de la ^{International Test Commission (ITC, 2017)}, se verificaron los derechos de propiedad intelectual del cuestionario y se realizó el proceso de adaptación lingüística, conceptual y cultural. Para ello se conformó un equipo multidisciplinario de cuatro expertas en educación bilingüe inglés-español. Primero, dos miembros del equipo tradujeron la versión original en inglés al español. A continuación, los otros dos, ciegos a la versión original en inglés, retrotradujeron la primera versión en español al inglés. El equipo evaluó similitudes y discrepancias, considerando la lista de ^{Hambleton y Zenisky para el control de calidad de la traducción-adaptación de los ítems (2011)}. Para evaluar la comprensibilidad, legibilidad y duración del cuestionario adaptado, las investigadoras maquetaron el instrumento y realizaron una prueba piloto con estudiantes universitarios del máster en psicodidáctica.

Recogida de la información

Tras la obtención del consentimiento informado y cumpliendo con la normativa vigente, se llevó a cabo la administración de la prueba en las aulas y condiciones docentes habituales.

Análisis de Datos

Inicialmente se realizó un análisis para evaluar la presencia y patrones de valores ausentes, atípicos y el cumplimiento o no de las asunciones básicas subyacentes al modelo lineal general.

Seguidamente, con la finalidad de estudiar las relaciones entre los ítems del MSLQ y la concordancia con el modelo teórico utilizado en su construcción, se calculan los estadísticos descriptivos de cada uno de los ítems (% casos que escoge cada opción, media y su intervalo de confianza al 95%, desviación estándar, asimetría, curtosis e índices de homogeneidad corregidos) y se realizan AFCs para evaluar el patrón de relaciones entre los ítems y las subdimensiones. Adicionalmente se realiza la descripción formal de las subdimensiones resultantes incluyendo la varianza media extractada (VME) y la fiabilidad compuesta (FC). Dado que los alejamientos en la distribución de puntuaciones con respecto a la curva normal fueron pequeños, el método de estimación utilizado en los análisis factoriales confirmatorios fue el de máxima verosimilitud (ML). La evaluación del ajuste de los modelos a los datos se apoyó en el valor de Ji-cuadrado ((²) y la razón Ji-cuadrado/gl ((²/gl), junto con información aportada por el índice incremental de bondad de ajuste (CFI), la raíz media cuadrática del error de aproximación (RMSEA) y su estandarización (SRMS). Se consideraron aceptables aquellos modelos con valores menores a 5 en la razón Ji-cuadrado/gl, iguales o superiores a 0,90 en CFI e iguales o menores a 0,08 en RMSEA y SRMS (^{Hu y Bentler, 1999}; ^{Kenny, Kaniskan, y McCoach, 2015}).

Después, se pusieron a prueba varios modelos para testar las relaciones entre las dimensiones derivadas los análisis previos.

Una vez seleccionado el modelo con mejor ajuste, se analizaron las posibles diferencias en función del género. Para ello, se realizó un análisis de invarianza progresiva de las asociaciones en los componentes del MSLQ entre varones y mujeres. Los niveles de equivalencia se definen en función de los parámetros condicionados para ser iguales en los grupos estudiados. El modelo más simple es el de invarianza configural (patrón cargas factoriales); y mediante la adición de restricciones, se evalúan la invarianza métrica (magnitud cargas factoriales), escalar (interceptos) y estricta (varianzas residuales). Para la aceptación de la invariancia configural, métrica, escalar y estricta se utilizó un triple criterio: diferencias en los valores de chi-cuadrado (debe ser no significativo), criterio de información de Akaike (AIC) (cuanto más pequeño, mejor) y en CFI (debe ser igual o inferior a 0,01) entre dos modelos inmediatos.

Finalmente, se realizaron comparaciones de diferencias de medias entre varones y mujeres mediante la T de Student y se calcularon los tamaños del efecto asociados a las mismas con la g´ de Hedges, tomando los valores de referencia 0,20, 0,5 y 0,8 como tamaños de efecto pequeños, medianos y altos respectivamente.

Los análisis se realizan en SPSS y AMOS en su versión 24.0.

Análisis preliminares, evaluación de los modelos de medida y propiedades métricas de las dimensiones y componentes del MSLQ en la versión española

En primer lugar, se analizaron las propiedades de cada uno de los ítems que componen la prueba para conocer el número de datos faltantes, valores atípicos, la distribución de puntuaciones y los índices psicométricos individuales. Luego, se realizaron análisis factoriales para evaluar la unidimensionalidad de cada subdimensión. Los resultados llevaron a la supresión de 19 ítems debido a su baja relación con sus factores subyacentes (3 motivacionales (9.7% de los ítems del componente); 16 de estrategias de aprendizaje (32%)).

La tabla del Apéndice 1 recoge la descripción formal de los 66 ítems de los que consta la versión final y validada del MSLQ en español. En ella puede observarse que pocos de los ítems presentaron un elevado efecto suelo o techo y que aquellos en los que se observó, era una circunstancia que forma parte de lo esperado por el tipo de contenido de los mismos. Los promedios se situaron ligeramente por encima de la media teórica de 4 puntos en todos los ítems y los estadísticos de asimetría y curtosis, comprendidos entre -1 y 1 en la mayoría de ítems, informaron de una distribución de las puntuaciones similar a la curva normal. Los pesos factoriales fueron superiores a 0.40 en todos los casos y a 0.50 en la mayoría. Los índices de homogeneidad corregidos fueron buenos, superiores a 0.40 en la mayoría. Estos resultados avalaron la adecuación individual de cada uno de los elementos del cuestionario.

En un segundo paso, se puso a prueba el modelo de medida conjunto para todas las subdimensiones en cada componente, dando lugar a la creación de dos componentes adicionales, extrayendo las dimensiones orientación a objetivos extrínsecos y ansiedad del componente motivación y a una reestructuración de las subdimensiones dentro del componente de estrategias de aprendizaje.

En lo que respecta al componente de motivación, se extrajeron cuatro subdimensiones. La primera, denominada orientación a objetivos intrínsecos, compuesta por los ítems que formaban la subdimensión en la versión original (1, 16, 22 y 24), ocurriendo lo mismo en la segunda subdimensión, valor concedido a la tarea, formada por los ítems 4, 10, 17, 23, 26 y 27. La tercera subdimensión, creencias de control, estuvo formada sólo por los ítems 2 y 18. La cuarta, llamado autoeficacia para el aprendizaje y el rendimiento, replicó la subdimensión en su versión original (ítems 5, 6, 12, 15, 20, 21, 29 y 31).

En el componente de aprendizaje, se obtuvo una solución de cinco subdimensiones. La primera, organización del material de estudio, la constituyen ítems que pertenecían a las escalas de organización (32, 42, 49 y 63) y de repaso (46, 59 y 72) y se centra en aspectos autoorganizativos del material. La segunda, aprendizaje profundo responde a cuestiones en torno a relacionar, desarrollar, cuestionarse o establecer conexiones entre ideas, conceptos o conclusiones (ítems 53, 62, 64, 69, 81, 38, 47, 51. 66 y 71) y combina las escalas originales de elaboración y pensamiento crítico. La tercera, autorregulación metacognitiva coincide con la original y estuvo formada por los ítems 36, 41, 44, 54, 55, 56, 76, 78 y 79. La cuarta, gestión del tiempo y el esfuerzo, estuvo compuesta por los ítems de las subescalas originales de tiempo y entorno de estudio (43, 52, 70 y 77) y regulación del esfuerzo (37, 48, 60 y 74). La subdimensión relación con los iguales estuvo compuesta por los ítems 34, 45, 50 de la escala aprendizaje entre iguales y el 68 de búsqueda de ayuda.

Los ítems pertenecientes a las subdimensiones de ansiedad y orientación a objetivos extrínsecos, originalmente en el componente de motivación, se agruparon en 2 componentes unidimensionales. Así, el componente de objetivos extrínsecos se superpone al de la versión original (ítems 7, 11, 13 y 30). Del mismo modo, los ítems del componente ansiedad también se asociaron en un factor unidimensional independiente (3, 14, 19 y 28) de acuerdo con la versión original, excepto el ítem 8, que fue eliminado.

Para cada uno de estos cuatro modelos de medición, la Tabla 2 muestra índices de ajuste que garantizan su adecuación a los datos.

Tabla 2 Índices de ajuste de los componentes del MSLQ (n=428) 

La Tabla 3 muestra los estadísticos descriptivos para las nueve subdimensiones y los cuatro componentes. También incluye información sobre la fiabilidad de sus puntuaciones. En resumen, los resultados mostraron que todos los componentes y subdimensiones se distribuyeron de manera similar a la curva normal, presentando solo una ligera asimetría negativa. Para la fiabilidad, tanto el alfa de Cronbach como el CR mostraron niveles de consistencia interna moderados y altos. Algunos índices AVE fueron más bajos de lo deseable.

Tabla 3 Estadísticos Descriptivos y Consistencia Interna de los Componentes y Subdimensiones 

En cuanto a las relaciones entre componentes, el ajuste del modelo, en el que todos los componentes mostraron correlación, obtuvo resultados satisfactorios en la prueba. Sin embargo, los índices de modificación revelaron que el ajuste aumenta significativamente si permitimos que el componente de motivación explique el aprendizaje profundo. Puesto que tiene sentido desde el punto de vista teórico, éste ha sido el modelo final (Figura 1): (ꭓ² = 194.2; p < .001; ꭓ²/gl = 3.18; CFI = .92; RMSEA (IC90%) = .09 (.08-.12), SRMR = .05).

Figura 1 Modelo de relaciones entre los componentes de la versión española del MSLQ en varones y mujeres 

En cuanto al análisis por subgrupos, la estimación progresiva de la invariancia se inició con el modelo de invarianza configural. Los índices de ajuste obtenidos (Tabla 4) permitieron aceptar la equivalencia del modelo entre géneros. Agregando restricciones a los coeficientes de regresión, los valores que se listan en la tabla y las diferencias entre ꭓ² (Δꭓ² = 11.33; p = .183), AIC (ΔAIC = 4.66), CFI (ΔCFI = .001) y RMSEA (ΔRMSEA = -.003) nos llevaron a aceptar el modelo de invariancia métrica, que nos permite evaluar la equivalencia entre los valores de los interceptos. Los valores obtenidos permiten rechazar este modelo, tanto evaluándolo de forma independiente como analizándolo respecto a su anidamiento con el modelo de invariancia métrica (Δꭓ² = -93,88; p < .001; ΔAIC = -76,48; ΔCFI = - .050, ΔRMSEA = -.011). Al comparar los interceptos estimados para ambos grupos, se intentó lograr una invariancia escalar parcial liberando las restricciones de los parámetros para las subdimensiones que mostraban más diferencias. Como no se tuvo éxito, decidimos detener el análisis.

Tabla 4 Índices de ajuste para la invarianza factorial del modelo español del MSLQ por género 

En resumen, los análisis de invariancia factorial indicaron que son factibles las comparaciones entre hombres y mujeres, dado que se cumplió con el requisito mínimo de invariancia métrica en la estructura y las cargas.

Diferencias de género

En relación a las comparaciones de género, como se puede observar en la Tabla 5, de un total de 13, 10 comparaciones mostraron diferencias estadísticamente significativas entre hombres y mujeres. Sin embargo, en el componente de motivación, el tamaño del efecto asociado fue moderado solo en términos del valor de la tarea, mientras que, en las estrategias de aprendizaje, el tamaño del efecto fue moderado o alto en todas las subdimensiones, excepto en el aprendizaje profundo. Las mayores diferencias se produjeron en la organización del material de estudio y la gestión del tiempo y los recursos. De manera similar, para la ansiedad ante los exámenes, las mujeres presentaron puntajes significativamente más altos que los hombres, con un tamaño del efecto moderado.

Tabla 5 Diferencias de género 

Adaptación y propiedades psicométricas del MSLQ

En el primer paso, el sistemático y riguroso procedimiento de traducción, ha conducido a una versión adaptada a la realidad sociolingüística del territorio español. Esta versión es semánticamente equivalente a la versión original paliando las dificultades de comprensión que implica el uso de las versiones latinoamericanas. En concreto, como se ha descrito previamente, en algunos casos se han cambiado algunos términos. También se han hecho modificaciones en cuanto a expresiones concretas o aspectos gramaticales, como los tiempos verbales o el orden de la frase.

El análisis de la estructura interna permite concluir: 1) que la versión final resultante de la adaptación al español del MSLQ es más breve (66 ítems) que la original (81 ítems); 2) cada uno de los 66 ítems considerados individualmente presenta adecuadas propiedades métricas y; 3) aunque no se corresponde con la del instrumento original, la estructura cuatridimensional obtuvo mejores índices de ajuste que otros modelos alternativos considerados (la estructura original, modelo unidimensional, bidimensional, pentadimensional oblicuo y ortogonal y eneadimensional oblicuo y ortogonal para cada componente).

La nueva versión española se estructura en cuatro componentes, dos multidimensionales relacionados entre sí, a saber, la motivación (orientación a objetivos intrínsecos, valor concedido a la tarea, creencias de control y autoeficacia percibida) y las estrategias de aprendizaje (organización del material de estudio, aprendizaje profundo, autorregulación metacognitiva, gestión del tiempo y el esfuerzo y búsqueda de ayuda y relaciones con los iguales). Las dos estructuras restantes son unidimensionales relacionadas entre sí e independientes del resto: la ansiedad ante los exámenes y la orientación a objetivos extrínsecos.

Concretamente, en lo que respecta al componente de motivación, se extraen cuatro subdimensiones. La primera, denominada orientación a objetivos intrínsecos, compuesta por los ítems que formaban la subescala en su versión original (^{Pintrich et al., 1991}), en parcial concordancia con ^{Roces et al., (1995)} ya que el ítem 24 forma parte de la subescala valor concedido a la tarea y oponiéndose a lo obtenido por ^{Cardozo (2008)} ya que no halla ningún factor para dicha subescala. En el caso de la adaptación desarrollada por ^{Martínez y Galán (2000)}, los ítems de este factor se diluyen en las subescalas de autoeficacia para el aprendizaje y valor concedido a la tarea.

De manera similar, la segunda subdimensión valor concedido a la tarea, también es coincidente con la original. Otras adaptaciones hallan que los ítems de este factor se agrupan con otros pertenecientes a las escalas de ansiedad, motivación intrínseca, creencias de control (^{Martínez y Galán, 2000}) o creencias de autoeficacia (^{Cardozo, 2008}).

La tercera subdimensión, creencias de control, está formada por dos de los cuatro ítems pertenecientes a dicha subescala en la versión original. ^{Martínez y Galán (2000)} también hallan este factor compuesto por dos ítems, mientras que ^{Roces et al., (1995)} reproducen la subescala original.

La cuarta, llamada autoeficacia para el aprendizaje y el rendimiento, replica la subescala en su versión original, coincidiendo con ^{Roces et al. (1995)} y en contra de lo hallado por ^{Inzunza et al. (2018)} dado que se fragmenta en dos subescalas.

Los ítems pertenecientes a las subdimensiones de ansiedad y orientación a objetivos extrínsecos, se agrupan en dos componentes independientes, aunque coincidentes en su constitución con la versión original, excepto por la eliminación del ítem 8 en ansiedad, en concordancia con lo obtenido por ^{Inzunza et al. (2018)}.

Por otro lado, en estrategias de aprendizaje, se obtiene una solución de cinco subdimensiones, algunas de las cuales son congruentes con la estructura de ^{Pintrich et al. (1991)} y otras se agrupan en torno a temáticas comunes que no siguen dicha propuesta, tal y como ocurre en la adaptación del CEAM II a diversos contextos (^{Cardozo, 2008}; ^{Martínez y Galán, 2000}; ^{Roces et al., 1995}) y en otras adaptaciones de América Latina (^{Ramírez-Echeverry et al., 2016}). La primera subdimensión es organización del material de estudio. Los ítems que lo constituyen pertenecen a las escalas de organización del material de estudio y de repaso en el modelo de Pintrich et al. (1991), coincidiendo con lo hallado en estudios anteriores (Martínez y Galán, 2000; Roces et al., 1995).

La segunda subdimensión identificada como aprendizaje profundo incluye cuestiones en torno a relacionar, desarrollar, cuestionarse o establecer conexiones entre ideas, conceptos o conclusiones y contiene las escalas originales de elaboración y pensamiento crítico. Esta subdimensión coincide en gran medida con la escala denominada elaboración en el CEAM II (^{Roces et al., 1995}) y con los hallazgos de otros estudios (^{Cardozo, 2008}; ^{Ramírez-Echeverry et al., 2016}).

La tercera subdimensión denominada autorregulación metacognitiva se refiere al grado de conciencia, conocimiento y control de los aspectos cognitivos a la hora de planificar, monitorear y regular el estudio y está formada por los mismos ítems que la original de ^{Pintrich et al. (1991)}. Nuestra versión incluye dos ítems más (78 y 79) que la adaptación ^{Roces et al. (1995)} y muestra una estructura más sólida que la de ^{Martínez y Galán (2000)}.

La cuarta subdimensión, gestión tiempo y esfuerzo, se centra en diferentes aspectos contextuales y conductuales que suponen un obstáculo o dificultad para la consecución de las metas académicas. Los ítems que la componen pertenecen a las subescalas originales de tiempo y entorno de estudio. Esta subdimensión coincide y completa la adaptación de ^{Roces et al. (1995)} ya que añade más ítems de los incluídos en la misma.

La última subdimensión, relación con los iguales, responde a la idea de aprender con los compañeros/as y acudir a ellos/as en caso de necesidad. Así, los ítems que conforman este factor pertenecen a aprendizaje entre iguales y búsqueda de ayuda, coincidiendo con la investigación previa (^{Cardozo, 2008}; ^{Inzunza et al., 2018}; ^{Ramírez-Echeverry et al., 2016}; ^{Roces et al., 1995}).

En línea con estudios anteriores, se han eliminado algunos ítems debido a sus inadecuadas propiedades psicométricas. Concretamente, en la escala de motivación, se han suprimido los ítems 8, 9 y 25, pertenecientes a las escalas de ansiedad y de creencias de control, respectivamente. En lo que respecta a la escala de estrategias de aprendizaje se ha prescindido de varios ítems que evalúan la regulación conductual y contextual que pertenecen a las subescalas de gestión del tiempo y el entorno de estudio (35, 65, 73 y 80) y búsqueda de ayuda (40, 58, 75), en concordancia con ^{Roces et al. (1995)} y ^{Ramírez-Echeverry et al. (2016)}. Asimismo, se ha optado por eliminar ítems relacionados con estrategias de aprendizaje relativas a la autorregulación metacognitiva (33, 57, 61), la repetición (39) y la elaboración (67).

A pesar de la reestructuración de dimensiones y eliminación de los ítems mencionados, se considera que la nueva estructura no afecta a la coherencia teórica del modelo de base y se mantiene en la línea con lo hallado en el estudio meta-analítico del MSLQ en el contexto universitario desarrollado por ^{Credé y Phillips (2011)} en el que se sugiere una solución de cuatro componentes. El primero y el segundo compuestos por estrategias de aprendizaje, el tercero por aspectos motivacionales y el cuarto por la ansiedad ante los exámenes.

En cuanto a la fiabilidad, puede afirmarse que todos los componentes y subdimensiones presentan adecuada consistencia interna, siendo superiores los valores estimados, tanto para el alfa de Cronbach, como para la fiabilidad compuesta que los reportados en otros estudios. Ahora bien, los índices de varianza media extractada han sido más bajos de lo deseable en algunas subdimensiones.

Diferencias de género

El segundo objetivo del estudio atendió al análisis de la adecuación de la versión española del MSLQ entre hombres y mujeres con el propósito de analizar posibles diferencias de género en SRL. Para ello, primero se ha evaluado la invariancia factorial mediante la adición de restricción en las cargas en el factor, en los interceptos y las varianzas de error para que sean iguales entre los grupos. Los resultados apoyan la invarianza métrica en la estructura de la herramienta en función del género, por lo que se procede al análisis de las diferencias de género.

Como se esperaba, los resultados muestran diferencias de género en 10 de las 13 comparaciones realizadas con tamaño del efecto asociados moderados y altos en las subdimensiones de orientación a objetivos intrínsecos, valor concedido a la tarea, ansiedad ante los exámenes, organización del material, aprendizaje profundo, autorregulación metacognitiva, gestión del tiempo y del esfuerzo y relación con los iguales, coincidiendo con lo hallado en investigaciones previas (^{Albert, 2017}; ^{Navea, 2015}; ^{Suárez et al., 2004}; ^{Valenzuela y Suárez, 2017}). No se han encontrado diferencias estadísticamente significativas en creencias de control, autoeficacia para el aprendizaje y el rendimiento y orientación a objetivos extrínsecos. Esto avala la necesidad de profundizar en el estudio de las diferencias de género en la autorregulación del aprendizaje, tal y como defienden ^{Torrano y Soria (2017)}

Limitaciones, implicaciones practicas y líneas de futuro del estudio

Los resultados de este estudio están condicionados por algunos aspectos. En primer lugar, el tamaño de la muestra no fue demasiado grande, lo que nos llevó a realizar el AFE y AFC en los datos totales. Además, el alumnado pertenecía a una facultad de educación. Por ello, dada la importancia de seguir indagando en la motivación y las estrategias de aprendizaje el alumnado universitario, sería interesante aumentar el número de estudiantes, así como de facultades y ramas de conocimiento. Para comprender mejor los procesos de SRL, esta investigación cuantitativa podría enriquecerse con un estudio cualitativo, añadiendo así información específica sobre la idiosincrasia cultural global del estudiantado universitarios.

De cara a futuras investigaciones, tal como se apunta en la reciente revisión del MSLQ de ^{Curione y Huertas (2016)}, cabe destacar la necesidad de ajuste del cuestionario a los cambios sociales y tecnológicos acontecidos en los últimos años, añadiendo subdimensiones que incluyan una necesidad continua. Así, en futuros estudios psicométricos se podrían añadir situaciones que el alumnado percibe como emocional y académicamente significativas como, por ejemplo, el trabajo en grupo, la organización de tareas o la ansiedad ante las presentaciones orales (^{Larruzea-Urkixo et al., 2020}, ²⁰²¹), realidades más acordes a la universidad de nuestros días.