Resumen
Validación de una Escala para Medir el Índice
de Eficacia Intercultural del Profesorado
TaTiana íñiguez-berrozpe
DeparTamenTo De psiCología y soCiología
universiDaD De zaragoza
tatianai@unizar.es
Carmen elboj-saso
DeparTamenTo De psiCología y soCiología
universiDaD De zaragoza
ainhoa fleCha
DeparTamenTo De soCiología
universiDaD auTónoma De barCelona
ariaDna munTé pasCual
faCulTaD De peDagogía
universiDaD De barCelona
Resumen: Ante la creciente diversidad cultural en
las aulas se reclama una mejor y mayor formación de
los futuros docentes en gestión de la multiculturalidad
con el objetivo de promover profesionales eficaces
Acciones e Investigaciones Sociales. ISSN: 1132-192X, Núm. 41 (2020). Págs. 297 a 326
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interculturalmente. Partiendo de esta necesidad, presentamos en este
artículo la adaptación de la Multicultural Efficacy Scale (MES) de Guyton
& Wesche (2005), dando lugar a la Escala de Eficacia Intercultural (EEFI).
Para ello, se ha adaptado la MES, se han recogido datos de n.=297
estudiantes de magisterio y máster del profesorado en España, y se ha
procedido a la validación de la escala. Se ha aplicado un test de fiabili-
dad, un análisis factorial exploratorio y un análisis factorial confirmatorio
del modelo, proponiendo un segundo modelo cuya bondad de ajuste ha
sido óptima.
Palabras clave: eficacia intercultural, educación intercultural, forma-
ción del profesorado, multicultural efficacy scale, análisis factorial confir-
matorio.
Validation of a Scale to Measure the Index of Teachers’
Intercultural Efficacy
Abstract: In view of the growing cultural diversity in the classroom,
there is a demand for better and wider training of future teachers in mul-
ticulturalism management with the aim of promoting effective intercultu-
ral professionals. Starting from this need, we present in this article the
adaptation of the Multicultural Efficacy Scale (MES) of Guyton & Wesche
(2005), giving rise to the Intercultural Efficacy Scale (EEFI). For this, the
MES has been adapted, data of n. = 297 teachers and master’s degree
students in Spain have been collected, and the scale has been validated.
The Cronbach alpha reliability test has been applied, an exploratory facto-
rial analysis and a confirmatory factor analysis of the model, proposing a
second model whose goodness-of-fit has been optimal.
Key Words: intercultural efficacy, intercultural education, teacher trai-
ning, multicultural efficacy scale, confirmatory factor analysis.
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Validación de una
Escala para Medir
el Índice de Eficacia
Intercultural del
Profesorado
Tatiana
Íñiguez-Berrozpe
Carmen
Elboj-Saso
Ainhoa
Flecha
Ariadna
Munté Pascual
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Recibido: 29/09/2020
Aceptado: 23/12/2020
INTRODUCCIÓN
La composición de las aulas a nivel europeo y nacional ha varia-
do substancialmente en los últimos 20 años (Gao & Mager, 2011).
Sin ir más lejos, en España, uno de cada diez alumnos, tanto en
Educación Infantil, como en Educación Primaria y Secundaria,
son de origen extranjero (10,5%, 10,5% y 10,6% de su alumnado
respectivamente, según datos para el curso 2015-2016 del Minis-
terio de Educación, Cultura y Deporte, 2018). Además, en estos
datos no se incluyen minorías étnicas, como la población gitana,
por ejemplo, cuya presencia contribuye a la multiculturalidad en
el aula. Ello se traduce en la necesidad de gestionar un espacio
educativo de gran heterogeneidad por parte del personal docente
en todas las etapas de escolarización (Bennett, Niggle, & Stage,
1990; Cummins, 2001; Parekh, 2006; Flecha, Soler, & Sordé, 2015).
Así, siguiendo a Gil-Madrona, Gómez-Barreto, & González-Víllora
(2016), Gómez Barreto, Gil Madrona & Martínez (2017), Cummins
(2001), García-Carrión, Molina-Luque, & Roldán, (2017), Carrillo,
Girbés-Peco, De Botton, & Valls-Carol, (2017), entre otros, el papel
fundamental en esta gestión recae en el docente, teniendo en su
mano la oportunidad de transformar esta multiculturalidad en una
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interculturalidad basada en la igualdad de diferencias, la interac-
ción mediante el diálogo igualitario y la inclusión.
Para dicha gestión intercultural en las aulas, y según autores
como Guyton & Wesche (2012), Bennett, Niggle & Stage (1990)
o Park, Chu, & Martin (2016), es fundamental que el profesorado
posea eficacia intercultural compuesta por un constructo que in-
cluye de conocimientos, comprensión, actitud y habilidad para
gestionar la diversidad cultural en el aula. No obstante, a pesar
de que la OCDE (2016b) prevé que en la próxima prueba PISA,
en 2018, se evalúe la competencia intercultural del alumnado y
del profesorado, se trata de un elemento cuyo estudio científico
se encuentra todavía en un estado embrionario en nuestro país,
al menos a la hora de desarrollar instrumentos que la evalúen y
que, consecuentemente, sirvan como base para diseñar estrate-
gias específicas de formación del profesorado. Es precisamente
en dicha formación de los y las docentes donde la comunidad
científica pone el acento para lograr un profesorado más eficaz
interculturalmente (Bennett, Niggle & Stage, 1990, p. 244).
Partiendo de esta realidad multicultural, de la relevancia de la
formación de los y las docentes y de la antedicha ausencia en
España de herramientas que evaluasen la eficacia intercultural,
realizamos un investigación traduciendo y adaptando a nuestro
contexto una de las pocas escalas que se han construido para
evaluar esta cuestión, la Multicultural Efficacy Scale (MES) (Guy-
ton & Wesche, 2005), para, a continuación validarla en España y
dar lugar a la Escala de Eficacia Intercultural (EEFI)1. Dicha inves-
tigación involucró a n.=296 estudiantes de último año de Magis-
terio de Infantil y Primaria, y del Máster de Profesorado de Secun-
daria, dado el acento que distintos autores y autoras ponen en
la fase de formación del profesorado. A partir de la recogida de
1 El concepto anglosajón multicultural, traducido al español, se usa para des-
cribir una determinada situación en la que se refleja una pluralidad cultural exis-
tente en un espacio, independientemente de las relaciones que se den entre sus
sujetos. Es por ello, que en esta investigación se ha decidido utilizar el término
más apropiado en nuestro idioma de intercultural. Éste hace referencia a cómo
son las relaciones, las interacciones que se dan y que se establecen entre las
personas de las diferentes culturas en estos espacios de diversidad (más ajusta-
do a lo que en inglés se entiende como multicultural. Siguiendo a Romero (2003),
la interculturalidad implica una voluntad, una dirección hacia la cual queremos
orientar las relaciones entre las culturas, siendo esta dirección la coexistencia y
la convivencia.
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cuestionarios, se realiza un análisis de la fiabilidad de la escala y
las distintas subescalas de la EEFI mediante el alpha de Conbach,
además de un Análisis Factorial Exploratorio (AFE) para analizar la
estructura del cuestionario, y un Análisis Factorial Confirmatorio
(AFC) mediante ecuaciones estructurales para corroborar el mo-
delo conceptual con el desarrollado en la EEFI.
El Modelo 1, derivado directamente de la construcción de la
escala, y midiendo el Índice de Eficacia Intercultural (IEFI) a partir
de la suma del Índice de Experiencia con la Diversidad (IED), el
Índice de Actitud con la Diversidad (IAD) y el índice de Eficacia con
la Diversidad (IEFD), no resultó completamente óptimo. Así, se pro-
pone un segundo Modelo que tiene en cuenta únicamente el IAD y
el IEFD para dar lugar al IEFI, cuya bondad de ajuste es adecuada.
REVISIÓN DE LA LITERATURA
Como ya señalábamos en la introducción, la realidad de las
aulas actualmente es muy distinta la de hace unas décadas,
requiriendo del profesorado no sólo una adaptación a esa he-
terogeneidad social y cultural, sino una gestión eficiente de la
misma (Howard & Aleman, 2008) para lograr una educación inclu-
siva (Cabré Olivé, Flecha-Garcia, Ionescu, Pulido & Sorde-Marti,
2017; Koustourakis, Asimaki & Spiliopoulou, 2016; Aubert, Villa-
rejo, Cabré & Santos, 2016), y el éxito académico para todos y
todas (cuando la última prueba PISA –OCDE, 2016a- nos indica
que la diferencia de rendimiento en la misma de alumnado inmi-
grante respecto al nativo es de 50 puntos menos). En el centro
de dicha gestión se encuentra, sin duda, el profesorado, existien-
do una evidenciada repercusión en el alumno de las actitudes,
creencias y competencias del docente, especialmente en el caso
del alumnado diverso. Autores como Atwater, Lance, Woodard &
Johnson (2013), Im & Martin (2015), o Kirch, Bargerhuff, Cowan &
Wheatly (2007) han mostrado en sus investigaciones que la ca-
rencia del profesorado de recursos y competencias necesarios
para gestionar el aula multicultural puede revertir en la prioriza-
ción de las experiencias del alumnado nativo sobre el alumnado
inmigrante o de minorías étnicas, estigmatizar a las familias del
alumnado diverso y su participación en los centros educativos, o,
incluso, otorgar mayores habilidades cognitivas al alumnado na-
tivo. Todo ello factores que van influir de manera muy negativa en
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rendimiento del alumnado diverso, tal y como constataban Park,
Chu & Martin (2016),
Sin embargo, y dando la vuelta a esta cuestión, están los do-
centes que poseen el constructo de eficacia intercultural definido
por Bennett, Niggle, & Stage (1990), como el enfoque democrá-
tico de enseñanza-aprendizaje que busca fomentar el pluralismo
cultural dentro de sociedades culturalmente diversas (1990, p.
244), que se compone del conocimiento de la diversidad cultural,
su comprensión, la actitud personal hacia ella y la habilidad para
gestionarla. Eficacia intercultural del profesorado a la que autores
como Nadelson et al. (2012), Mitchel (2009), Gómez Barreto y otros
(2017) han atribuido parte del éxito del rendimiento del alumnado
culturalmente diverso y de la mejora en la convivencia en el aula.
Esta toma de conciencia de la relevancia de la eficacia in-
tercultural del profesorado se vio reflejada a nivel científico, y
especialmente en el mundo anglosajón, en la aparición de diver-
sas escalas que buscaban medir esta eficacia intercultural (en
algunas de ellas equiparada a la competencia intercultural). En
mayor o menor medida en estas escalas se evaluaban algunas
de las dimensiones de la eficacia intercultural definidas por Ben-
nett, Niggle, & Stage (1990), fundamentalmente conocimientos
sobre culturas diversas y actitudes hacia la diversidad. Ejemplo
de dichas escalas previas son: el Inventario de Identificación
de Competencia Intercultural (Campbell & Farrell, 1985), la En-
cuesta de Opinión Intercultural (Ohio State University, 1988), el
Inventario de Atención a la Diversidad Cultural (Larke, 1990), o
la Autoevaluación de Educación Intercultural (Cooper, Beare &
Thorman, 1990).
Recogiendo las aportaciones de todas ellas y plasmándolas
en nueva escala, Guyton & Wesche (2005) elaboraron la Multi-
cultural Efficacy Scale (MES), en la cual se integraba la evalua-
ción de los cuatro componentes, derivados de la definición de
Bennett, Niggle, & Stage (1990) y de las aportaciones de las
escalas antedichas, siendo éstos: conocimiento de la diversi-
dad, experiencia con la diversidad, actitudes ante la diversidad
y eficacia con la diversidad. La primera versión de la MES com-
prendía 160 ítems en escala Likert 1-4, si bien el AFE posterior a
partir de la recogida de datos de 665 estudiantes de magisterio
estadounidenses, depuró el cuestionario en una primera versión
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de 80 ítems, y una segunda y definitiva de 35 ítems: subescala
de experiencia con la diversidad (7 ítems), subescala de acti-
tud hacia la diversidad (7 ítems), subescala de eficacia con la
diversidad (20 ítems), con un ítem adicional pidiendo a los par-
ticipantes que identificaran cuál sería el enfoque que seguirían
para trasladar al aula una educación intercultural (por tanto una
dimensión que, según los autores alineaba conocimiento inter-
cultural y eficacia intercultural en el aula). En esta versión final
de la MES, Guyton y Wesche (2005) advertían que, tanto este
último ítem, como la subescala de experiencia con la diversi-
dad, no debían tenerse en cuenta al agregarse los resultados,
ya que no servían específicamente para medir la eficacia inter-
cultural, sino que, simplemente, una mayor experiencia con la
diversidad puede dar lugar a mejores actitudes hacia ella y una
mayor eficacia. No obstante, en la aplicación de la escala de
estudios posteriores que veremos a continuación, la validación
de la misma se ha realizado teniendo en cuenta las tres subes-
calas, incluyendo la de experiencia, tal y como plantearemos en
nuestro primer modelo de estudio.
Así, la MES de Guyton y Wesche (2005) ha sido empleada
posteriormente en diversos estudios, especialmente en Estados
Unidos, con resultados dispares. Por ejemplo, en el trabajo de
Silverman (2015), con alumnado de magisterio de educación pri-
maria, se constató que la experiencia con la diversidad era una
variable fundamental para obtener una mejor puntuación en efi-
cacia intercultural, así como en el caso de Seak-Zoon (2015) en
Corea, en el que también se validó la MES compuesta por las 3
subescalas. Contrariamente al estudio de Nadelson (2012), en el
que se mostraba la escasa relación entre las variables personales
(como la experiencia con la diversidad) y tener una mayor eficacia
intercultural. En el caso de Mansuri (2017) o Mitchell (2009), se
constató la relevancia de la educación intercultural como variable
fundamental para obtener una mayor puntuación en eficacia.
En el caso de España, aunque en los últimos años han apa-
recido relevantes investigaciones acerca de la eficacia inter-
cultural del profesorado y del profesorado en formación (véase
Díez Gutiérrez, 2014; Gil-Madrona, Gómez-Barreto, y González-
Víllora, 2016; Gómez Barreto, Gil Madrona, y Martínez, 2017;
Aguaded, De la Rubia & González, 2013, o Goenechea, 2008,
entre otros, que optan en su mayoría por análisis cualitativos),
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hasta el momento, no se ha empleado la MES para mensurarla.
Si bien, la conclusión de todos ellos es similar a los estudios in-
ternacionales, la relevancia de poner acento en la formación de
los y las docentes para incrementar la eficacia intercultural del
profesorado, y, por ende, la gestión de la diversidad en las aulas.
Dada la ausencia de un instrumento específico para evaluar
la eficacia intercultural del profesorado en el contexto español,
planteamos en el presente estudio la adaptación validación de
la MES de Guyton & Wesche (2005). Para ello, hemos tenido
también en cuenta la relevancia otorgada de manera unánime,
por parte de la literatura, a la formación del profesorado, por lo
que hemos seleccionado como muestra a los y las estudiantes
de magisterio de los dos niveles de escolaridad básica: Infantil y
Primaria; y al estudiantado del máster de profesorado.
MÉTODO
Instrumento
Para la medición de un Índice del Eficacia Intercultural (IEFI)
en el profesorado se ha tomado como referencia el cuestionario
diseñado y validado por Guyton & Wesche (2005), Multicultual
Efficacy Scale (MES), siendo traducido al español y adaptado al
contexto de nuestro país con el nombre de Escala de Eficacia
Intercultural (EEFI). Tras la traducción y adaptación se realizó
una validación de expertos entre profesores universitarios de
Sociología y Psicología (ambos de la especialidad de Educa-
ción) para comprobar su comprensión (XXXXX, 2020).
El cuestionario cuenta con un primer bloque de preguntas
sociopersonales y educativas, algunas de las cuales se modifi-
caron tras los comentarios surgidos en la validación realizada.
A continuación, Guyton y Wesche desarrollan las tres sub-
escalas que miden la eficacia intercultural: Subescala de Ex-
periencia con la Diversidad (7 ítems), Subescala de Actitudes
sobre la Diversidad (7 ítems), y Subescala de Eficacia con la
Diversidad (20 ítems). Cada uno de los ítems de la escala se
responden mediante una escala Likert 1-4. Para una mejor in-
terpretación de los resultados, y dado que cada subescala se
compone de un número de ítems distintos, aunque los autores
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las evalúan simplemente sumando sus ítems, se ha optado por
recalcular cada una de las tres subescalas transformándolas en
un índice 1-10. De esta forma obtenemos para cada una de ellas
un Índice de Experiencia con la Diversidad (en adelante IED),
un Índice de Actitudes sobre la Diversidad (IAD), y un Índice de
Eficacia con la Diversidad (IEFD). La suma de todos ellos y pos-
terior división entre 3 para mantener la coherencia de medición
1-10, da lugar al Índice de Eficacia Intercultural (IEFI).
Aunque los autores especifican que la parte referente a la
experiencia con la diversidad “no tiene como objetivo calificar la
eficacia intercultural, sino proporcionar información que pueda
utilizarse con fines comparativos” (Guyton & Wesche, 2005, p.
25), los autores suman las puntuaciones de las tres subesca-
las para determinar la puntuación final de IEFI del profesorado,
como veremos en la sección de análisis.
Finalmente, la cuarta dimensión está compuesta por una
pregunta de tipo categórico, en la que los y las participantes
deben señalar cuál es el enfoque de “enseñanza intercultural”
con el que se sienten más identificados. Cada uno de estos
enfoques se corresponde, según Guyton & Wesche (2005), con
las interpretaciones de la enseñanza intercultural recogidas por
Sleeter & Grant (1987): a) El enfoque tolerante; b) El enfoque asi-
milacionista; c) el enfoque pluralista; d) el enfoque intercultural;
e) el enfoque intercultural con apoyo social.
Participantes
Una vez llevado a cabo el pre-test del cuestionario, se lle-
vó a cabo la recogida de datos on-line mediante la plataforma
Google Drive, a diversas universidades españolas y en los gra-
dos de Magisterio de Educación Infantil (4º curso), Magisterio
de Educación Primaria (4º curso) y Máster en Profesorado de
Educación Secundaria (curso único)2. La muestra final fue de
2 Al tratarse de un análisis exploratorio, la muestra adolece de representativi-
dad suficiente, dado que hemos tenido en cuenta un universo amplio de estudian-
tes. Si bien considerábamos que, en este punto del análisis (explorar la viabilidad
de la escala para medir la eficacia intercultural en el profesorado en formación
en España), debíamos tener en cuenta las tres especialidades (Infantil, Primaria
y Secundaria) y evaluar la fiabilidad de esta propuesta de medición, así como
explorar estas cuestiones relacionadas con la experiencia, la actitud y la eficacia
interculturales en el futuro profesorado.
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n.=296 cuestionarios válidos y completados en su totalidad3. En
la Tabla 1 se recogen los datos sociopersonales y educativos
de los y las participantes en el estudio, mostrando un mayor
porcentaje de alumnado del Máster de Secundaria (49,3%), en-
tre 20 y 25 años (65,5%), de sexo femenino (81,4%), religión
cristiana (57,4%), desempleados/as (58,4%), de nivel socioe-
conómico medio (36,1%), con sus padres y madres habiendo
completado estudios de Secundaria o Formación Profesional
(47,6% y 45,6% respectivamente), y con un estatus socioeco-
nómico medio cuando eran niños (34,5%).
Tabla 1. Distribución de la muestra por características
sociodemográficas y educativas
Indicadores Frecuencia Porcentaje
Edad
20-25 194 65,5
26-31 66 22,3
32-37 23 7,8
38-44 13 4,4
Género Hombre 55 18,6
Mujer 241 81,4
Estudios cursados
Magisterio de Infantil 107 36,1
Magisterio de Primaria 43 14,5
Máster en Profesorado de Secundaria 146 49,3
Religión
Cristiana 170 57,4
Ninguna 125 42,2
Perdidos 10,3
Nivel de estudios
terminados por el
padre
Ninguno 12 4,1
Primaria 60 20,3
Secundaria / Formación Profesional 141 47,6
Diplomatura / Licenciatura universitaria 70 23,6
Doctorado 72,4
3 Con un error muestral del 5,7%, teniendo en cuenta un universo de 146.977
estudiantes, que cursaron algunos de los niveles recogidos en el presente estu-
dio (teniendo en cuenta el alumnado total de Magisterio de Educación Infantil y
Primaria, sin diferenciar por curso, y el Máster de Secundaria, según datos del
Ministerio de Educación y Cultura, 2017), considerando p = q = 0,5, y un nivel de
confianza del 95%.
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Nivel de estudios
terminados por la
madre
Ninguno 72,4
Primaria 64 21,6
Secundaria / Formación Profesional 135 45,6
Diplomatura / Licenciatura universitaria 80 27
Doctorado 41,4
NS/NC 6 2
Situación laboral ac-
tual del encuestado/a
Desempleado 173 58,4
Trabaja por cuenta ajena 73 24,7
Trabaja por cuenta propia 9 3
Trabajo informal 40 13,5
Jubilado/a, Retirado/a 10,3
Nivel socioeconómico
aproximado cuando
era un niño
Bajo (0-19.999 euros) 35 11,8
Medio-bajo (20.000-39.999 euros) 74 25
Medio (40.000-59.000 euros) 102 34,5
Medio-alto (60.000-79.999 euros) 32 10,8
Alto (+80.000 euros) 3 1
NS/NC 50 16,9
Nivel socioeconómico
aproximado en la
actualidad
Bajo (0-19.999 euros) 55 18,6
Medio-bajo (20.000-39.999 euros) 61 20,6
Medio (40.000-59.000 euros) 107 36,1
Medio-alto (60.000-79.999 euros) 27 9,1
Alto (+80.000 euros) 10,3
NS/NC 45 15,2
Base n.=296
Análisis
Para validar la Escala de Eficacia Intercultural (EEI) se ha
empleado el programa estadístico IBM SPSS-AMOS (versión
22). En primer lugar, hemos procedido a analizar la fiabilidad
de la escala empleada y las 3 subescalas que la constituyen
mediante el alpha de Cronbach. Seguidamente se ha llevado
a cabo un análisis factorial exploratorio mediante la metodo-
logía PCA (Principal Components Analysis) para corroborar la
estructura interna de la escala dividida en estas 3 subescalas.
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A continuación, se realizó un análisis factorial confirmatorio
(AFC) mediante ecuaciones estructurales, con el método de
estimación de máxima verosimilitud, para analizar la influencia
de cada una de las variables observadas (ítems 1-34) en su
correspondiente variable latente (Experiencia con la Diversi-
dad: ítems 1-7; Actitudes sobre la Diversidad: ítems 8-14; Efi-
cacia con la Diversidad: ítems 15-34), así como la covarianza
y correlación entre dichas variables latentes, de forma que
se corroborara su contribución a la medición de la Eficacia
Intercultural.
Dado que el primer modelo testado mediante el AFC no
resultó significativo en alguno de sus valores, se testó un se-
gundo modelo. En éste, no se tuvieron en cuenta las dimen-
siones y variables no significativas en el modelo anterior, limi-
tándolo a las subescalas de actitud (menos un ítem) y eficacia
con la diversidad, determinándose, en este caso, una bondad
de ajuste del modelo aceptable. Ello corrobora la afirmación
de Guyton y Wesche (2005, p. 25) en la que especifican que
las variables que contribuyen a la medición de la Eficacia In-
tercultural son, precisamente, la Actitud y la Eficacia con la
Diversidad.
RESULTADOS
Modelo 1
Análisis de la fiablidad de la EEI
Una vez recogidas las respuestas de los y las participantes
a la EEFI, se procedió a analizar la fiabilidad interna de la esca-
la traducida. El valor resultante fue de .88 en el coeficiente del
alpha de Cronbach para los 34 ítems que componen la EEFI
(siendo .89 en la escala original de Guyton & Wesche). Para
cada subescala, los coeficientes fueron de ,71 en el IEI (,78 en
la original), ,57 para el IAI (,72 en la original), y ,94 para el IEFD
(,93 en la original). Por lo tanto, en general los valores de fiabi-
lidad son óptimos (en el caso de la Eficacia, incluso, superior al
alpha de Cronbach de la escala original), excepto en el caso de
las Actitudes, donde el coeficiente está por debajo del límite
aceptable (0,7 según Oppenheim, 1992).
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Análisis Factorial Exploratorio
Tras el análisis de fiabilidad de la escala y las tres subescalas,
se procedió a verificar la coherencia interna de la EEFI, en su
versión en español. Para ello se realizó un análisis factorial explo-
ratorio (AFE) a través de la metodología PCA (Principal Compo-
nents Analysis). Los resultados de la de la matriz de correlación
revelaron la presencia de numerosos coeficientes r >.3, el valor
de Kaiser-Meyer-Oklin fue de .90, excediendo el valor mínimo re-
comendado de .60 (Kaiser, 1970; 1974), y la prueba de esferici-
dad de Barlett (Bartlett, 1954) alcanzó significación estadística
(p = 0.000), resultado que apoya la factorabilidad de la matriz de
correlación.
Mediante la prueba factorial de PCA se constató la presencia
de siete componentes con valores propios superiores a 1, si
bien el gráfico de sedimentación revelaba una clara ruptura tras
el tercer componente, reteniéndose, por tanto, la solución de 3
factores. Para una mejor interpretación, se efectuó la rotación
Varimax, mostrando su solución que estos tres componentes
explicaban un total del 44,0% de la varianza. La estructura re-
flejada en el resultado apoya la coherencia interna del cuestio-
nario, ya que los tres componentes se corresponden a cada
una de las tres subescalas del EEI. Esto es, el primer compo-
nente agrupa a todos los ítems relacionados con el IEFD (ítems
15-34 del cuestionario, explicando el 27,8% de la varianza), el
segundo se corresponde con los ítems del IAD (ítems 8-14; ex-
plicando el 8,4% de la varianza), y el tercero a la IED (ítems 1-7;
explicando el 7,9% de la varianza). No obstante, el coeficiente
del ítem 10 (correspondiente a la subescala de actitudes), no
alcanzó el valor crítico mínimo de ,3.
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Tabla 2. Matriz de componente rotado del AFE Modelo 1
Componente
123
SUBESCALA EFICACIA
21. Puedo presentar la diversidad de grupos en nuestra sociedad de
una manera que construya el respeto mutuo (F07)
,765
26. Puedo ayudar a los estudiantes a resolver situaciones problemáti-
cas causadas por actitudes estereotipadas y / o prejuiciosas (F12) ,758
34. Puedo involucrar a los estudiantes en la toma de decisiones y
aclarar sus valores con respecto a los asuntos multiculturales (F20) ,754
29. Puedo identificar soluciones a los problemas que puedan surgir
como resultado de la diversidad (F15) ,746
23. Puedo proporcionar actividades de enseñanza-aprendizaje mos-
trando cómo los prejuicios afectan a los individuos (F09) ,743
30. Puedo identificar los agentes sociales que influyen en las oportu-
nidades de las personas diversas (F16) ,731
32. Puedo ayudar a los estudiantes a asumir la perspectiva de grupos
étnicos y culturales diferentes a los suyos (F18) ,724
24. Puedo planificar actividades para reducir los prejuicios hacia
grupos diversos (F10) ,703
16. Puedo adaptar los métodos de enseñanza-aprendizaje para satis-
facer las necesidades de los estudiantes de grupos diversos (F02) ,693
15. Puedo proporcionar actividades de enseñanza-aprendizaje para
ayudar a los estudiantes a desarrollar estrategias de convivencia y
resolución de conflictos entre culturas (F01)
,689
20. Puedo ayudar a los estudiantes a valorar sus propios prejuicios
(F06) ,687
22. Puedo desarrollar actividades que aumenten la autoconfianza de
los estudiantes diversos (F08) ,665
27. Puedo conseguir que los estudiantes de grupos diversos trabajen
juntos (F13) ,665
33. Puedo ayudar a los estudiantes a ver la historia y los aconteci-
mientos actuales desde perspectivas diversas (F19) ,663
28. Puedo identificar prácticas escolares que pueden herir a los
estudiantes diversos (F4) ,654
31. Puedo identificar las maneras en las que los grupos diversos
contribuyen a nuestra sociedad plural (F17) ,639
17. Puedo desarrollar materiales de enseñanza-aprendizaje apropia-
dos para un aula multicultural (F03) ,617
19. Puedo analizar materiales de enseñanza-aprendizaje para discer-
nir posibles contenidos estereotípicos y / o prejuiciosos (F05) ,607
25. Puedo identificar sesgos culturales en los libros de texto usados
en la escuela (F11) ,562
18. Puedo desarrollar métodos de enseñanza-aprendizaje que desmi-
tifiquen acerca de los grupos diversos (F04) ,554
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SUBESCALA ACTITUDES
14. La biblioteca del colegio debería reflejar todas las diferencias
raciales y culturales del aula (A07)
,730
12. Es esencial incluir las perspectivas de grupos diversos cuando se
enseñan contenidos sobre la historia europea (A05) ,688
13. El currículo y los libros de texto deberían incluir las contribuciones
de la mayoría, o todos, los grupos culturales de nuestra sociedad
(A06)
,641
8. Los profesores deberían adaptar los contenidos en clase para
reflejar las diferentes culturas representadas en el aula (A01) ,612
9. Los/as profesores/as deberían proporcionar oportunidades al alum-
nado para compartir sus diferencias culturales en la comida, la forma
de vestir, su vida familiar o sus creencias (A02)
,610
11. Los chicos y chicas deberían ser enseñados por sus profesores/
as acerca de su propio origen étnico y cultural (A04) ,414
10. Discutir las tradiciones éticas y las creencias en la escuela lleva a
discusiones y desunión entre alumnado de diferentes culturas (A03)
SUBESCALA EXPERIENCIA
2. Fui a la escuela con personas diversas durante mi adolescencia
(E02)
,758
1. Cuando era niño/a jugaba con personas distintas a mí (E01) ,705
7. Cuando era adolescente estaba en el mismo equipo o club con
estudiantes diversos/as (E07) ,672
3. En el barrio donde viví cuando era niño/a había diversidad de
personas (E03) ,641
4. En el pasado elegí leer libros sobre personas distintas a mí (E04) ,476
6. En el pasado elegí ver películas y programas de televisión sobre
personas distintas a mí (E06) ,457
5. Una persona diversa era uno de mis modelos a seguir cuando era
niño/a (E05) ,406
Método de extracción: análisis de componentes principales.
Método de rotación: Varimax con normalización Kaiser.
La rotación ha convergido en 5 iteraciones.
Análisis Factorial Confirmatorio
Para la identificación de las relaciones entre las variables ob-
servadas (ítems 1-34) y las variables latentes (IED, IAD e IEFD)
del cuestionario se ha realizado un AFC utilizando la extensión
AMOS del paquete estadístico SPSS. Los resultados muestran
coeficientes estructurales positivos entre las variables observa-
das y variables latentes, excepto en la variable A03, ítem 10, que
ya aparecía con un coeficiente menor de tres en el AFE. En la
figura 1 y en la tabla 3, se indican los coeficientes, es decir, la
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influencia de la variable latente sobre las variables observadas,
de tal forma que cuando la variable latente aumenta una unidad la
variable observada aumenta en función del peso del coeficiente.
Así en el IED la variable observada que aumenta en mayor pro-
porción es la E02 (Ítem 2. Fui a la escuela con personas diversas
durante mi adolescencia), con un coeficiente de 1,25; en el IAD
es la variable observada A07 (Ítem 14. La biblioteca del colegio
debería reflejar todas las diferencias raciales y culturales del aula)
con un coeficiente de 1,23; y en el caso de la IEFD la variable F16
(Ítem 30. Puedo identificar los agentes sociales que influyen en
las oportunidades de las personas diversas) con un coeficiente
de 1,39. En la Tabla 3 se refleja que hay dos variables que no re-
sultan significativas (p>,01): Se trata de E05 (Ítem 5. Una persona
diversa era uno de mis modelos a seguir cuando era niño/a) y A03
(Ítem 10. Discutir las tradiciones éticas y las creencias en la es-
cuela lleva a discusiones y desunión entre alumnado de diferentes
culturas) que ya había resultado no significativa en el PCA y de
coeficiente negativo en el AFC.
En cuanto a las matrices covarianza y correlación del modelo,
en primer caso sólo resulta significativa la que relaciona IAD con
IEFD (p<,01) con un valor de ,04, así como el coeficiente de co-
rrelación, que sólo tiene un valor aceptable entre ambas variables
latentes (r=,21)
A continuación, se ha procedido a la evaluación de la bondad
de ajuste del modelo entre la matriz reproducida por el modelo
derivado del AFC y la derivada de los datos. Para ello se han
calculado una serie de índices de bondad de ajuste, mediante los
cuales se pretende refrendar la hipótesis de que las diferencias
entre ambas matrices no son significativas, siendo, así, ambas
estructuras similares, por lo que se equipararía al ajuste concep-
tual con las preguntas del cuestionario. Los resultados demues-
tran que, pese a que los indicadores de X2/grados libertad (2,15),
RMSEA (,06) y RMR (,04) son óptimos, el CFI (,85), TLI (,83) y GFI
(,81) incumplen los criterios límite (Varela, Rial & García, 2003;
Cupani, 2012), concluyéndose que el modelo no es totalmente
óptimo.
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Figura 1. Representación gráfica del AFC de la EEFI Modelo 1
1
1
E01 e1
1
E02 e2
1
E03 e3
1
E04 e4
1
E05 e5
1
E06 e6
1
E07 e7
IED
1
1
A01 e8
1
A02 e9
1
A03 e10
1
A04 e11
1
A05 e12
1
A06 e13
1
A07 e14
IAD
1
1
F01 e15
1
F02 e16
1
F03 e17
1
F04 e18
1
F05 e19
1
F06 e20
1
F07 e21
1
F08 e22
1
F09 e23
1
F10 e24
1
F11 e25
1
F12 e26
1
F13 e27
1
F14 e28
1
F15 e29
1
F16 e30
1
F17 e31
1
F18 e32
1
F19 e33
1
F20 e34
IEFD
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Tabla 3. Coeficientes estructurales EEFI Modelo 1
Coeficiente no estandarizado S.E. Coeficiente estandarizado P
E01 <--- IED 1,000 ,697 ***
E02 <--- IED 1,249 ,127 ,786 ***
E03 <--- IED 1,003 ,115 ,614 ***
E04 <--- IED ,394 ,103 ,253 ***
E05 <--- IED ,306 ,101 ,199 ,003
E06 <--- IED ,295 ,084 ,234 ***
E07 <--- IED ,970 ,123 ,547 ***
A01 <--- IAD 1,000 ,549 ***
A02 <--- IAD ,786 ,121 ,522 ***
A03 <--- IAD -,409 ,162 -,172 ,012
A04 <--- IAD ,833 ,167 ,368 ***
A05 <--- IAD 1,026 ,137 ,672 ***
A06 <--- IAD ,864 ,126 ,569 ***
A07 <--- IAD 1,225 ,162 ,685 ***
F01 <--- IEFD 1,000 ,649 ***
F02 <--- IEFD 1,071 ,105 ,657 ***
F03 <--- IEFD 1,021 ,111 ,590 ***
F04 <--- IEFD ,958 ,114 ,531 ***
F05 <--- IEFD 1,004 ,109 ,591 ***
F06 <--- IEFD 1,282 ,124 ,673 ***
F07 <--- IEFD 1,262 ,111 ,752 ***
F08 <--- IEFD 1,119 ,110 ,656 ***
F09 <--- IEFD 1,306 ,117 ,737 ***
F10 <--- IEFD 1,150 ,109 ,689 ***
F11 <--- IEFD 1,041 ,117 ,567 ***
F12 <--- IEFD 1,338 ,119 ,739 ***
F13 <--- IEFD 1,115 ,111 ,648 ***
F14 <--- IEFD 1,113 ,112 ,639 ***
F15 <--- IEFD 1,246 ,112 ,737 ***
F16 <--- IEFD 1,392 ,127 ,719 ***
F17 <--- IEFD 1,123 ,115 ,630 ***
F18 <--- IEFD 1,243 ,114 ,714 ***
F19 <--- IEFD 1,083 ,109 ,641 ***
F20 <--- IEFD 1,266 ,113 ,739 ***
***p<0,001; X2/grados libertad=2,15; RMSEA=,06; CFI=,85; RMR=,04; TLI=,83; GFI=,81
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Modelo 2
Dado que el primer modelo no resultaba totalmente satisfacto-
rio (tanto en los coeficientes, covarianzas y correlaciones, como
en alguno índices de bondad de ajuste), y siguiendo la recomen-
dación de Guyton & Wesche de sólo emplear las subescalas de
IAD e IEFD para calcular el IEFI (pese a que ellos y otros autores
y autoras tenían en cuenta para obtenerlo también el IED), pro-
ponemos un segundo modelo. Para su construcción, además de
eliminar la variable latente de IED y sus correspondientes varia-
bles observadas, se ha optado también por eliminar la variable de
actitud A03 (Ítem 10. Discutir las tradiciones éticas y las creencias
en la escuela lleva a discusiones y desunión entre alumnado de
diferentes culturas), que había resultado problemática en todos
los análisis efectuados en el Modelo 1.
Análisis de fiablidad
En primer lugar, se ha vuelto a someter la nueva escala y dos
subescalas al test del alpha de Cronbach, mejorando sus puntua-
ciones en tanto en el total (,92), como en el IAD (,72), y siendo, en
todos los casos, coeficientes mejores o iguales que los obtenidos
en la MES (Guyton & Wesche, 2005).
Tabla 5. Comparativa de los test estadísticos de fiabilidad entre la
escala original MES (Guyton & Wesche) y los dos modelos de EEFI
Índice MES (Guyton&Wesche,
2005)
Alpha de Cronbach EEFI
Modelo 1
Alpha de Cronbach EEFI
Modelo 2
IAD ,72 ,57 ,72
IEFD ,93 ,94 ,94
IEFI ,89 ,88 ,92
Análisis Factorial Exploratorio
A continuación, se ha replicado el AFE teniendo en cuenta
únicamente los ítems relacionados con el IAD y el IEFD, Nueva-
mente, el resultado mostraba varios coeficientes de correlación r
>,3, un valor de ,93 de Kaiser-Meyer-Oklin, superando el criterio
mínimo de ,60 (Kaiser, 1970; 1974) y la prueba de esfericidad
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de Barlett (Bartlett, 1954) alcanza nuevamente significación esta-
dística (p = 0,00), lo cual apoya el análisis factorial de esta matriz.
Dado que son los dos índices cuya coherencia interna vamos
a analizar, se ha retenido la solución de dos componentes. La
solución rotada a través del método Varimax muestra que es-
tos dos componentes se corresponden con las dos subescalas,
agrupando los ítems correspondientes, y explicando un total del
46,6% de la varianza (36,1% en el caso del IEFD y 10,5% en el
IAD), lo cual demuestra así la adecuación de los ítems para medir
cada uno de estos dos factores subyacentes, una vez eliminado
el ítem A03.
Tabla 6. Matriz de componente rotado del AFE Modelo 2
Componente
1 2
F07 ,762
F12 ,755
F20 ,755
F09 ,748
F15 ,741
F16 ,727
F18 ,725
F10 ,704
F02 ,691
F01 ,689
F06 ,687
F08 ,665
F19 ,664
F13 ,663
F14 ,654
F17 ,641
F03 ,618
F05 ,613
F11 ,572
F04 ,561
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A07 ,754
A05 ,724
A01 ,667
A06 ,648
A02 ,627
A04 ,457
Método de extracción: análisis de componentes principales.
Método de rotación: Varimax con normalización Kaiser.
a. La rotación ha convergido en 3 iteraciones.
Análisis Factorial Confirmatorio
Para comprobar si el Modelo 2 se ajustaba mejor a la matriz
de datos del cuestionario (ítems de Actitud y Eficacia), se realizó
un segundo AFC. Los resultados muestran coeficientes positivos
y elevados entre las variables observadas (A01, A02, A04, A05,
A06, A07 para la actitud, y F01-F20 para eficacia) y las variables
latentes. En la figura 2 y en la tabla 7, se indican los coeficien-
tes del segundo modelo propuesto, sin tener en cuenta el IED, y
no variando apenas los resultados del Modelo 1 para el IAD y el
IEFD, ya que son las mismas variables observadas que en el caso
anterior (A07 y F16 respectivamente), las que más aportan a la
variable latente, con valores similares. No obstante, el haber refi-
nado el modelo provoca que en este caso no se den coeficientes
negativos y en todos los casos significativos.
En cuanto a la evaluación de la bondad de ajuste del Modelo
2, los índices analizados demuestran que la matriz derivada de
los datos del cuestionario y la del modelo conceptual no tienen
diferencias significativas, por lo que se trataría de un modelo óp-
timo. Así, el cálculo de todos los índices empleados en el modelo
anterior (razón de chi cuadrado y grados de libertad, RMSEA,
CFI, RMR, TLI y GFI) se ha reproducido en este nuevo modelo, y,
en todos los casos se cumple con el criterio límite, resultando una
evaluación óptima del mismo.
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Figura 2. Representación gráfica del AFC de la EEFI Modelo 2
1
1
A01 e8
1
A02 e9
1
A03 e10
1
A04 e11
1
A05 e12
1
A06 e13
1
A07
IAD
1
1
F01 e15
1
F02 e16
1
F03 e17
1
F04 e18
1
F05 e19
1
F06 e20
1
F07 e21
1
F08 e22
1
F09 e23
1
F10 e24
1
F11 e25
1
F12 e26
1
F13 e27
1
F14 e28
1
F15 e29
1
F16 e30
1
F17 e31
1
F18 e32
1
F19 e33
1
F20 e34
IEFD
e14
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Tabla 7. Coeficientes estructurales EEFI Modelo 2
Coeficiente no estandarizado S.E. Coeficiente estandarizado P
A01 <--- IAD 1,000 ,557 ***
A02 <--- IAD ,772 ,119 ,520 ***
A04 <--- IAD ,827 ,164 ,371 ***
A05 <--- IAD 1,013 ,134 ,673 ***
A06 <--- IAD ,849 ,124 ,567 ***
A07 <--- IAD 1,203 ,158 ,682 ***
F01 <--- IEFD 1,000 ,649 ***
F02 <--- IEFD 1,071 ,106 ,657 ***
F03 <--- IEFD 1,021 ,111 ,589 ***
F04 <--- IEFD ,959 ,114 ,531 ***
F05 <--- IEFD 1,005 ,109 ,591 ***
F06 <--- IEFD 1,284 ,124 ,673 ***
F07 <--- IEFD 1,265 ,111 ,753 ***
F08 <--- IEFD 1,119 ,111 ,656 ***
F09 <--- IEFD 1,306 ,117 ,737 ***
F10 <--- IEFD 1,150 ,109 ,689 ***
F11 <--- IEFD 1,041 ,117 ,567 ***
F12 <--- IEFD 1,340 ,120 ,740 ***
F13 <--- IEFD 1,116 ,111 ,648 ***
F14 <--- IEFD 1,114 ,112 ,640 ***
F15 <--- IEFD 1,247 ,112 ,737 ***
F16 <--- IEFD 1,393 ,127 ,719 ***
F17 <--- IEFD 1,124 ,115 ,630 ***
F18 <--- IEFD 1,244 ,114 ,714 ***
F19 <--- IEFD 1,083 ,109 ,641 ***
F20 <--- IEFD 1,266 ,113 ,738 ***
***p<0,001; X2/grados libertad=2,33; RMSEA=,06; CFI=,91; RMR=,03; TLI=,90; GFI=,90
DISCUSIÓN Y CONCLUSIONES
Partiendo de la diversidad en el contexto social y educativo, y
la necesidad de construir aulas inclusivas en las que todo el alum-
nado (nativo, inmigrante y de minorías étnicas) tenga las mismas
oportunidades de éxito académico, la comunidad científica ha
venido abogando, de unos años a esta parte, por la relevancia de
la figura del profesorado como eje central de la educación inter-
cultural (Gil-Madrona, Gómez-Barreto, & González-Víllora, 2016;
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Gómez Barreto, Gil Madrona & Martínez, 2017; Cummins, 2001;
Bennett, Niggle & Stage, 1990). Especialmente la investigación
ha puesto el acento en la relevancia de la formación de estos y
estas docentes como estrategia fundamental a la hora de pro-
mover profesionales eficaces en la gestión de la multiculturalidad
(Park, Chu, & Martin, 2016, Nadelson et al., 2012; Mitchel, 2009;
Gómez Barreto y otros, 2017; Mansuri, 2017; Mitchell, 2009). Sin
embargo, a pesar de la relevancia de la cuestión, existe toda-
vía cierta carencia de instrumentos que midan esta cuestión, in-
cluso recogida por organismos internacionales (OCDE, 2016b).
Esta ausencia de una metodología específica de investigación
sobre esta cuestión se hace especialmente evidente en nuestro
país, donde, a pesar de contar en fechas recientes con variadas
e interesantes aportaciones (Díez Gutiérrez, 2014; Gil-Madrona,
Gómez-Barreto, y González-Víllora, 2016; Gómez Barreto, Gil
Madrona, y Martínez, 2017; Aguaded, De la Rubia & González,
2013, o Goenechea, 2008), no se ha desarrollado un instrumento
validado y adaptable a diferentes contextos que permita identifi-
car el grado de eficacia intercultural en el profesorado en activo
y/o en formación.
Así, aunque el presente artículo tiene un fin exclusivamente
metodológico, partimos de la necesidad antedicha a la hora de
presentar la EEFI. Para ello se ha traducido y adaptado la MES de
Guyton & Wesche (2005), empleada en posteriores investigacio-
nes sobre el tema, al contexto español, y se ha validado tomando
como muestra a los agentes que se encuentran dentro del núcleo
de la discusión de la eficacia intercultural: el profesorado en for-
mación.
La construcción del modelo inicial ha tenido en cuenta la
estructura del cuestionario compuesta por tres subescalas (ex-
periencia, actitud y eficacia con la diversidad), dado que en in-
vestigaciones que han empleado el MES, así se ha realizado
(Silverman, 2015; Seak-Zoon, 2015). Si bien, en estas investiga-
ciones, la validación ha venido dada exclusivamente por el análi-
sis de fiabilidad mediante el alpha de Cronbach y AFE, tal y como
se hizo en la escala original de Guyton & Wesche (2005).
Sin embargo, los propios autores alertaban de la precaución
de emplear el IED en un mismo plano que el IAD y el IEFD, hecho
que hemos tratado de contrastar con el AFC. Efectivamente, tras
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un primer intento fallido en el que el modelo derivado directamen-
te de la estructura de la EEFI no era totalmente óptimo, hemos
propuesto un segundo modelo en el que sólo se emplearan las
subescalas de actitud y eficacia para determinar el IEFI, así como
la depuración de los ítems que resultaban problemáticos (en este
caso solo el A07). Ello ha dado lugar a un nuevo modelo con una
bondad de ajuste óptima, en el que todas las variables observa-
das resultaban significativas para obtener las variables latentes
correspondientes (IAD e IEFD), correlacionando además ambos
índices, y, por lo tanto, dando lugar al constructo que hemos de-
nominado IEFI.
Esta conclusión nos lleva a realizar, por tanto, una segunda
adaptación de la EEFI, proponiendo que los ítems de la subes-
cala de eficacia con la diversidad, y el relacionado con los “en-
foques” respecto a la interculturalidad, se analicen de manera
separada a las otras dos subescalas, refrendando la hipótesis de
Guyton & Wesche (2005). Nuestros resultados demuestran que
una mayor experiencia con personas diversas, no determina el
tener una mayor eficacia intercultural, tal y como también pro-
pugnaba el estudio de Nadelson (2012), si bien la actitud hacia la
diversidad parece ser un factor determinante.
La EEFI puede ser un instrumento eficaz para evaluar la efica-
cia intercultural del profesorado y del profesorado en formación,
pero, especialmente para mensurar la efectividad de acciones
formativas concretas en este campo a modo de pre-test y post-
test, tal y como ya propugnaba Ladson-Billings (2004) para la
MES. Además, como la MES, se trata de una herramienta cuyos
resultados son susceptibles de recibir una mayor profundización
con el uso de técnicas cualitativas (Guyton & Wesche, 2005).
En cuanto a las limitaciones del estudio, la muestra de pro-
fesorado en formación, aunque cumple los criterios de repre-
sentatividad, puede ampliarse para conseguir resultados más
fiables, así como extenderse a profesorado ya en activo que
tiene una visión más cercana a la realidad de las aulas. Debido a
ello, las futuras líneas de investigación pueden discurrir hacia la
ampliación del colectivo objeto de estudio, además de comple-
mentarse con una fase cualitativa que nos permita profundizar
en los resultados.
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Carmen Elboj-Saso
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Sin duda, poner el acento en la relevancia de la gestión de la
diversidad en general, y la interculturalidad en particular, es una
obligación también de la comunidad científica, con el objetivo
de que ésta tenga también un impacto social. Lograr profesiona-
les formados en gestión de la diversidad y eficaces intercultural-
mente revertirá en centros y aulas más inclusivos que permitan
la igualdad de oportunidades para todo el alumnado, al mismo
tiempo que se reconoce su diversidad cultural.
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