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Introducción
La diversidad cultural es una constante cada vez más visible en la Unión Europea. Concretamente en España supera los cuatro millones y medio de extranjeros residentes, con un porcentaje equitativo de hombres y de mujeres, y donde más de 400 mil son menores en edades escolares obligatorios (INE, 2018). Esta diversidad se percibe en el número constante de inmigrantes en el día con día de la sociedad (Gómez-Quintero y Fernández-Romero, 2014), se puede apreciar una incipiente población escolar de segunda generación, y en el continuo flujo migratorio iniciado años atrás (Llorent, Llorent-Bedmar, Mata, Messina, 2013; Plaza del Pino, 2012), que a pesar de la crisis no cesa (de forma legal e ilegal). Datos recientes, demuestran que más de 200 mil personas llegaron a España en este último año (INE, 2018). También a considerar el turismo que cada vez es menos estacional, que deriva en asentamientos permanentes, normalmente de otros países europeos; la situación laboral globalizada que provoca desplazamientos internacionales por motivos de trabajo y, una especial mención por su impacto social y mediático, a los refugiados originados por la situación en Siria e Irak, que están en camino (CEAR, 2016), siendo una gran suma de población con claras diferencias religiosas y culturales en el contexto español. Todos estos factores han tenido, tienen y tendrán un gran impacto en la escuela como espejo de la sociedad en la que se vive (Sánchez, Santos y Lorenzo, 2012; Solís y Martínez, 2014; Solórzano, 2013).
La escuela, el sistema escolar, desde sus planteamientos teóricos apuesta por un modelo inclusivo; donde la equidad y la igualdad de oportunidades llegue a todo el alumnado (Abós, 2015; Muntaner, 2010). En este punto, el docente en calidad de último responsable de llevar una educación de calidad (Fernández, 2006; Vázquez-Alonso y Manassero-Mas, 2015) sin discriminación a todo el alumnado, debe estar formado para afrontar esta realidad (Dainez y Naranjo, 2015; Llorent y López, 2012; Louzada et al., 2015).
El profesor como hacedor en la realidad escolar de la educación inclusiva ha sido objeto de estudio sobre su formación, actitudes y percepciones ante la diversidad cultural. Han surgido numerosas investigaciones acerca de las actitudes sobre la diversidad y la inclusión de los docentes en formación inicial (Campbell, Gilmore y Cuskelly, 2003; Llorent-Bedmar y Llorent, 2012; Taylor y Ringlaben, 2012) como de los docentes en activo (MacFarlane y Woolfson, 2013; Mauerberg-de Castro et al., 2013; Vaz et al., 2015).
Revisando los antecedentes recientes sobre formación de los docentes y sus actitudes hacia la diversidad y la inclusión, se han establecido variables clave como el género, la edad, la experiencia previa o contacto y, por supuesto, el curso académico al que pertenecen.
El estudio de la variable género ofrece resultados contradictorios a simple vista, pues las investigaciones aportan datos en tres direcciones distintas. Por un lado, algunos estudios señalan que alumnos de distintas titulaciones relacionadas con la diversidad no muestran diferencias en las actitudes en cuanto al género (Martínez, y Bilbao, 2011; Moreno, Rodríguez, Saldaña y Aguilera, 2006). En contraposición, las investigaciones de Batsiuo, Bebetsos, Panteli y Antoniou (2008) y Abellán (2015) indica que sí hay diferencias significativas, teniendo los docentes en activo varones una actitud más positiva que las mujeres. Sin embargo, hay un mayor número de investigaciones que aportan que las mujeres presentan una sensibilidad mayor hacia la inclusión que los hombres (Eichinger, Rizzo y Sirotnik,1991; Izuzquiza, Echeita, y Simón, 2015; López e Hinojosa, 2015; Muñoz, Novo y Espiñeira, 2013; Novo, Muñoz y Calvo, 2015; Vaz et al., 2015) cuyos datos difieren totalmente con los dos anteriores. Siendo esta última perspectiva respecto al género la que avala la hipótesis de investigación.
Otra variable incluida en los estudios sobre la atención a la diversidad o la inclusión es la edad de los futuros maestros. Forlin (1995) señala que los estudiantes de menor edad tienen un nivel más alto en actitudes positivas y están predispuestos a prácticas inclusivas, frente a los docentes de mayor edad, confirmada por Vaz et al. (2015). Por otro lado, Carroll, Forlin y Jobling (2003) destacan que no encontraron diferencias en cuanto a la edad, cuando son docentes en activo, debido a la formación permanente del profesorado. Sin embargo, en el estudio de Izuzquiza et al. (2015) los alumnos de 26 años o más, tienen una valoración más positiva sobre la diversidad que otros participantes de menor edad. Siguiendo este estudio se establece la hipótesis de que a mayor edad mayores puntuaciones en las actitudes hacia la diversidad cultural.
La variable experiencia previa ha sido una de las variables más estudiadas por los científicos. De hecho, hay investigaciones que concluyen que la mejor estrategia para reducir los prejuicios es el contacto con personas de otra religión, cultura o nacionalidad (Allport, 1954; Calvo, Pérez y López, 2015). Todas las investigaciones concuerdan que tanto en profesores en activo (Avramidis, Bayliss y Burden, 2000; Brownlee y Carrington, 2000), como en futuros docentes (Abellán, 2015; Campbell et al., 2003; Izuzquiza et al., 2015; Polo, Fernández y Díaz, 2010) o incluso en estudiantes de otros niveles (Moreno et al., 2006; Olaleye et al., 2012; Polo y López, 2006), el contacto con personas con alguna necesidad específica, implica mejores resultados que los profesionales o estudiantes que no lo han tenido, siendo la hipótesis de partida en esta investigación.
El curso resulta ser una variable clave si se quiere identificar el impacto de la formación inicial en los futuros educadores. En el estudio de Moreno et al. (2006) que estudia las actitudes en los estudiantes de Magisterio, Psicopedagogía y Psicología, los resultados muestran una actitud más positiva en el alumnado de último curso de Psicología (5º curso), que en los estudiantes de otros cursos con niveles inferiores (2º de Magisterio de Educación Especial, 1º de Psicopedagogía y 4º de Psicología). Los autores exponen que estos alumnos de curso más avanzado obtuvieron mejores resultados debido a la posibilidad de ampliar su formación referente a temas inclusivos, conclusión que supone otra hipótesis de investigación en este artículo.
En resumen, todas las investigaciones aquí citadas albergan datos sobre diversidad o inclusión en general y sobre todo en discapacidad que ha sido la variable más estudiada. Los componentes explicativos de las actitudes no son excluyentes y no recogen todos los factores explicativos a pesar de que comparten algunos elementos (Ajzen, 2001; Gázquez, Pérez, Carrión, Luque y Molero, 2015; Marín, 2002; Martínez, 2008; Muñoz y Encinar, 2015; Sales y García, 1997). Por esta razón, Llorent y Álamo (2016a y 2016b) proponen realizar una escala para medir exclusivamente y con precisión las actitudes hacia la diversidad cultural, referenciada en otras escalas de medida (Alonso, Navarro y Vicente, 2008; Llorent y Álamo, 2018; Muñoz et al., 2013; Novo et al., 2015).
En este estudio se pretende validar y construir un modelo definitivo de la escala ADC, y además de estudiar las actitudes hacia la diversidad cultural de los alumnos de la Facultad de Ciencias de Educación de la Universidad de Córdoba.
Método
Participantes
La muestra está compuesta por un total de 508 alumnos de la Facultad de Ciencias de la Educación de la Universidad de Córdoba. Formada por 367 mujeres (72.2 por ciento) y 141 hombres (27.8 por ciento), distribución por género que viene siendo habitual en las facultades de educación, donde la población es mayoritariamente femenina, siendo representativa la muestra en este aspecto. La edad media de los estudiantes es de 21.33 años (DT = 3.585), con un valor mínimo de 18 y un valor máximo de 57. En relación a la titulación, 22.2 por ciento pertenecen al Grado de Educación Infantil, 74.6 por ciento realizan el Grado de Educación Primaria y 3.1 por ciento pertenecen al Máster de Educación Inclusiva. Con respecto al curso académico, 35.4 por ciento pertenecen al primer curso, 32.9 por ciento cursaban segundo, 1.6 por ciento están matriculados en tercer curso y 26.8 por ciento cursaban el cuarto curso. El 3.1 por ciento de los estudiantes de máster se encuentran en un nivel superior y en esta investigación se le denominará 5º curso. Y, por último, 0.2 por ciento de los alumnos no contestaron a esta pregunta.
Una característica clave de la muestra a destacar es que 74 por ciento de los participantes tienen experiencia previa con personas de otra religión, cultura o nacionalidad, frente a 20.9 por ciento que no tienen y 5.1 por ciento de los alumnos no contestaron esta cuestión.
Instrumentos
La escala de Actitudes hacia la Diversidad Cultural (ADC) elaborada ad hoc, para medir las actitudes de los sujetos ante las diferencias culturales, religiosas o nacionales de las personas que les rodean. Previamente se han realizado estudios exploratorios con esta escala partiendo de cuatro dimensiones emociones, conductas, creencias e intenciones, siguiendo la fundamentación teórica, tras los análisis exploratorios correspondientes (Llorent y Álamo, 2016a), se ha obtenido una escala compuesta por 28 ítems agrupados en siete factores (intenciones positivas, intenciones negativas, creencias positivas, creencias negativas, conductas positivas, emociones negativas y capacidad de apoyo).
Cada ítem ofrece un grado de acuerdo o desacuerdo en una escala de tipo Likert con cinco opciones de respuesta (desde 1 “totalmente en desacuerdo” y 5 “totalmente de acuerdo”).
Procedimiento
Para el acceso a la muestra se ha contado con la colaboración del profesorado universitario, que ha sido informado previamente sobre el objetivo del estudio. A cada grupo de alumnos se les ha explicado la investigación y se le ha solicitado su colaboración voluntaria y su total sinceridad, protegida por el anonimato de los cuestionarios. La escala se ha aplicado de manera colectiva, con una duración aproximadamente de 10 a 15 minutos.
Análisis de datos
Para validar la escala ADC se han realizado diversos análisis estadísticos. En primer lugar, se ha realizado un estudio descriptivo de todos los ítems: media, desviación típica, curtosis y asimetría. Para el estudio de la escala se ha invertido las categorías de respuesta, con el fin de que todos los datos estén en el mismo sentido positivo. La consistencia interna de la escala se ha calculado mediante el Alpha de Cronbach. Los parámetros del análisis factorial exploratorio se han estimado utilizando el método de Componentes Principales con rotación Varimax y el análisis factorial confirmatorio se ha realizado con el parámetro de máxima verosimilitud (Lloret-Segura, Ferreres-Traver, Hernández-Baeza, Tomás-Marco, 2014). Y por último, la bondad de ajuste se ha analizado a través del índice de ajuste comparativo (CFI), el índice de ajuste no-normado (NNFI), el índice de bondad de ajuste (GFI), el error de aproximación cuadrático medio (RMSEA) y la raíz cuadrada de la media de residuos estandarizada (SRMR). Se considera una bondad de ajuste aceptable cuando se obtienen valores superiores a 0.90 en el caso de CFI, NNFI y CFI, y valores inferiores a 0.8 en SRMR y RMSEA (Hair, Anderson, Tatham y Black, 2001; Vieira, 2011). Los análisis estadísticos confirmatorios se han realizado con el programa EQS 6.2.
Para los análisis inferenciales del estudio -prueba de Levene, T-Student, ANOVA de un factor, ANOVA de Welch y comparaciones múltiples Post hoc (Bonferroni y Games-Howell) y correlación de Pearson- se ha utilizado en este caso el programa SPSS en su versión 23. En el caso de estos análisis, se dejaron las categorías sin invertir.
Resultados
Descriptivos y consistencia interna de la escala
Los resultados obtenidos de la escala ADC indican una puntuación media de todos los ítems de 4.01 (DT = 0.55), sabiendo que el rango de respuesta de cada ítem oscila entre uno y cinco, se considera una puntuación alta. Como se muestra en la Tabla 1, las dimensiones negativas; como intenciones negativas (M = 4.26, DT = 0.78), creencias negativas (M = 4.21, DT= 0.84) y emociones negativas (M = 4.15, DT = 0.86); son las dimensiones con la media más alta. Seguido aparece la dimensión capacidad de apoyo con una media de 4.12 (DT = 0.81), siendo también una media bastante alta. Por último, se encuentra también por encima de una puntuación media de 3 conductas positivas (M = 3.84, DT = 0.75), creencias positivas (M = 3.83, DT = 0.82) e intenciones positivas (M = 3.49, DT = 1.10). En la misma Tabla 1 se pueden consultar los datos sobre la asimetría (As) y curtosis (K) de cada ítem, para más detalle descriptivo de la escala.
Tabla 1 Resultados descriptivos y análisis de la fiabilidad de la escala ADC
| Factor | α | Ítem | M | DT | As | K |
|---|---|---|---|---|---|---|
| Intenciones negativas (Invertidas) | 0.88 | 18 | 4.30 | 1.10 | -1.53 | 1.37 |
| 19 | 3.84 | 1.16 | -.67 | -0.50 | ||
| 20 | 4.35 | 1.03 | -1.58 | 1.66 | ||
| 22 | 3.89 | 1.16 | -.72 | -0.50 | ||
| 24 | 4.48 | 0.93 | -1.90 | 3.08 | ||
| 25 | 4.55 | 0.98 | -1.42 | 6.66 | ||
| 26 | 4.53 | 0.93 | -2.07 | 3.55 | ||
| 28 | 4.11 | 1.14 | -1.09 | 0.23 | ||
| Total | 4.26 | 0.78 | -1.57 | 2.50 | ||
| Intenciones positivas | 0.60 | 15 | 3.89 | 2.63 | 17.07 | 349.31 |
| 16 | 3.54 | 1.07 | -0.28 | -0.53 | ||
| 21 | 3.43 | 1.12 | -0.16 | -0.73 | ||
| 17 | 3.12 | 1.17 | -0.05 | -0.73 | ||
| Total | 3.49 | 1.10 | 4.10 | 52.96 | ||
| Creencias positivas | 0.77 | 10 | 3.55 | 1.09 | -0.41 | -0.35 |
| 27 | 3.88 | 1.05 | -0.75 | 0.09 | ||
| 12 | 4.02 | 1.09 | -0.90 | -0.01 | ||
| 14 | 3.88 | 1.05 | -0.90 | 0.71 | ||
| Total | 3.83 | .82 | -0.70 | 0.60 | ||
| Creencias negativas (Invertida) | 0.78 | 8 | 4.48 | .88 | -1.74 | 2.41 |
| 9 | 4.29 | 1.04 | -1.40 | 1.09 | ||
| 13 | 3.86 | 1.11 | -.71 | -.23 | ||
| Total | 4.21 | .84 | -1.26 | 1.26 | ||
| Emociones Negativas (Invertida) | 0.69 | 3 | 4.05 | 1.16 | -1.05 | .17 |
| 6 | 4.15 | 1.08 | -1.22 | .71 | ||
| 11 | 4.26 | 1.04 | -1.44 | 1.35 | ||
| Total | 4.15 | .86 | -.93 | .39 | ||
| Conductas positivas | 0.68 | 2 | 3.78 | 1.02 | -.64 | .01 |
| 23 | 4.10 | .82 | -.74 | .39 | ||
| 4 | 3.62 | 1.02 | -.47 | -.14 | ||
| Total | 3.84 | .75 | -.44 | .38 | ||
| Capacidad de apoyo | 0.84 | 5 | 4.18 | .93 | -1.29 | 1.72 |
| 7 | 4.17 | .93 | -1.09 | .92 | ||
| 1 | 4.02 | .93 | -.72 | -.14 | ||
| Total | 4.12 | .81 | -1.06 | 1.35 |
Fuente: elaboración propia.
La consistencia interna se ha calculado a través del coeficiente Alpha de Cronbach (Tabla 1), y se ha obtenido un total de la escala de 0.88, considerado un nivel alto. La fiabilidad de cada dimensión de la escala ADC, muestra datos altos en consistencia interna en las dimensiones intenciones negativas y capacidad de apoyo. En el resto de dimensiones la fiabilidad se considera aceptable (Orozco, Labrador y Palencia, 2002; Schmitt, 1996).
Análisis factorial confirmatorio
Para validar esta escala se realizó un análisis factorial confirmatorio. Como ya se indicó en la introducción se analizaron diferentes modelos exploratorios. Se probaron tres modelos diferentes (ver Tabla 2). En primer lugar, se probó el modelo teórico (Modelo 1) compuesto por cuatro factores (creencias, conductas, intenciones y emociones), cuyos resultados estadísticos no resultaron satisfactorios.
Tabla 2 Modelos estructurales de la escala ADC según AFC
| Modelos | χ2 | DF | χ2/gl | CFI | NNFI | GFI | SRMR | RMSEA |
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| Modelo 1 | 2150.283 | 344 | 6.252 | 0.71 | 0.68 | 0.71 | 0.11 | 0.10 |
| Modelo 2 | 1752.205 | 712 | 2.460 | 0.89 | 0.88 | 0.85 | 0.05 | 0.05 |
| Modelo 3 | 643.821 | 328 | 1.962 | 0.95 | 0.94 | 0.92 | 0.05 | 0.04 |
Fuente: elaboración propia.
De esta manera, se procede a realizar un análisis factorial exploratorio para construir otro modelo (Modelo 2). Los cuatros factores iniciales del Modelo 1 se duplicaron, dada la dualidad negativa y positiva de cada dimensión, dando lugar a ocho factores.
Tras el adecuado ajuste de la escala siguiendo la fundamentación teórica y las aportaciones de los análisis estadísticos exploratorios, finalmente se obtuvo un modelo que ajusta adecuadamente, compuesto por 28 ítems agrupados en siete factores (intenciones positivas, intenciones negativas, creencias positivas, creencias negativas, conductas positivas, emociones negativas y capacidad de apoyo). Al realizar un modelo factorial a través de ecuaciones estructurales se confirmó el rechazo de los dos primeros modelos y se confirmó el Modelo 3 (Llorent y Álamo, 2016a). De esta manera la escala se concretó con 28 ítems (α = 0.88), una varianza total explicada de 63.56 por ciento y cuyos índices de bondad de ajuste fueron óptimos (Figura 1).
ADC según el género
A continuación, se muestran los resultados inferenciales de la variable sexo con relación a la escala ADC (Tabla 3). Se observa diferencias significativas en las dimensiones de intenciones positivas (d = 0.23; 95% CI = 0.03 - 0.42) y creencias positivas (d = 0.30; 95% CI = 0.09 - 0.49) entre hombres y mujeres, donde ellas han respondido con una mayor puntuación. En el caso de las creencias negativas (d = 0.32; 95% CI = 0.12 - 0.51) como en las emociones negativas (d = 0.50; 95% CI = 0.30 - 0.69), las mujeres obtienen una media inferior que los hombres. En cuanto a las dimensiones capacidad de apoyo, conductas positivas e intenciones negativas, no se aprecian diferencias en cuanto al sexo.
Tabla 3 Estadística descriptiva de la variable género en cada dimensiónde ADC, y resultados de las pruebas t-student (t)
| VD | Sexo | M | DT | t |
|---|---|---|---|---|
| Intenciones positivas | Hombre | 3.31 | 0.92 | -2.26* |
| Mujer | 3.56 | 1.16 | ||
| Creencias positivas | Hombre | 3.70 | 0.86 | -2.75* |
| Mujer | 3.93 | 0.75 | ||
| Capacidad de apoyo | Hombre | 4.05 | 0.84 | -.81 |
| Mujer | 4.08 | 0.77 | ||
| Conductas positivas | Hombre | 3.87 | 0.75 | .63 |
| Mujer | 3.82 | 0.75 | ||
| Intenciones negativas | Hombre | 1.89 | 0.92 | 2.77 |
| Mujer | 1.65 | 0.66 | ||
| Creencias negativas | Hombre | 1.97 | 1.01 | 2.87* |
| Mujer | 1.7 | 0.76 | ||
| Emociones negativas | Hombre | 2.14 | 0.93 | 4.70** |
| Mujer | 1.72 | 0.8 |
*Nota: p < .05
**Nota: p < .001
Fuente: elaboración propia.
ADC según la edad
Se ha realizado el análisis de correlación de Pearson con el fin de conocer si existe relación entre la edad (variable continua, sin categorización) y las actitudes hacia la diversidad cultural. Los resultados muestran una correlación positiva con las dimensiones intenciones positivas (r = 0.137, p < 0.01), creencias positivas (r = 0.124, p < 0.01), capacidad de apoyo (r = 0.154, p < 0.01) y conductas positivas (r = 0.105, p < 0.05), mientras que con intenciones negativas (r = -0.153, p < 0.01) muestra una correlación negativa.
Posteriormente, los datos han sido categorizados por intervalos de edad (18-19, 20-21, 22-23, 24-25, 26 años o más). Para este análisis se ha realizado la ANOVA, salvo en el caso de las dimensiones intenciones negativas y creencias positivas, dado al que el resultado obtenido en la prueba de Levene es significativo (p < 0.05), por lo cual se procede a realizar la ANOVA de Welch.
Tras los análisis realizados con la variable edad no aparecen diferencias significativas en las puntuaciones medias por edad, en las dimensiones intenciones positivas (F = 1.668, p > 0.05), conductas positivas (F= 0.690, p > 0.05) (aunque en ambas existe una correlación con la edad como variable continua), creencias negativas (F = 0.725, p > 0.05), creencias positivas (F = 2.372, p > 0.05) y emociones negativas (F = 2.128, p > 0.05).
Por otro lado, se encontraron diferencias significativas en las demás dimensiones: intenciones negativas (F = 5.57, p < 0.05), y capacidad de apoyo (F = 3014, p < 0.05), estas dos últimas que también correlacionan cuando se analiza la edad como variable sin categorizar. Las comparaciones posteriores post hoc de estos dos factores confirman diferencias en la media entre los grupos de edad.
Para la comparación post hoc de la dimensión capacidad de apoyo, se ha realizado con la prueba de Bonferroni obteniendo diferencias entre el grupo de 18-19 (M = 3.91, DT = 0.85) con el grupo de 26 años o más (M = 4.39, DT = 0.92) (d = 0.56; 95% CI = 0.15 - 0.96).
En cuanto a la dimensión de intenciones negativas se ha realizado la comparación de Games-Howell. En esta comparación se muestra también diferencias entre el grupo de 18-19 (M = 1.87, DT = 0.85) con 22-23 (M = 1.58, DT = 0.62) (d = 0.25; 95% CI = 0.01 - 0.50); entre el grupo de 18-19 (M = 1.87, DT = 0.85) con 26 años o más (M = 1.41, DT = 0.42) (d = 0.57; 95% CI = 0.16 - 0.98) y el grupo de 20-21 (M = 1.73, DT = 0.73) con 26 años o más (M = 1.41, DT = 0.42) (d= 0.46; 95% CI = 0.06 - 0.86), donde los alumnos con más edad tienen puntuaciones en intenciones negativas menores que los alumnos con menor edad.
ADC según la experiencia
En la variable experiencia en relación con la escala ADC, se confirma la hipótesis nula en los casos de intenciones positivas y conductas positivas (ver Tabla 4), donde no aparecen diferencias significativas entre los sujetos que tienen o no experiencia previa con personas de otra religión, cultura o nacionalidad.
Tabla 4 Estadística descriptiva de la variable experiencia en cada dimensión de ADC, y resultados de las pruebas t-student(t)
| VD | Experiencia | Media | DT | t |
|---|---|---|---|---|
| Intenciones negativas | Sí | 1.65 | 0.71 | -3.06* |
| No | 1.90 | 0.78 | ||
| Intenciones positivas | Sí | 3.48 | 0.92 | -0.08 |
| No | 3.50 | 1.64 | ||
| Creencias positivas | Sí | 3.91 | 0.78 | 2.43* |
| No | 3.70 | 0.79 | ||
| Creencias negativas | Sí | 1.71 | 0.80 | -2.42* |
| No | 1.93 | 0.88 | ||
| Capacidad de apoyo | Sí | 4.14 | 0.75 | 3.62** |
| No | 3.83 | 0.86 | ||
| Conductas positivas | Sí | 3.86 | 0.74 | 1.54 |
| No | 3.73 | 0.80 | ||
| Emociones negativas | Sí | 1.79 | 0.81 | -2.36* |
| No | 2.04 | 1.01 |
*Nota: p < .05
**Nota: p < .001
Fuente: elaboración propia
Sin embargo, en todas las demás dimensiones como intenciones negativas (d = 0.34; 95% CI = 0.12 - 0.56), creencias positivas (d = 0.26; 95% CI = 0.04 - 0.48), creencias negativas (d = 0.26; 95% CI = 0.05 - 0.48), emociones negativas (d = 0.29; 95% CI = 0.07 - 0.51), y capacidad de apoyo (d = 0.40; 95% CI = 0.17 - 0.62), sí se aprecian diferencias significativas entre los grupos (ver Tabla 4). Así, los sujetos que sí tienen un contacto previo con personas de otra religión, cultura o nacionalidad tienen puntuaciones significativamente más altas en actitudes positivas y bajas en actitudes negativas a diferencia del grupo sin experiencia.
ADC según titulación
Para el análisis con la variable titulación se ha realizado la prueba de Levene, mostrando varianzas homogéneas en todas las dimensiones realizando para la comparación de medias de los grupos la ANOVA, salvo en creencias negativas que se ha aplicado la prueba de ANOVA de Welch.
Según la titulación los resultados revelan diferencias en las dimensiones intenciones positivas y creencias negativas, como se puede apreciar en la Tabla 5. Si bien la comparación entre las titulaciones con pruebas post hoc corrobora solamente diferencias en la dimensión creencias negativas entre el Grado de Educación Infantil con el Grado de Educación Primaria (d = 0.29; 95% CI = 0.09 - 0.51), donde los alumnos de Infantil tienen una media inferior que los alumnos de primaria.
Tabla 5 Estadística descriptiva de la variable titulación en cada dimensión de ADC, y resultados de las pruebas ANOVA (F)
| VD | Titulación | Media | DT | F |
|---|---|---|---|---|
| Intenciones negativas | Grado de Educación Infantil | 1.59 | 0.68 | 2.54 |
| Grado de Educación Primaria | 1.76 | 0.77 | ||
| Postgrado (máster y otros cursos) | 1.53 | 0.44 | ||
| Intenciones positivas | Grado de Educación Infantil | 3.70 | 1.54 | 3.50* |
| Grado de Educación Primaria | 3.42 | 0.94 | ||
| Postgrado (máster y otros cursos) | 3.82 | 0.85 | ||
| Creencias negativas | Grado de Educación Infantil | 1.58 | 0.63 | 6.11* |
| Grado de Educación Primaria | 1.83 | 0.90 | ||
| Postgrado (máster y otros cursos) | 1.95 | 0.76 | ||
| Emociones negativas | Grado de Educación Infantil | 1.75 | 0.74 | 1.19 |
| Grado de Educación Primaria | 1.87 | 0.89 | ||
| Postgrado (máster y otros cursos) | 1.66 | 0.86 | ||
| Capacidad de apoyo | Grado de Educación Infantil | 4.11 | 0.77 | 1.67 |
| Grado de Educación Primaria | 4.05 | 0.80 | ||
| Postgrado (máster y otros cursos) | 4.41 | 0.57 | ||
| Conductas positivas | Grado de Educación Infantil | 3.78 | 0.72 | .45 |
| Grado de Educación Primaria | 3.85 | 0.76 | ||
| Postgrado (máster y otros cursos) | 3.91 | 0.70 | ||
| Creencias positivas | Grado de Educación Infantil | 3.97 | 0.83 | 2.22 |
| Grado de Educación Primaria | 3.82 | 0.77 | ||
| Postgrado (máster y otros cursos) | 4.09 | 0.79 |
*Nota: p < 0.05
Fuente: elaboración propia.
ADC según el curso
En la variable curso, la prueba de Levene muestra en las dimensiones intenciones negativas, creencias positivas, creencias negativas y emociones negativas datos significativos (p < 0.05), por lo que en estas dimensiones se realizará ANOVA de Welch, mientras que en el resto de dimensiones se realizará ANOVA de un factor.
Los resultados revelan diferencias significativas en las medias en las dimensiones capacidad de apoyo (F = 3.91, p < 0.05), creencias positivas (F = 4.02, p < 0.05) e intenciones negativas (F = 5.71, p < 0.05).
En las comparaciones post hoc de Bonferroni en la dimensión capacidad de apoyo se han encontrado diferencias de medias en los grupos de 1º (M = 3.90, DT = 0.88) con 2º (M = 4.16, DT = 0.78) (d = 0.31; 95% CI = 0.09 - 0.52); y 1º con 4º curso (M = 4.17, DT = 0.68) (d = 0.33; 95% CI = 0.11 - 0.56).
Para las dimensiones que se ha realizado la prueba de ANOVA de Welch se realizará la prueba post hoc de Games-Howell. Si bien, se aprecia que intenciones negativas ofrece diferencias entre el curso de 1º con 2º (d = 0.41; 95% CI = 0.20 - 0.63), con 4º (d = 0.49; 95% CI = 0.26 - 0.72) y con 5º/Máster. El curso 1º (M = 1.95, DT = 0.91) obtiene una media inferior con respecto a los cursos de 2º (M = 1.61, DT = 0.69), 4º (M = 1.57, DT = 0.53) y 5º/Máster ( M = 1.53, DT = 0.44).
En cuanto a la dimensión creencias positivas también hay diferencias entre 1º y 2º curso (d = 0.35; 95% CI = 0.13 - 0.56) y 1º y 4º (d = 0.41; 95% CI = 0.18 - 0.64), obteniendo el 1º curso (M = 3.67, DT = 0.84) una media inferior con respecto a 2º (M = 3.96, DT = 0.82) y 4º curso (M = 3.97, DT = 0.63).
Discusión
Las investigaciones realizadas anteriormente ponen de manifiesto que las actitudes son un elemento importante de los futuros docentes, por su importancia para la atención educativa a la diversidad cultural (MacFarlane y Woolfson, 2013; Mauerberg-de Castro et al., 2013; Vaz et al., 2015). Y por esa razón, esta investigación se origina en la preocupación de una adecuada formación docente ante la diversidad, siendo fundamental construir un instrumento que permita conocer el perfil de los futuros docentes para poder mejorarlo y en qué medida mejora. Por ello, en este artículo se ha planteado como objetivo principal validar la escala ADC de Llorent y Álamo (2016a) y construir un modelo explicativo de los diferentes factores que configuran las actitudes hacia la diversidad cultural. Además, se ha querido identificar las actitudes hacia la diversidad cultural de los estudiantes de la Facultad de Ciencias de la Educación de la Universidad de Córdoba.
En primer lugar, la escala ADC está constituida por 28 ítems, obteniendo una fiabilidad muy alta en su totalidad (α = 0.88). Tras el estudio teórico y exploratorio, se obtuvo una escala con siete factores, denominados: intenciones positivas, intenciones negativas, creencias positivas, creencias negativas, emociones negativas, capacidad de apoyo y conductas positivas. Y este nuevo modelo mostró unos adecuados índices de ajuste (χ2 = 643.821 p < 0.001; NNFI = 0.94 CFI = 0.95, GFI = 0.92, SRMR = 0.05, RMSEA = 0.04).
En segundo lugar, se pudo conocer el perfil de los maestros en formación de la Universidad de Córdoba. Los sujetos de este estudio obtuvieron una puntuación global media-alta en la escala, con lo cual se pueden considerar positivas las actitudes hacia la diversidad cultural de los estudiantes de la Facultad de Ciencias de la Educación de la Universidad de Córdoba.
Observando cada dimensión de la escala ADC, las intenciones negativas, creencias negativas, emociones negativas (teniendo invertidos los valores de sus ítems) y capacidad de apoyo son las dimensiones con mejores puntuaciones. Una vez realizados los estudios generales relativos a la escala, también resultan interesantes las conclusiones obtenidas de cada variable independiente con las distintas dimensiones de la escala ADC.
En relación al género, las mujeres tienen mejores puntuaciones en intenciones positivas y creencias positivas, además de que se muestran más en desacuerdo que los varones hacia las creencias negativas y emociones negativas. Este resultado confirma otras investigaciones realizadas previamente (Eichinger et al., 1991; Izuzquiza et al., 2015; Muñoz et al., 2013; Novo et al., 2015; Vaz et al., 2015).
La conclusión extraída sobre la edad evidencia que las personas con menor edad presentan puntuaciones bajas con respecto a los grupos de mayor edad. Este resultado no confirma los estudios de Forlin (1995) y Vaz et al., (2015); pero sí el de Izuzquiza et al., (2015), donde deja claro que los alumnos con 26 años o más tienen una valoración más positiva, voluntad de ayudar a las personas de otra cultura, nacionalidad o religión, presentando además rechazo de intenciones negativas.
En los estudios realizados sobre actitudes hacia la diversidad y la inclusión, la experiencia previa es un elemento clave y se ha confirmado en numerosos estudios, influyendo en el refuerzo de las actitudes positivas y el rechazo de las negativas (Abellán, 2015; Campbell et al., 2003; Izuzquiza et al., 2015; Polo et al., 2010). La prueba es que los estudiantes participantes en la investigación que aquí presentamos revelan un rechazo hacia intenciones negativas, creencias negativas y emociones negativas, y además muestran mayor capacidad de apoyo y más creencias positivas hacia personas de otra religión, cultura o nacionalidad.
La titulación ha sido otra variable estudiada y, según los resultados, no muestra datos muy relevantes. Solamente se ha encontrado diferencias en las creencias negativas en los dos Grados de Educación, y con un tamaño de efecto bajo. Esto puede explicarse dado a que todas las titulaciones pertenecen a la Facultad de Ciencias de la Educación, donde se comparte una posición pedagógica común, un currículum coherente y unos profesores compartidos.
En cuanto al curso en el que se encuentran el alumnado de este estudio se ha encontrado datos relevantes. Los resultados de esta investigación ratifican el estudio realizado por Moreno et al. (2006), los alumnos pertenecientes a cursos superiores presentan unas actitudes más positivas y rechazo hacia actitudes negativas que los alumnos que pertenecen a cursos inferiores. Con ello se puede concluir que la formación recibida por parte de la facultad está siendo útil en relación al cambio positivo de actitudes hacia la diversidad cultural.
En definitiva, este estudio ha permitido validar un instrumento fiable para medir las actitudes hacia la diversidad cultural en los estudiantes universitarios. Así como identificar que los futuros docentes tienen actitudes positivas hacia la diversidad cultural, y que la formación recibida implica una mejora en la eliminación de actitudes negativas y es generadora de actitudes más inclusivas. Para futuras líneas de investigación sería interesante poder implementar la escala ADC en otras universidades, de este modo, se podría obtener una mejor garantía de la fiabilidad y validez de la escala, y sobre todo porque sería interesante y más que recomendable para conocer el impacto de la formación universitaria en los estudiantes/futuros formadores de nuevas generaciones.
