Introducción

Las estrategias de aprendizaje, de acuerdo con ^{Monereo (2004)}, forman parte de un amplio y complejo proceso de toma de decisiones conscientes e intencionales por parte del estudiante que permiten seleccionar y recuperar los conocimientos conceptuales, procedimentales y actitudinales necesarios para alcanzar los objetivos de aprendizaje establecidos en una situación educativa específica. Por ende, la función principal de estas es facilitar la asimilación de la información proveniente del entorno hacia el sistema cognitivo del alumno, proceso que implica la gestión y supervisión de los datos asimilados, así como su clasificación, categorización, almacenamiento y recuperación para su disponibilidad en futuras experiencias de aprendizaje (^{Monereo, 1990}).

Estas estrategias son un componente vigente en los planes de estudio de las instituciones de educación superior. Además, están estrechamente vinculadas con el diseño curricular de los contenidos procedimentales (^{Coll, 2001}) y con programas de tutoría académica destinados a fomentar su uso y mejorar el rendimiento académico de los estudiantes (^{Juárez-Lugo et al., 2012}; ^{Pérez et al., 2018}) debido a que están asociadas con la construcción de un tipo de aprendizaje más comprensivo, óptimo y significativo (^{Hernández, 2012}). Por eso, ^{Gargallo (2002)} y ^{Pozo (2008)} coinciden en señalar que el bajo rendimiento académico se explica, en parte, por las limitaciones que muestran los estudiantes universitarios en sus operaciones cognitivas y de autorregulación al intentar resolver actividades escolares específicas.

En este contexto, la teoría del aprendizaje estratégico, también conocida como teoría del procesamiento de la información (^{Hernández, 2012}), describe el proceso de asimilación de contenidos escolares como una secuencia de acciones cognitivas y metacognitivas que las personas ponen en práctica para abordar las actividades asignadas.

Con base en esta teoría, ^{Román y Gallego (2001)} proponen un amplio modelo que comienza con la ejecución de estrategias de atención y repetición dirigidas al proceso cognitivo de la adquisición de información. La esencia de este radica en identificar la información relevante y discriminar aquella que no cumple con los objetivos de la actividad de estudio propuesta para luego incorporarla a las estructuras de conocimiento de las personas mediante acciones como la exploración del contenido y la estructura del material de estudio, y posteriormente llevar a cabo distintos tipos de subrayados que permiten discriminar y clasificar los datos importantes para iniciar su memorización.

El siguiente paso es el de la codificación, que tiene la responsabilidad de incorporar la información a la memoria a largo plazo para hacerla útil, comprensiva y significativa, elementos esenciales para consolidar una base de conocimientos escolares que conduzcan a un óptimo rendimiento académico (^{Bruning et al., 2012}). Durante este proceso, los estudiantes estratégicos utilizan técnicas de memorización complejas, de elaboración y de organización de la información con el fin de conectar los nuevos conocimientos con los previos para generar estructuras de significado más amplias y complejas que otorgan sentido a los contenidos académicos (^{González y García-Señorán, 2006}). Estas formas de codificación requieren más tiempo y esfuerzo por parte de los alumnos, ya que buscan dar un mayor nivel de significación a la información para procurar alcanzar un aprendizaje profundo.

Una vez que la información objeto de aprendizaje está almacenada en la memoria a largo plazo, el proceso cognitivo de recuperación se encarga de evocar las estructuras de conocimiento cuando son solicitadas (^{Beltrán y Fernández, 2001}). Según el modelo teórico propuesto y la calidad de la información codificada, el alumno recurrirá a los conocimientos dispuestos en los organizadores gráficos para elaborar la respuesta adecuada para la actividad de aprendizaje (^{Castillo y Polanco, 2005}). De esta manera, se evita que el alumno consulte el material original y lo desafía a un esfuerzo cognitivo para trabajar con la información procesada.

En su modelo, ^{Román y Gallego (2001)} plantean la existencia de estrategias de aprendizaje encargadas de controlar los estados afectivos y dirigir las actividades cognitivas para alcanzar las metas de aprendizaje. Así, los aspectos conductuales del propio alumno -como el autocontrol, la autogestión, el autoconocimiento, su motivación para estudiar y la riqueza de las interacciones sociales- adquieren importancia, ya que optimizan o dificultan la efectividad de las estrategias cognitivas implementadas en su proceso de aprendizaje de contenidos académicos.

Ahora bien, para medir las estrategias de aprendizaje en estudiantes se han creado varios instrumentos, entre los cuales destaca la Escala de Estrategias de Aprendizaje ACRA, propuesta por ^{Román y Gallego (2001)}, una de las más utilizadas en países de habla hispana. Esta fue concebida originalmente en 1994 para evaluar los procesos cognitivos de alumnos españoles de educación secundaria obligatoria (de 12 a 16 años), la cual ofrece la posibilidad de aplicarla en otros niveles educativos, aunque cabe destacar que no se cuenta con evidencia de su pertinencia teórica.

Por este motivo, autores como ^{Gargallo et al. (2009)} cuestionan la estructura teórica de la escala ACRA original, ya que las propiedades psicométricas con estudiantes universitarios no respaldan su adecuación según lo propuesto en el instrumento. Además, se observa un desequilibrio en el número de ítems que componen los factores o estrategias, pues mientras que algunos tienen hasta seis enunciados, otros cuentan únicamente con dos. Por ejemplo, estrategias como epigrafiado, subrayado lineal y repaso reiterado de la escala de adquisición tienen solo dos ítems cada una, mientras que factores como autocontrol y motivación de escape de la escala de apoyo tienen solo un ítem cada uno, lo que contraviene el principio teórico en la construcción de instrumentos, que sugiere que una variable debe estar compuesta por al menos tres ítems para medirla; de lo contrario, se cuestiona la validez de contenido y se ve afectada la confiabilidad del propio factor (^{Hair et al., 1999}; ^{Zamora, 2009}).

Aunado a esto, dos de las cuatro opciones de respuesta (“Nunca o casi nunca” y “Siempre o casi siempre”) pueden considerarse ambiguas para su interpretación debido a que su redacción no define claramente la propiedad operacional que se pretende medir, lo que aumenta innecesariamente la imprecisión del nivel de medición ordinal (^{Kerlinger y Lee, 2002}). Por último, el proceso cognitivo de un estudiante de secundaria puede ser diferente a la forma en cómo procesa la información un estudiante universitario. Se tiene conocimiento que los universitarios, en particular aquellos con un pensamiento complejo (^{Pozo, 2008}), toman atajos cognitivos, cuentan con un listado de estrategias preferidas conforme a la naturaleza cognitiva del objetivo de aprendizaje cuando el conocimiento es declarativo, procedimental o contextual (^{Gargallo, 2002}), y que no necesariamente responde a la secuencia didáctica establecida por el docente (^{Pozo y Monereo, 1999}).

Con base en lo anterior, ^{De la Fuente y Justicia (2003)} realizaron un estudio en el que administraron la escala ACRA original a una muestra de 866 estudiantes de una universidad española, de los cuales 294 eran varones y 554 mujeres. Luego de realizar un análisis factorial exploratorio con diferentes métodos y rotaciones, encontraron que la mejor solución factorial consistía en un instrumento con 3 dimensiones, 13 subfactores y 44 ítems. De hecho, la consistencia interna -medida mediante el alfa de Cronbach- osciló entre .54 y .85 para las tres dimensiones identificadas: estrategias cognitivas y metacognitivas, estrategias de apoyo al aprendizaje y hábitos de estudio. En consecuencia, los autores concluyeron que esta estructura teórica no se alineaba con la concepción original del instrumento basada en las fases del procesamiento de la información.

En otro estudio llevado a cabo por ^{Juárez-Lugo et al. (2015)}, administraron la escala ACRA a 1011 estudiantes universitarios de una institución en México, de los cuales el 61.1 % eran mujeres y el 38.9 % varones. Luego de realizar un análisis factorial exploratorio con rotación Varimax, reportaron una estructura teórica de tres escalas: procesamiento, apoyo y adquisición, con 16 factores y 65 reactivos en total. La consistencia interna, medida mediante el alfa de Cronbach, fue de .885, .884 y .817, respectivamente para cada escala.

Por su parte, ^{Wong Fajardo et al. (2019)} administraron la escala ACRA a 569 estudiantes de tres universidades en Perú, de los cuales 302 eran mujeres y 267 hombres. El análisis psicométrico se centró en calcular la consistencia interna, la validez de constructo mediante la correlación ítem-escala y entre escalas, lo cual les permitió concluir que el instrumento era confiable y válido en su estructura teórica original.

Igualmente, ^{González (2020)} realizó un estudio con 400 estudiantes peruanos de una universidad privada a los cuales se administró la escala ACRA con la intención de adaptarla a esta población. Si bien este autor, después de realizar un análisis factorial exploratorio, sugirió una estructura teórica diferente, no proporcionó evidencia estadística que respaldara esta afirmación.

Por eso, ^{Cohen y Swerdlik (2007)} destacan que un instrumento de evaluación educativa debe cumplir al menos con las características psicométricas de confiabilidad, validez y baremación. La primera se refiere a la estabilidad, precisión y predictibilidad en la medición de un constructo (^{Magnusson, 2009}), mientras que la validez es crucial en una prueba psicoeducativa, ya que asegura que el instrumento está midiendo exhaustivamente lo que pretende medir. Esta se evalúa mediante análisis factorial, que identifica si los reactivos diseñados para examinar el concepto muestran coherencia en la conformación de sus factores según el supuesto teórico del instrumento. Por último, una vez demostrada la confiabilidad y validez, se procede a la baremación o tipificación de las mediciones fijando normas que determinan la significación de las puntuaciones. Esto permite no solo comparar las puntuaciones directas con las de la población a la que pertenece el individuo, sino también identificar con precisión la magnitud y dirección de ese rasgo de comportamiento (^{Yela, 1997}).

Explicado todo lo anterior, se puede afirmar que resulta esencial contar con instrumentos psicopedagógicos que cumplan con las propiedades psicométricas de confiabilidad, validez y baremación para evaluar cómo los estudiantes universitarios procesan los conocimientos disciplinares.

Ahora bien, en el caso del tema de esta investigación, existen indicios contradictorios sobre la estabilidad factorial de la escala ACRA original derivados de su estructura y diseño, entre los que se destacan el desequilibrio en el número de ítems en los factores, las opciones de respuesta y su aplicación a estudiantes universitarios, ya que esta fue diseñada para alumnos de educación secundaria española.

Tomado en consideración estas observaciones, la presente investigación tiene como objetivo analizar la estructura factorial de la Escala de Estrategias de Aprendizaje ACRA (^{Román y Gallego, 2001}) en una muestra de estudiantes universitarios mexicanos para proporcionar evidencia de sus propiedades psicométricas cuando se administra a esta población.

Material y métodos

Resultados

Discusión

El objetivo del presente estudio fue aportar evidencia de validez y confiabilidad en torno a las escalas de estrategias de aprendizaje ACRA propuestas por ^{Román y Gallego (2001)}, con una muestra de estudiantes universitarios mexicanos. En tal sentido, la revisión de la literatura reveló indicios contradictorios de estabilidad factorial en el instrumento ACRA. Por ejemplo, ^{De la Fuente y Justicia (2003)} cuestionaron la estructura original con estudiantes universitarios españoles, mientras que ^{Juárez-Lugo et al. (2015)} lo hicieron con universitarios mexicanos, y ^{González (2020)} confirmó estas discrepancias con universitarios peruanos. Además, se han realizado estudios sobre versiones alternativas del ACRA, como la de ^{Jiménez et al. (2018)} en España con estudiantes de psicología, quienes propusieron una solución con 3 factores y 17 ítems, es decir, redujeron los 44 propuestos por ^{De la Fuente y Justicia (2003)}, quienes, a su vez, habían hecho una reducción de los 119 ítems del ACRA original.

Estos estudios comparten la propuesta de una estructura teórica diferente a la del ACRA original, lo que resulta en instrumentos psicopedagógicos que, si bien evalúan las estrategias de aprendizaje en estudiantes universitarios, se apartan de lo planteado por ^{Román y Gallego (2001)} y de la teoría del procesamiento de la información que la respalda (^{Bruning et al., 2012}). Estas diferencias dificultan la comparación entre los estudios que utilizan estas escalas, ya que las técnicas incluidas en cada uno de los factores se contextualizan en estrategias de aprendizaje distintas.

Por ejemplo, en el ACRA original, el enunciado número 12 (“expreso lo aprendido con mis propias palabras en vez de repetir literalmente… lo que dice el libro o profesor”) pertenece a la estrategia de aprendizaje de planificación de respuesta del proceso cognitivo de la escala de recuperación. Sin embargo, en el instrumento propuesto por ^{De la Fuente y Justicia (2003)}, este ítem se ubica en la estrategia denominada comprensión, dentro de la dimensión III (hábitos de estudio).

Asimismo, en el cuestionario propuesto por ^{Juárez-Lugo (2015)}, este ítem permanece en la estrategia de planificación de respuesta, pero dentro de un proceso cognitivo que llamaron apoyo. En el presente estudio, el reactivo 12 se configuró en la estrategia de respuesta escrita, del proceso cognitivo original de recuperación, de modo que se mantuvo una mejor congruencia conceptual sin alterar demasiado la estructura original del ACRA.

Los resultados de la presente investigación, en comparación con otros estudios, destacan por contar con muestras de estudiantes universitarios de diversas formaciones académicas y de distintas instituciones de educación superior (con igual número de hombres y mujeres) provenientes de una amplia región urbana de México. Además, la mejor solución factorial de la escala ACRA-Mx logró mantener un equilibrio entre lo que señala la teoría del procesamiento de la información, lo planteado por ^{Román y Gallego (2001)} respecto a las escalas independientes que miden el proceso de aprendizaje mediante estrategias de aprendizaje, las respuestas de los estudiantes universitarios al instrumento y el procedimiento del análisis factorial.

Por otra parte, la estructura teórica propuesta en este estudio consideró en todo momento los procesos cognitivos de adquisición, codificación y recuperación, con un eje transversal de naturaleza metacognitiva y socioemocional. Asimismo, la selección sucesiva de ítems que saturaron en un factor con valores iguales o superiores a .50, consideró la congruencia conceptual de su contenido (^{Nunnally, 1991}; ^{Zamora, 2009}), lo que resultó en una versión simplificada y homogénea en la mayoría de los factores. Por ejemplo, la estrategia denominada subrayado en este estudio agrupó las técnicas de aprendizaje de subrayado lineal e idiosincrático, lo que se corresponde con los hallazgos de ^{Juárez-Lugo (2015)} con población mexicana y los de ^{Jiménez et al. (2018)} con población española de estudiantes de psicología.

Finalmente, cabe apuntar que el constructo estrategias de aprendizaje es amplio y complejo, y las escalas de autoinforme diseñadas para medirlo cuentan con numerosos reactivos y estructuras teóricas diversas (^{Gargallo et al., 2009}; ^{Pintrich y Degroot, 1990}). En consecuencia, ^{Pozo (2008)} ha sugerido que, además de contar con un diverso repertorio de estrategias de aprendizaje, es más importante reconocer el comportamiento estratégico determinado por un conjunto de estrategias y técnicas de aprendizaje específicas y homogéneas, como lo pretende evaluar la escala ACRA-Mx presentada en esta investigación, resultado de un análisis factorial riguroso.

Conclusión

Los resultados obtenidos en este estudio sugieren que la escala ACRA-Mx emerge como un instrumento con propiedades psicométricas adecuadas para evaluar las estrategias de aprendizaje comúnmente empleadas por estudiantes universitarios, una función que también intentan cumplir otros investigadores mediante la escala ACRA original, diseñada para alumnos de educación secundaria en España.

Además, la versión ACRA-Mx aborda la problemática de la extensión excesiva del instrumento original al reducir los ítems a poco más de la mitad, sin sacrificar las propiedades psicométricas de validez y confiabilidad. Igualmente, cumple con los rigurosos requisitos del análisis factorial para instrumentos psicoeducativos, tanto en las cargas factoriales como en el número mínimo de ítems por factor, y simplifica y homologa las estrategias de aprendizaje de acuerdo con los procesos cognitivos más frecuentes en estudiantes universitarios, como el uso de subrayados, organizadores gráficos y parafraseo, y destaca una motivación intrínseca.

Por otra parte, la estructura de la escala ACRA-Mx permite comparar sus resultados con otros estudios, ya que conserva una similitud significativa con la escala original en términos de procesos cognitivos, estrategias y técnicas de aprendizaje empleadas por estudiantes universitarios. Además, esta propuesta ofrece una tabla de baremos para tipificar e interpretar la frecuencia de empleo de las estrategias de aprendizaje, ahora en una escala de cinco puntos en lugar de cuatro, lo que facilita la elaboración de diagnósticos más precisos del comportamiento estratégico del estudiante.

Por último, reconocemos la riqueza con que la escala ACRA original explora el proceso de aprendizaje de los estudiantes de distintos sistemas educativos, aunque cabe señalar que la escala ACRA-Mx se ofrece como una herramienta sólida y breve para el trabajo psicoeducativo que tutores académicos, orientadores escolares y profesores pueden utilizar con universitarios para procurar mejorar el rendimiento académico y construir aprendizajes significativos.