Validación de la Escala de Motivación y Preferencias Lectoras de los adolescentes

Diseño

Para esta investigación se ha seguido un muestreo no probabilístico e intencional. Por un lado, en el muestreo no probabilístico no todos los elementos de la población destinataria tienen la misma probabilidad de ser seleccionados. A diferencia del muestreo probabilístico, en este caso la selección de los elementos no se basa en métodos aleatorios, lo que significa que los resultados pueden no ser representativos de toda la población. Por otro lado, el muestreo intencional es un tipo específico de muestreo no probabilístico en el que se seleccionan deliberadamente los elementos que se consideran más adecuados para el estudio. La muestra seleccionada (835 participantes) responde a un 95% de intervalo de confianza y a un 3.4% margen de error.

Participantes

La muestra poblacional está constituida por un total de 835 sujetos procedentes de 25 centros de Educación Secundaria de la isla de Gran Canaria (Las Palmas, España). Entre ellos un 43.8% chicos y un 53.4% chicas, mientras que un 2.8% de los participantes se identifican como género no binario, por lo que su identidad de género no se identifica dentro del binarismo de género (hombre o mujer). La media de edad de los participantes es de 15.1 (poseen edades comprendidas entre 12 y 19 años) y se encuentran cursando estudios de ESO (54.3%) y Bachillerato (44.3%).

Procedimiento

La participación en el estudio fue posible gracias a la colaboración de los equipos directivos y al profesorado de los centros educativos participantes, quienes autorizaron la recogida de datos y supervisaron la cumplimentación del cuestionario durante el horario lectivo. Se cumplió con el consentimiento informado: información sucinta sobre su intencionalidad y finalidad académica, protocolo ético, garantía de anonimato y confidencialidad en todo el proceso (Creswell, 2007).

Desde el comienzo de la investigación se tuvo en cuenta la estructura de funcionamiento de los centros educativos y se pretendió facilitar la recogida de datos del alumnado por lo que se elaboró un formulario en línea con la herramienta Google Forms. De esta manera, el alumnado, acompañado del profesorado, podía acceder a través de los ordenadores del aula de informática, tablets de préstamo del propio centro o sus propios dispositivos. Al mismo tiempo, se consideró el nivel competencial de los informantes, de forma que durante la elaboración de la escala se cuidó especialmente la redacción de los ítems para asegurar su comprensión por parte de adolescentes de diferentes niveles educativos.

Instrumento

La Escala EMyPLA es un instrumento ad hoc diseñado para explorar las motivaciones que impulsan la lectura por placer en la adolescencia, así como las preferencias lectoras asociadas a géneros y formatos de lectura. Su diseño definitivo integró el prescriptivo bloque del perfil sociodemográfico y un bloque específico (tabla 1) que escoge, siguiendo un criterio intencional, una estructura factorial de seis elementos y un total de 31 ítems de preguntas cerradas, escaladas con una Likert de seis categorías:

1. Nunca, 2. Casi nunca, 3. A veces, 4. Bastantes veces, 5. Casi siempre, 6. Siempre.

Análisis de datos

Inicialmente, se llevó a cabo tanto el análisis factorial exploratorio (AFE) como el análisis factorial confirmatorio (AFC), empleando el modelo de ecuaciones estructurales exploratorio (ESEM). Para facilitar la interpretación de los factores, se optó por el método de geomin ortogonal (Schmitt, 2011).

Según los índices de ajuste, el modelo se considera bien ajustado cuando el CMIN ( ${\chi }^2$/gl) es menor que 2; el RMSEA es menor o igual que .05 o menor o igual que .08 cuando el límite superior del intervalo de confianza no sea mayor que .08; la SRMR es menor que .08, el CFI es igual o superior a .90 y el TLI es igual o superior a .95 (Kline, 2015). Posteriormente, se analizaron las evidencias de fiabilidad utilizando la omega de McDonald (Zinbarg et al., 2005). Además, se examinó la normalidad de los datos mediante el análisis de asimetría y curtosis de cada factor.

Se evaluó la relación entre los factores mediante un análisis de correlación de Pearson, que permitió comprobar si las distintas motivaciones y preferencias lectoras identificadas en la escala se encontraban relacionadas entre sí. Todas las correlaciones fueron estadísticamente significativas (p < .01), lo que indica que, aunque los factores representan constructos diferentes, existe una coherencia interna adecuada entre ellos. Para comprobar que los factores identificados medían componentes diferenciados de la motivación y las preferencias lectoras diferenciadas del constructo, se realizó un análisis de medidas repetidas (ANOVA intra-sujeto), comparando las puntuaciones medias obtenidas por el alumnado en cada uno de los factores.

Posteriormente, se llevaron a cabo pruebas t para muestras relacionadas entre pares de factores, con el fin de identificar qué combinaciones presentaban diferencias significativas. Se consideraron significativos aquellos resultados con p < .05, y se reportaron los tamaños del efecto mediante el estadístico eta cuadrado ( ${\eta }^2$) (Lenhard y Lenhard, 2016).

Validación de la Escala de Motivación y Preferencias Lectoras de los Adolescentes

En este apartado, primeramente, se analizaron los valores de Kaiser-Meyer-Olkin (KMO) y la prueba de esfericidad de Bartlett. El KMO arrojó un valor de 0.762, considerado aceptable, mientras que la prueba de Bartlett obtuvo un valor de 1439.903 (p < .001). Estos resultados respaldan la viabilidad de realizar un análisis factorial exploratorio.

A continuación, se analizó la normalidad de los datos antes de aplicar análisis paramétricos. Para ello, se realizaron los test de Kolmogorov-Smirnov y Shapiro-Wilk, que resultaron estadísticamente significativos en todos los factores (p < .001). Si bien esto podría sugerir desviaciones respecto a la distribución normal, cabe señalar que estas pruebas tienden a ser excesivamente sensibles en muestras grandes, como la del presente estudio (N = 835), llegando a detectar desviaciones triviales que no son relevantes desde el punto de vista práctico (Ghasemi y Zahediasl, 2012). Por ello, se complementó este análisis con los valores de asimetría y curtosis, que se mantuvieron dentro de los rangos considerados aceptables (asimetría entre -2 y +2; curtosis entre -7 y +7), lo que permitió asumir una distribución razonablemente normal de los datos: la asimetría para los 31 ítems de la escala oscila entre -.31 y 2.864, mientras que la curtosis varía entre -1.54 y 9.82. Aunque uno de los ítems supera estos límites, se decidió conservarlo por su importancia teórica, dado que aborda la influencia del docente como uno de los factores contextuales en la motivación lectora de los adolescentes.

Se realizó un análisis de correlación de Pearson entre los seis factores identificados en la escala, con el objetivo de examinar la relación entre los distintos componentes motivacionales y de preferencia definidos por la estructura factorial. Todos los factores se correlacionaron de forma significativa entre sí (p < .001), lo que indica una coherencia interna adecuada. Las correlaciones más altas se observaron entre Motivación imaginativa-creativa y Motivación lúdica-comunicativa (r = .731), así como entre Géneros novelísticos y ambos factores motivacionales (r = .507 y r = .495, respectivamente).

Estos resultados muestran que, aunque cada factor representa una dimensión distinta de la lectura en la adolescencia, existe una conexión significativa entre ellos, lo que respalda la validez estructural del modelo propuesto.

A continuación, se ejecutaron análisis factoriales exploratorios y confirmatorios, evaluando estructuras factoriales desde 1 hasta 10 factores. Se seleccionó la estructura que presentaba índices de ajuste adecuados y donde cada factor contaba con al menos dos ítems significativos, en este caso la correlación de los ítems con el factor debe ser igual o superior a .07. Para esta escala, el modelo de seis factores (tabla 1) resultó ser la solución factorial más adecuada.

El cuestionario original estaba compuesto por 36 ítems. Tras el análisis factorial, se descartaron cinco ítems por no cumplir con los criterios de significación estadística requeridos para la configuración factorial. En concreto, se eliminaron los siguientes: “Suelo buscar en el diccionario las palabras que no entiendo”, “Cuando un libro me gusta y entretiene busco un momento del día para leerlo”, “Leo sobre mis aficiones para saber más sobre ellas”, “Me gusta escribir relatos e historias sobre los libros que leo” y “Me gusta aprender cosas nuevas a través de los libros”.

Estos ítems fueron excluidos del modelo definitivo por presentar cargas factoriales inferiores a .30 o por mostrar cargas similares en más de un factor, sin una diferencia mínima de .15 entre ellas, lo que impedía su asignación clara a un único componente. Los 31 ítems restantes conforman la versión final de la escala que se presenta y analiza en este estudio.

La estructura factorial compuesta por seis factores explica en total un 61.52% de la varianza del instrumento, lo que indica una adecuada capacidad explicativa del modelo.

En detalle, el primer factor explica un 32.26% de la varianza, seguido del segundo (10.21%), el tercero (5.43%), el cuarto (5.21%), el quinto (4.61%) y el sexto (3.79%). Este porcentaje acumulado se considera satisfactorio en estudios psicométricos de carácter exploratorio y respalda la idoneidad del modelo propuesto.

La solución factorial resultante está constituida por un total de ítems 31, sus pesos factoriales oscilan entre .42 y .97. Asimismo, se consideran adecuados sus valores de ajuste RMSEA=.05; IC .05-.06; CFI=.96; TLI=.95 y SRMR=.03. La escala posee una fiabilidad adecuada tanto en su totalidad (ω=.96) como en cada uno de los factores que la componen. Esta osciló entre .90 y .71: el primer factor, Géneros periodísticos y lectura en plataformas digitales (ω=.81); el segundo, Géneros novelísticos (ω=.80); el tercero, Motivación imaginativa-creativa (ω=.90); el cuarto, Motivación lúdica-comunicativa (ω=.85); el quinto, Género lírico y libros de autoayuda (ω=.73); y el sexto, Libros de youtubers/streamers (ω=.71).

Con el fin de facilitar la comprensión de los factores identificados en el modelo, se presenta a continuación un cuadro resumen con su denominación, descripción y número de ítems asociados (tabla 2).

Se presentan a continuación los pesos factoriales de los 31 ítems que configuran la versión final de la escala (tabla 3).

El primer factor, Géneros periodísticos y lectura en plataformas digitales, consta de 7 ítems y abarca la lectura de diversos géneros periodísticos, así como la lectura en plataformas digitales, incluyendo blogs, Twitter y otros documentos alojados en Internet. Una puntuación alta en este factor refleja un mayor interés por parte de los adolescentes por acceder a información a partir de la lectura en distintos medios y plataformas, mientras que una baja puntuación revela un interés bajo por la lectura en este tipo de textos.

Seguidamente, el segundo factor, Géneros novelísticos, consta de 4 ítems que están relacionados con la lectura de géneros novelísticos distintos. Una alta puntuación en este factor indica que los adolescentes tienen una mayor apreciación por los géneros narrativos de ficción mientras que una baja puntuación refleja un bajo interés por estos géneros literarios.

El tercer factor, Motivación imaginativa-creativa, está configurado por 7 ítems y considera la lectura como una actividad que puede estimular la creatividad del lector, permitiéndole plantear alternativas narrativas o proyectarse a sí mismo en la historia. Este factor está estrechamente relacionado con la participación en comunidades de fans (generalmente online) alrededor de un libro o saga, donde los miembros recrean mundos ficticios, a menudo de carácter fantástico. Un puntaje alto en este factor indica un mayor interés de los adolescentes en utilizar la lectura como un medio para imaginar, crear y proyectarse en la obra; una puntación baja revela un menor interés por esta dimensión de la lectura.

El cuarto factor, Motivación lúdica-comunicativa, consta de 8 ítems y se centra en la lectura por placer como una forma de entretenimiento y una oportunidad para comunicarse con otros. Una alta puntuación en este factor sugiere que los participantes ven la lectura como una forma de entretenimiento y una oportunidad para compartir sus experiencias de lectura con su entorno. Una baja puntuación supone un menor interés por la dimensión lúdica y social de la lectura.

El quinto factor, Género lírico y libros de autoayuda, está compuesto por 3 ítems, vinculados tanto a los géneros líricos, como la poesía y la prosa poética, así como a libros de autoayuda y superación personal. Ambos tipos de lectura comparten el objetivo de expresar sentimientos y emociones profundas. Una puntuación alta en este factor indica una mayor valoración por una lectura reflexiva y meditativa sobre uno mismo y sus emociones, mientras que un puntaje bajo revela un menor interés por este tipo de lectura de carácter introspectivo.

Por último, el sexto factor, Libros de youtubers/streamers, incluye 2 ítems y se refiere al interés por los libros publicados por influencers con visibilidad en Internet, como youtubers y streamers. Una alta puntuación en este factor revela un interés en las publicaciones realizadas por estos creadores de contenido online, y advierte del deseo de los adolescentes por consumir publicaciones de youtubers/streamers; una puntuación baja indica un menor interés por este tipo de publicaciones.

Tras completar el análisis factorial y entender el significado de cada factor, es crucial validar la escala mediante el cálculo de valores descriptivos, como la tendencia central y la distribución de las variables que la conforman. También es necesario confirmar que cada factor mide aspectos distintos. Esto se logra mediante el análisis de medidas repetidas y pruebas t para muestras relacionadas.

Con respecto a la diferencia entre factores. Se realizó un análisis de medidas repetidas (ANOVA intra-sujeto) para comparar las puntuaciones medias obtenidas por el alumnado en cada uno de los seis factores. Los resultados mostraron diferencias estadísticamente significativas entre los factores (F (5, 4170) = 164.40; p < .001; ${\eta }^2$ = .165), con un tamaño del efecto elevado, lo que indica que los estudiantes mostraron patrones diferenciados de preferencia o motivación en función del tipo de motivación lectora o de las preferencias lectoras asociadas a los distintos factores.

En concreto, el factor con mayor puntuación media fue Géneros novelísticos (M = 3.48), mientras que el factor con menor puntuación fue Género lírico y libros de autoayuda (M = 2.12). Estos resultados no afectan directamente a la validez estructural de la escala, pero sí ofrecen información relevante sobre las tendencias lectoras del alumnado. La media de este factor, Géneros novelísticos, es mayor que el factor Género periodístico y lectura en plataformas digitales (t (834) = 15.38; p < .001); Motivación imaginativa-creativa (t (834) = 6.23; p < .001); Motivación lúdica-comunicativa (t (834) = 15.7; p < .001); Género lírico y libros de autoayuda (t (834) = 26.08; p < .001) y que el factor Libros de youtubers/streamers (t (834) = 15.12; p < .001).

Analizados dos a dos cada uno de los factores, existen diferencias significativas entre todos los factores entre sí, excepto entre el factor Géneros periodísticos y lectura en plataformas digitales y el factor Motivación lúdica-comunicativa. Entre los géneros, el factor Géneros novelísticos tiene una mayor puntuación respecto al resto de géneros. Al mismo tiempo, el factor Motivación imaginativa-creativa posee una puntuación más alta respecto al factor Motivación lúdico-comunicativa.

La tabla 4 muestra las medias, desviaciones típicas y medidas de distribución de cada uno de los factores: