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Introducción
El constructo de Disfrute de la Lengua Extranjera (DLE), Foreign Language Enjoyment en inglés, cuyo estudio fue inaugurado por Dewaele y MacIntyre (2014), fue caracterizado por estos autores como una emoción capaz de desencadenar efectos positivos en el aprendizaje de una lengua extranjera y definido como “una emoción compleja que integra la interacción entre el desafío y la capacidad percibida, y que refleja el deseo humano de superar una tarea difícil” (Dewaele & MacIntyre, 2016: 216).
Según Li (2019), la caracterización y medición de esta emoción constituye una de las grandes tendencias actuales en la investigación sobre DLE. Dewaele y MacIntyre (2014) elaboraron, como herramienta de medición, una escala de 21 ítems, utilizada o modificada por la mayoría de los estudios posteriores que han requerido una medida de esta emoción. No obstante, como argumentan Li et al. (2018), cuando la escala se emplea en un contexto cultural determinado, son indispensables tanto el sometimiento de la escala original a pruebas rigurosas de validez y fiabilidad como su adaptación al contexto cultural y educativo en el que se va a emplear. A este respecto, la falta de equivalencia cultural puede incidir en la medición en un sentido diferente al pretendido en el contexto para el que se diseñó (Huck, Cormier & Bounds, 1974; Byrne & Van de Vijver, 2010) y, por tanto, la adecuación de la escala puede diferir en función del contexto educativo y cultural (Dewaele & MacIntyre, 2016; Li et al., 2018). Hasta la fecha, las únicas versiones de la escala de DLE que han sido validadas en una lengua diferente a la de la herramienta original son escalas en chino (Jin & Zhang, 2018, 2019; Li et al., 2018). Asimismo, aunque la escala original de DLE se ha empleado traducida al español en varios estudios (Motiei, 2018; Acosta-Manzano & Barrios, 2019) todavía no se ha adaptado culturalmente ni validado en español.
Por otro lado, la extensión de la escala original ha puesto de manifiesto la necesidad de obtener una herramienta más económica para medir este constructo sin comprometer su validez y fiabilidad, y facilitar así la investigación de sus asociaciones con otros factores al poder emplearse en conjunción con una batería de instrumentos (Botes, Dewaele & Greiff, 2021). Además, se ha demostrado que los instrumentos de medición de larga extensión disminuyen la tasa de participación y de completación (Rolstad, Adler & Rydén, 2011). A este respecto, varios autores (Jin & Zhang, 2018; Li et al., 2018; Botes et al., 2021) han validado una versión reducida a partir de la escala original de Dewaele y MacIntyre (2014).
A la vista de esta situación, se plantearon dos objetivos:
Traducir al español, adaptar culturalmente y validar la escala original de DLE creada en inglés (Dewaele & MacIntyre, 2014).
Evaluar y comparar psicométricamente las escalas de DLE reducidas y validadas hasta la fecha en contextos distintos al nuestro con el fin de valorar su adecuación para el ámbito hispanohablante.
1. Marco teórico
1.1. El constructo de Disfrute con el Aprendizaje de la Lengua Extranjera
La investigación sobre las emociones positivas en el aprendizaje de una lengua extranjera ha experimentado un auge notable en los últimos siete años (p. ej. Gabryś-Barker & Gałajda, 2016; Li, 2019; MacIntyre, Gregersen & Mercer, 2016, 2019; Oxford, 2016a, 2016b, 2016c). Una de las emociones que más atención está acaparando es, indiscutiblemente, la de DLE, cuya conceptualización y estudio fueron iniciados por Dewaele y MacIntyre (2014), fundamentándose en la teoría de la ampliación y construcción de las emociones positivas propuesta por Fredrickson (2001, 2003). Según esta teoría, las emociones positivas, como el placer o el interés, amplían los repertorios de pensamiento-acción de los aprendices e incrementan sus recursos físicos, intelectuales, sociales y psicológicos a largo plazo. En este sentido, la investigación sobre el disfrute con la LE se sitúa en el ámbito de la ‘Psicología Positiva’, que se centra en “las condiciones y procesos que contribuyen al florecimiento o al funcionamiento óptimo de personas, grupos e instituciones” (Gable & Haidt, 2005: 104) y en aspectos de la vida humana que conducen a la felicidad, la realización y el florecimiento (Linley, Joseph, Harrington & Wood, 2006). La ‘Psicología Positiva’ ha sido cuestionada desde varios frentes. Por ejemplo, Lazarus (2003), uno de sus más insignes críticos, defiende la inseparabilidad de las emociones negativas y positivas, e incluso considera esos calificativos como engañosos, dado que la función de todas las emociones, incluso de las desagradables, es contribuir a la adaptación a una situación determinada. No obstante, es innegable, como sostienen MacIntyre et al. (2019), que los temas abordados por la investigación en el campo de la ‘Psicología Positiva’, como el optimismo, la felicidad y la resiliencia, son de fundamental importancia en el aprendizaje de idiomas que, como proceso a largo plazo, requiere “perseverancia, optimismo y resiliencia, entre otras cualidades” (MacIntyre et al., 2019: 1).
Entendemos que la relativa al disfrute con la LE podría añadirse a esta lista de emociones que favorecen el compromiso a medio o largo plazo que exige el aprendizaje de un idioma, fundamentalmente en casos en los que la LE no se estudia por obligación o necesidad (laboral, académica, de integración, etc.), como es de muchos estudiantes adultos de LE. En la encuesta realizada por Acosta-Manzano (2021) sobre motivación para iniciar el aprendizaje de una LE en Escuelas Oficiales de Andalucía (España), en las que se matricula alumnado a partir de 16 años, el 50% de los estudiantes de inglés y el 60,44% de los estudiantes de francés que participaron en el estudio mencionaron razones relacionadas con disfrute, ocio, interés personal, cultura y viajes. En los últimos años, el constructo de disfrute y su impacto en la clase de LE y en el aprendizaje de LE se han estudiado profusamente. Los investigadores han asociado la presencia de disfrute a estudiantes que han obtenido mejores resultados académicos (Dewaele & Alfawzan, 2018; Jin & Zhang, 2019; Li, 2019), que han presentado niveles más altos de motivación (Pavelescu, 2019; Saito, Dewaele, Abe & In’nami, 2018) y de disposición a la comunicación (Dewaele, 2019; Khajavy, MacIntyre & Barabadi, 2018), y niveles más bajos de ansiedad (Dewaele & MacIntyre, 2014, 2019). Además, muchos autores han analizado la relación entre DLE y variables personales y externas, tales como el docente, los compañeros o el ambiente de clase (Dewaele & Dewaele, 2017; Boudreau, MacIntyre & Dewaele, 2018; Dewaele et al., 2018; Dewaele & MacIntyre, 2019; Jiang & Dewaele, 2019; Dewaele, Franco Magdalena & Saito, 2019).
1.2. Instrumentos de medición del Disfrute con el Aprendizaje de la Lengua Extranjera
A continuación, se caracterizan las escalas de medición del DLE que han sido utilizadas hasta la fecha en estudios publicados en revistas de prestigio indexadas en Scopus y en Journal Citation Reports (JCR).
1.2.1. Escala original de 21 ítems de Dewaele y MacIntyre (2014)
La escala original de 21 ítems de Dewaele y MacIntyre (2014), elaborada a partir de una escala de interés/disfrute de Ryan, Connell y Plant (1990), abarca el disfrute relacionado con el aprendizaje y con el ambiente en clase propiciado por el docente y los compañeros. Consta de 21 ítems, formulados positivamente, cuya suma de las respuestas proporciona una medida del constructo. El grado de acuerdo con las afirmaciones recogidas por los ítems se expresa en una escala Likert de 5 puntos: (1) muy en desacuerdo, (2) en desacuerdo, (3) indeciso/a, (4) de acuerdo y (5) muy de acuerdo. La puntuación obtenida está en un rango entre 21 y 105. Una puntuación más alta denota un disfrute más intenso. Los autores reportaron una fiabilidad de 0,86 según el alfa de Cronbach.
1.2.2. Escala de 10 ítems de Dewaele, Witney, Saito y Dewaele (2018)
Dewaele et al. (2018) extrajeron 10 ítems de la escala de disfrute original (Dewaele & MacIntyre, 2014) que, según los autores, capturaban “la fiabilidad de la escala original sin sacrificar la fiabilidad de la medida” (Dewaele & MacIntyre, 2014: 638). Estos ítems incluyen dos dimensiones o subescalas, la social y la privada, que habían sido identificadas previamente en un análisis factorial de la escala original (Dewaele & MacIntyre, 2016). Esta escala de 10 ítems obtuvo un índice de fiabilidad alfa de Cronbach de 0,88.
La selección de los ítems de esta escala reducida, aunque basada en el juicio de expertos, no estuvo sujeta a un proceso de validación de las propiedades psicométricas de los ítems de las subescalas (Botes et al., 2021). Aun así, esta escala se ha utilizado reiteradamente como instrumento de medida de DLE en investigaciones posteriores (p. ej. Dewaele et al., 2018; Dewaele, 2019; Dewaele & MacIntyre, 2019; Dewaele et al., 2019; Acosta-Manzano & Barrios, 2019).
1.2.3. Escala de 11 ítems de Li, Jiang y Dewaele (2018)
Li et al. (2018) partieron de una versión de 14 ítems traducidos al chino y extraídos de la escala original de Dewaele y MacIntyre (2014) y, a través de análisis factoriales y confirmatorios, obtuvieron un modelo de tres factores o dimensiones y 11 ítems: la dimensión privada (cinco ítems), la del profesor (tres ítems) y la del ambiente (tres ítems). Esta versión demostró ser una herramienta válida y fiable de medida de disfrute con el aprendizaje de la lengua extranjera en el contexto chino en el que se empleó. El índice de fiabilidad de alfa de Cronbach de la escala global, la subescala privada, la del profesor y la del ambiente fueron de 0,826, 0,792, 0,896, y 0,778, respectivamente.
1.2.4. Escala de 16 ítems de Jin y Zhang (2019)
Jin y Zhang (2019) partieron de la versión de 17 ítems resultante del análisis factorial realizado por Jin y Zhang (2018) de la escala original de Dewaele y MacIntyre (2014), en el que se llegó a una solución de tres factores, a saber, el de disfrute del apoyo del profesor, disfrute del apoyo del alumnado y disfrute con el aprendizaje de lengua extranjera. Una serie de análisis factoriales confirmatorios redujo la escala a 16 ítems. La fiabilidad de la escala global, calculada según el alfa de Cronbach, fue de 0,92, de la subescala de disfrute del apoyo del profesor (3 ítems) 0,82, de la de disfrute del apoyo del alumnado (4 ítems) 0,86, y de la de disfrute con el aprendizaje del inglés (9 ítems) 0,93.
En el estudio de Jin y Zhang (2019), esta escala superó los resultados de la escala de Li et al. (2018) en cuanto a propiedades psicométricas del modelo.
1.2.5. Escala de 9 ítems de Botes, Dewaele y Greiff (2021)
Para desarrollar su escala reducida, Botes et al. (2021) emplearon los datos del estudio en el que se administró la escala de disfrute original (Dewaele & MacIntyre, 2014). El análisis factorial en el que se usaron los datos de aproximadamente la mitad de la muestra del estudio concluyó con una escala de 9 ítems consistente en tres factores, cada uno de ellos conformado por tres ítems, a saber, disfrute motivado por el docente, disfrute personal y disfrute social. A continuación, esta escala de tres dimensiones fue sometida a un análisis factorial confirmatorio con los datos recabados del resto de la muestra. La fiabilidad de la consistencia interna de esta escala fue buena (α = 0,81). Además, las tres subescalas demostraron una entre excelente y aceptable consistencia interna: disfrute motivado por el docente (α = 0,92), disfrute personal (α = 0,71) y disfrute social (α = 0,77).
2. Marco metodológico
Los objetivos de este estudio fueron, por una parte, traducir y validar la versión en español de la escala de DLE desarrollada por Dewaele y MacIntyre (2014) y, por otra parte, validar, analizar, comparar y evaluar psicométricamente las escalas reducidas propuestas hasta la fecha y validadas en otros contextos. De estos focos de interés surgen las siguientes preguntas de investigación:
P1: ¿Qué validez y fiabilidad tiene la versión en español de la Escala de Disfrute de una Lengua Extranjera?
P2: ¿Cuál es la estructura factorial para estudiantes adultos de una lengua extranjera en España?
P3: ¿Qué diferencias existen en las propiedades psicométricas de las versiones reducidas de DLE disponibles hasta la fecha en datos de estudiantes adultos de LE en España?
2.1. Participantes
Los participantes de esta investigación fueron 184 estudiantes de la Escuela Oficial de Idiomas de Lucena, en Andalucía, España. Las Escuelas Oficiales de Idiomas son los únicos centros públicos especializados en enseñanza de lenguas extranjeras y la única entidad española oficial para la acreditación de competencia lingüística en diversas lenguas extranjeras. Su currículo se adapta al Marco Común de Referencia Europea para las Lenguas (MCER) (Real Decreto 1/2019, 2019).
Para conseguir participantes en el estudio, se empleó un método de muestreo por conveniencia según su disponibilidad y acceso relativamente fácil. La muestra constó de 60 hombres y 124 mujeres. De los participantes, 28 tenían entre 14 y 19 años; 20 entre 20 y 29; 32 entre 30 y 39; 65 entre 40 y 49; 31 entre 50 y 59; y 8 más de 60 años. La edad media de los participantes fue de 39,06 años (D.E. = 13,57; Moda = 45). El alumnado de la muestra asistía a 2 clases de 2 horas y 15 minutos dos veces por semana: 143 participantes estudiaban inglés, 22 francés y 19 alemán. Entre los participantes, 165 estudiantes no habían estudiado nunca ninguna otra LE, mientras que 19 habían estudiado, al menos, otra LE en el momento de completar el cuestionario de recogida de datos. En cuanto a su competencia lingüística, los participantes se encontraban en nivel principiante, intermedio y avanzado. Más concretamente, 38 alumnos estaban en primer curso, 36 habían alcanzado el nivel A1, 49 el A2, 51 el B1 y 10, el nivel B2.
2.2. Diseño de investigación
El diseño de esta investigación comprendía, por un lado, la traducción y adaptación cultural al español de las herramientas de recogida de datos diseñadas originalmente en inglés y, por otro, la selección de procedimientos encaminados a la validación de escalas de DLE. Para ello, se planteó la realización de una prueba de validez de superficie, una prueba de validez de contenido por juicio de expertos y una prueba de validez de constructo mediante un análisis factorial de los 21 ítems de la escala de DLE original (Dewaele & MacIntyre, 2014) y los 8 ítems de la escala de Ansiedad en Clase de Lengua Extranjera (ACLE) (MacIntyre, 1992), con el fin de identificar la estructura subyacente de los datos y determinar los ítems que se retendrían en la escala de DLE (y, en el caso de que se identificara más de un factor, los que se iban a retener en cada uno de ellos). A este respecto, en primer lugar, tres expertos en didáctica de la LE confirmaron la validez de superficie del instrumento. En segundo lugar, dichos expertos llevaron a cabo una prueba de validez de contenido por juicio de expertos1, en la que valoraron los ítems de la escala conforme a los criterios de suficiencia, claridad, coherencia y relevancia establecidos por Escobar-Pérez y Cuervo-Martínez (2008). El grado de concordancia entre los expertos se determinó mediante la κ de Fleiss (1971) (McHugh, 2012). Los resultados de dicha prueba indicaron un acuerdo correcto (κ de Fleiss = 0,31; p < 0,001) según la interpretación de Landis y Koch (1977). En tercer lugar, para la determinación de la validez de constructo, se aplicó el método de análisis factorial por medio de componentes principales con rotación oblicua para la extracción de los factores (véase Tabla 2), y se retuvieron aquellos ítems con eigenvalue mayor que 1,00 (Tabachnick & Fidell, 1989).
Asimismo, el estudio contempló análisis factoriales confirmatorios para comprobar la adecuación psicométrica de la escala de disfrute surgida del proceso anterior, y las reducidas y validadas en otros contextos: la de 10 ítems de Dewaele et al. (2018), la de 16 ítems de Jin y Zhang (2018), la de 11 ítems de Li et al. (2019) y la de 9 ítems de Botes et al. (2021). Para la revisión de los ítems se asumió que la carga factorial estandarizada fuera de al menos 0,40 (Chin, 1998). Además, se estableció, para la evaluación de los distintos modelos, su aproximación a índices de adecuación habitualmente empleados en estudios previos: X2/df <3, GFI > 0,95, AGFI >0,95, SRMR <0,08, RMSEA <0,07, NFI >0,95, CFI >0,95, y TLI >0,95 (Hooper Coughlan & Mullen, 2008; Jackson, Gillaspy & Purc-Stephenson, 2009).
Finalmente, el estudio incluyó la obtención de los valores de la consistencia interna de las escalas y subescalas, y de su validez de constructo convergente y divergente. Para establecer la consistencia interna de las escalas y subescalas, se usó el índice alfa de Cronbach, para analizar la validez convergente se obtuvo la varianza media extraída (AVE) y para analizar la validez de constructo divergente se calcularon las correlaciones de las escalas de DLE con la escala de ACLE.
Los análisis factoriales, de fiabilidad y correlación se llevaron a cabo a través del programa IBM SPSS Statistics 26; el análisis factorial confirmatorio de las escalas disponibles mediante el programa IBM SPSS Amos 26; y los análisis de validez convergente por medio de la calculadora diseñada por Gouveia y Soares (2015).
2.3. Materiales
El instrumento principal fue un cuestionario en línea2 que comprendía una sección de datos sociodemográficos del alumnado y las escalas de disfrute de la lengua extranjera de MacIntyre y Dewaele (2014), previamente descrita, y de Ansiedad en la Clase de Lengua Extranjera (ACLE) (MacIntyre, 1992), ambas traducidas al español. Esta segunda escala consiste en ocho ítems extraídos de la escala de ACLE desarrollada por Horwitz, Horwitz y Cope (1986) 3. Según MacIntyre (1992), esos 8 ítems mantenían la fiabilidad de la escala original. Dos ítems de la escala de ACLE indican ausencia de ansiedad (fueron codificados a la inversa) y seis presencia de ansiedad. Los participantes responden manifestando su grado de acuerdo con los enunciados en una escala de tipo Likert de 5 puntos: (1) muy en desacuerdo, (2) en desacuerdo, (3) indeciso/a, (4) de acuerdo y (5) muy de acuerdo. Esta escala se empleó para establecer la validez de constructo divergente de la escala de DLE resultante de su traducción en español.
2.4. Procedimiento
2.4.1. Traducción y adaptación cultural de la escala de DLE
Como se indicó anteriormente, este estudio implicó la traducción y adaptación cultural de la escala DLE al español. Para ello, se siguió el método indicado por Wild, Grove, Martin, Eremenco, McElroy, Verjee-Lorenz y Erikson (2005): (1) traducción directa, (2) acuerdo entre traductores, (3) retrotraducción, (4) revisión de la retrotraducción, (5) armonización, (6) prueba piloto, (7) revisión de la prueba piloto y (8) revisión final del cuestionario.
En la primera fase, se realizaron dos traducciones directas al español de la escala original en inglés de Dewaele y MacIntyre (2014), donde las traductoras trabajaron individualmente. Ambas eran bilingües de español e inglés y residentes en Andalucía. En la segunda fase, las traductoras conciliaron las dos traducciones directas en un borrador. En la tercera fase, un tercer traductor de nacionalidad inglesa tradujo la versión acordada por las dos primeras traductoras. Este traductor no tenía ningún conocimiento previo de la escala de disfrute de Dewaele y MacIntyre (2014) ni de su redacción en inglés en la versión original. La cuarta fase consistió en la traducción por parte de una de las autoras de la versión inglesa traducida del español. En la quinta fase, dos expertos en didáctica de la lengua extranjera revisaron esta traducción tratando de encontrar discrepancias en el significado y la terminología utilizada. En consulta con los expertos, los autores decidieron añadir ‘en la clase de lengua extranjera’ a los ítems en los que esta frase no aparecía en la versión original en inglés para enfatizar la idea de que se pregunta por emociones relacionadas con la experiencia de aprendizaje de la LE en un contexto formal de aula, ya que, como sostienen Dewaele y MacIntyre (2014), la escala de DLE se planteó como una medida de una emoción asociada a la clase de LE. Fruto de esta consideración y, en la línea planteada por Jin y Zhang (2018, 2019), se decidió denominar la versión en español de la escala resultante Escala de Disfrute con el Aprendizaje de Lengua Extranjera en la Clase (EDALEC).
En la sexta fase o fase de armonización, parte del profesorado de otra Escuela Oficial de Idiomas (EOI), la de Xauen, se reunió, comentó y decidió la redacción en español de los ítems que habían resultado más polémicos en el proceso de traducción y adaptación cultural al contexto hispanohablante, que fueron los siguientes: “It’s cool to know a foreign language” (v.6), “I can be creative” (v.11), “I can laugh off embarrassing mistakes in the foreign language” (v.12), “The teacher is friendly” (v.17). “We have common ‘legends’, such as running jokes” (v.20).
En la fase 7, se pre-pilotó la versión de la escala con 3 estudiantes nativos de nacionalidad española para comprobar si surgían dificultades de comprensión de los ítems. Además, se les pidió que comentasen cualquier ítem que no hubiesen entendido a la perfección, que sugiriesen alternativas y que explicasen lo que significaba el ítem problemático en sus propias palabras. Se les cronometró para comprobar el tiempo requerido para completar el cuestionario. Como consideraron que el ítem v.11. “I can be creative” era demasiado abierto y no sabían exactamente a qué se refería, se contactó a Jean-Marc Dewaele, coautor de la escala original de 2014, a través de correo electrónico, para que esclareciese su significado y, a la luz de su respuesta, se realizaron modificaciones en su redacción. A continuación, se pilotó el cuestionario en esta versión en 101 estudiantes de nivel intermedio y nivel avanzado de la EOI Xauen para confirmar que no hubiera problemas de comprensión a la hora de rellenar el cuestionario.
En la fase 8, el profesorado de la EOI de Lucena, que no había formado parte del proceso de traducción previo, revisó individualmente la versión del cuestionario junto a las autoras y un experto en didáctica de la lengua antiguo profesor de la Universidad de Málaga y actualmente profesor de la EOI de Málaga. Decidieron cambiar el ítem v.6 “It’s cool to know a foreign language” de “Está guay hablar una LE” a la versión final “Me resulta atractiva la idea de hablar una LE”, ya que consideraban que el registro era más adecuado para adultos. Asimismo, una profesora de la Universidad de Málaga, Doctora en Filología Hispánica y Teoría de la Literatura, revisó la traducción y aportó sugerencias en torno a la redacción de algunos ítems.
En la Tabla 1, se puede observar la versión original en inglés de la escala de Dewaele y MacIntyre (2014) y la traducción en español.
Tabla 1 Escala disfrute de la lengua extranjera en versión original y traducida/adaptada culturalmente al español.
| Escala DLE de Dewaele y MacIntyre (2014) en versión original y en español | ||
| Versión original en inglés | Versión adaptada culturalmente a español | |
| v.1 | I don’t get bored. | No me aburro en la clase de lengua extranjera. |
| v.2 | I enjoy it. | Disfruto la clase de lengua extranjera. |
| v.3 | I’m a worthy member of the FL class. | Soy un/a miembro valorado/a de la clase de lengua extranjera. |
| v.4 | In class, I feel proud of my accomplishments. | En la clase de lengua extranjera me siento orgulloso/a de mis logros. |
| v.5 | It’s a positive environment. | En la clase de lengua extranjera hay un ambiente positivo. |
| v.6 | It’s cool to know a FL. | Me resulta atractiva la idea de hablar una lengua extranjera. |
| v.7 | It’s fun. | La clase de lengua extranjera es divertida. |
| v.8 | The peers are nice. | Mis compañeros/as son agradables. |
| v.9 | There is a good atmosphere. | Hay un buen clima en la clase de lengua extranjera. |
| v.10 | We laugh a lot. | En la clase de lengua extranjera nos reímos mucho. |
| v.11 | I can be creative. | En la clase de lengua extranjera tengo libertad para ser creativo/a (a la hora de practicar la escritura, elaborar proyectos, etc.). |
| v.12 | I can laugh off embarrassing mistakes in the FL class. | Puedo reírme de mis errores en la clase de lengua extranjera. |
| v.13 | I learnt to express myself better in the FL. | He aprendido a expresarme mejor en la lengua extranjera. |
| v.14 | I’ve learnt interesting things. | He aprendido cosas interesantes en la clase de lengua extranjera. |
| v.15 | Making errors is part of the learning process. | Cometer errores es parte del proceso de aprendizaje. |
| v.16 | The teacher is encouraging. | El/La profesor/a me anima. |
| v.17 | The teacher is friendly. | El/La profesor/a es amable. |
| v.18 | The teacher is supportive. | El/La profesor/a me apoya. |
| v.19 | We form a tight group. | Somos un grupo unido. |
| v.20 | We have common “legends”, such as running jokes. | Hay complicidad entre nosotros/as. Por ejemplo, tenemos nuestras propias bromas de clase. |
| v.21 | I feel as though I’m a different person during the FL class. | Me siento como si fuese otra persona en la clase de lengua extranjera. |
Finalmente, una profesora de inglés de la Universidad de Sonora, una experta en marketing de México y un experto en educación bilingüe de Colombia revisaron la versión final de la EDALEC en español, quienes coincidieron en que podría ser entendida sin dificultad en un contexto latinoamericano de hablantes nativos de español.
2.4.2. Recogida de datos
Las autoras contactaron con profesoras de la EOI de Lucena para este estudio, quienes pidieron voluntarios entre sus estudiantes para participar en el estudio durante el horario regular de clase. Antes de informarles sobre el estudio y poner a su disposición los cuestionarios, las docentes explicaron a los potenciales participantes que los datos recopilados serían anónimos, confidenciales, y se utilizarían únicamente con fines de investigación.
3. Resultados
3.1. Escala de Disfrute con el Aprendizaje de Lengua Extranjera en Clase (EDALEC)
Un análisis de los componentes principales examinó las dimensiones de las escalas de Disfrute de la Lengua Extranjera (DLE) y Ansiedad en la Clase de Lengua Extranjera (ACLE). Antes de realizar el análisis factorial, se consideraron algunos criterios para valorar la viabilidad del mismo. La prueba de esfericidad de Barlett indicó que los ítems estaban lo suficientemente correlacionados para realizar el análisis de componentes principales (χ² (406) = 2,730, p < 0,001). El valor de la medida de adecuación muestral Kaiser-Meyer-Olkin (KMO) fue 0,866 para las variables múltiples, respaldando la adecuación de la muestra. Estos valores indican que es pertinente realizar un análisis factorial de la matriz de correlaciones (Tabachnick & Fidell, 1989: 604).
El análisis factorial mediante componentes principales permitió observar que la EDALEC constituía una única dimensión, era adecuada y coincidía con la escala original de Dewaele y MacIntyre (2014) excepto por el ítem del cuestionario número 21. “Me siento como si fuese otra persona en la clase de lengua extranjera”.
La Tabla 2 muestra la existencia de un único factor latente para el disfrute de LE que agrupa todas las variables, superando las cargas factoriales de los criterios para la inclusión de 0,40 señalados en la literatura (Bandalos & Finney, 2010). La EDALEC, de 20 ítems, tenía un coeficiente de correlación máximo de 0,732. Por tanto, la multilinealidad no afectó el análisis, que estaba respaldado por un valor determinante mayor de 0,00001.
Tabla 2 Matriz de componentes rotado de las escalas de DLE y ACLE.
| Ítems | DLE | ACLE |
| V1 | 0,55 | |
| V2 | 0,73 | |
| V3 | 0,48 | |
| V4 | 0,48 | |
| V5 | 0,63 | |
| V6 | 0,48 | |
| V7 | 0,70 | |
| V8 | 0,58 | |
| V9 | 0,67 | |
| V10 | 0,66 | |
| V11 | 0,56 | |
| V12 | 0,59 | |
| V13 | 0,60 | |
| V14 | 0,62 | |
| V15 | 0,41 | |
| V16 | 0,67 | |
| V17 | 0,62 | |
| V18 | 0,66 | |
| V19 | 0,66 | |
| V20 | 0,53 | |
| V21 | ||
| V22 | 0,67 | |
| V23 | 0,51 | |
| V24 | 0,64 | |
| V25 | 0,50 | |
| V26 | 0,65 | |
| V27 | 0,69 | |
| V28 | 0,67 | |
| V29 | 0,56 |
Método de extracción: análisis de componentes principales.
a. 2 componentes extraídos
Por lo que respecta a la validez divergente de la EDALEC, el índice de correlación rho de Spearman (-0,31) indica que existe una relación negativa entre el disfrute (medido con la EDALEC) y la ansiedad (medido con la ACLE) en la clase de LE. La correlación es moderada (Plonsky & Oswald, 2014). Asimismo, el coeficiente alfa de Cronbach de fiabilidad de la EDALEC es de 0,91, lo que indica una alta consistencia interna.
3.2. Escalas reducidas
Con los mismos datos, este estudio también analizó las características psicométricas de escalas reducidas del cuestionario de DLE original con el fin de valorar su adecuación. La Tabla 3 muestra el índice de fiabilidad alfa de Cronbach de las escalas analizadas.
Tabla 3 Índices de fiabilidad alfa Cronbach de escalas de DLE.
| Alfa de Cronbach de escalas reducidas de DLE | Alfa de Cronbach con los datos de este estudio |
| 0,88 (Dewaele et al., 2018) | 0,86 |
| 0,83 (Li et al., 2018) | 0,88 |
| 0,92 (Jin y Zhang, 2019) | 0,87 |
| 0,81 (Botes, Dewaele y Greiff, 2021) | 0,85 |
3.2.1. Escala de 10 ítems de Dewaele et al. (2018). Factores: Privado y social
La versión reducida de la escala de Dewaele et al. (2018) está compuesta por la subescala privada (6 ítems) y la subescala social (4 ítems). La Figura 1 muestra los valores de las cargas factoriales estandarizadas y de las correlaciones múltiples al cuadrado de los factores. Las dos subescalas obtuvieron validez convergente y divergente con los datos de nuestro estudio dadas las cargas factoriales de los 10 ítems (de 0,86 a 0,37) y el valor de varianza media extraída (AVE) entre los factores (0,90). El índice de fiabilidad de alfa de Cronbach de la escala fue de 0,86, de la subescala privada de 0,78 y el de la subescala social fue de 0,83. Los índices de bondad de ajuste del modelo para la muestra de nuestro estudio se encuentran en la Tabla 4.
3.2.2. Escala de 11 ítems de Li et al. (2018). Factores: Privado, docente y ambiente
La escala reducida de Li et al. (2018) de 11 ítems comprendía las subescalas de disfrute privado (5 ítems), docente (3 ítems) y ambiente (3 ítems). La Figura 2 muestra los valores de las cargas factoriales estandarizadas y de las correlaciones múltiples al cuadrado de los factores. Con los datos de nuestro estudio, las tres subescalas obtuvieron validez convergente y divergente dadas las cargas factoriales de los 11 ítems (de 0,90 a 0,38). El índice de fiabilidad de alfa de Cronbach de la escala general fue de 0,88, de la subescala privada fue de 0,78, la del docente de 0,86 y la del ambiente de 0,79. Además, los resultados de los valores de varianza media extraída (AVE) fueron mayores para las 3 subescalas (0,93) que entre cualquiera de las correlaciones de las dos subescalas (privado - docente = 0,90; privado - ambiente = 0,89; docente - ambiente = 0,91). Los índices de bondad de ajuste del modelo para la muestra de nuestro estudio se encuentran en la Tabla 4.
3.2.3. Escala de 16 ítems de Jin y Zhang (2019). Factores: Disfrute con el aprendizaje del inglés, del apoyo del docente y del apoyo de los compañeros
La escala reducida de Jin y Zhang (2019) de 16 ítems comprende las subescalas de disfrute con el aprendizaje de inglés (9 ítems), del apoyo del docente (3 ítems) y de apoyo de los compañeros (4 ítems). La Figura 3 muestra los valores de las cargas factoriales estandarizadas y de las correlaciones múltiples al cuadrado de los factores. Las tres subescalas obtuvieron validez convergente y divergente en nuestro estudio dadas las cargas factoriales de los 16 ítems, que en todos los casos fue mayor a 0,41, exceptuando el ítem 21 (0,10). El índice de fiabilidad de alfa de Cronbach de toda la escala fue de 0,87, el de la subescala del disfrute con el aprendizaje de inglés fue de 0,76, la del apoyo docente de 0,86 y la del apoyo de los compañeros de 0,80. Además, los resultados de los valores de varianza media extraída fueron mayores para las 3 subescalas (AVE = 0,92) que entre cualquiera de las correlaciones de las dos subescalas (lengua extranjera - docente = 0,88; lengua extranjera - compañeros = 0,88; docente - compañeros = 0,91). Los índices de bondad de ajuste del modelo para la muestra de nuestro estudio se encuentran en la Tabla 4.
3.2.4. Escala de 9 ítems de Botes, Dewaele y Greiff (2021). Factores: disfrute motivado por el docente, disfrute personal, disfrute social
La escala reducida de Botes et al. (2021) de 9 ítems comprendía las subescalas de disfrute motivado por el docente (3 ítems), disfrute personal (3 ítems) y disfrute social (3 ítems). La Figura 4 muestra los valores de las cargas factoriales estandarizadas y de las correlaciones múltiples al cuadrado de los factores. Las tres subescalas obtuvieron validez convergente y divergente con los datos de nuestra muestra dadas las cargas factoriales de los 9 ítems que en todos los casos fue mayor a 0,53. El índice de fiabilidad de alfa de Cronbach de la subescala de disfrute motivado por el docente fue de 0,85, el del disfrute personal de 0,66 y el del disfrute social de 0,80. Además, los resultados de los valores de varianza media extraída fueron mayores para las 3 subescalas (AVE = 0,92) que entre cualquiera de las correlaciones de las dos subescalas (disfrute personal - disfrute social = 0,88; disfrute motivado por el docente - disfrute social = 0,91; disfrute motivado por el docente- disfrute personal = 0,85). Los índices de bondad de ajuste del modelo para la muestra de nuestro estudio se encuentran en la Tabla 4.
Tabla 4 Resultados del análisis factorial confirmatorio de las escalas reducidas.
| Índices de bondad de ajuste idóneos | Índices de bondad de ajuste obtenidos | |||
| Dewaele et al. (2018) | Li et al. (2018) | Jin y Zhang (2019) | Botes et al. (2021) | |
| Chi-cuadrado dividido por los grados de libertad (X2/df) < 3 | 3,14 | 2,83 | 2,58 | 3,18 |
| Índice de bondad de ajuste (Goodness-of-fit index, GFI) > 0,95 | 0,90 | 0,90 | 0,85 | 0,90 |
| Índice de bondad de ajuste ajustado (Adjusted goodness-of-fit index, AGFI > 0,95 | 0,83 | 0,84 | 0,80 | 0,84 |
| Raíz cuadrada media residual (Root mean square residual, SRMR) < 0,08 | 0,06 | 0,06 | 0,07 | 0,06 |
| Raíz cuadrada media de error de aproximación (Root mean square error of approximation, RMSEA) <0,07 | 0,11 | 0,10 | 0,09 | 0,11 |
| Índice de ajuste normalizado (Normed fit index, NFI) > 0,95 | 0,87 | 0,89 | 0,81 | 0,87 |
| Índice de ajuste comparativo (Comparative fit index, CFI) > 0,95 | 0,90 | 0,92 | 0,87 | 0,91 |
| Coeficiente de Tucker y Lewis (Tucker-Lewis coefficient, TLI) > 0,95 | 0,87 | 0,90 | 0,85 | 0,89 |
4. Discusión
En este estudio se planteó la traducción al español, adaptación cultural y validación de la escala de DLE diseñada por Dewaele y MacIntyre (2014), y el análisis psicométrico de las escalas de DLE reducidas y validadas hasta la fecha, con el fin de evaluar su adecuación a la muestra.
Tras el análisis factorial de la escala original, se observó que la EDALEC, de 20 ítems, se ajusta satisfactoriamente a los datos de los aprendices adultos hispanohablantes de lengua extranjera del estudio. El estudio ha encontrado evidencia de validez divergente para esta escala. Asimismo, el índice de consistencia interna obtenido para la muestra fue muy alto. De hecho, EDALEC es la escala, de entre las investigadas en el estudio, que demuestra una consistencia interna más elevada. Nuestro análisis factorial confirmatorio obtiene una solución factorial unidimensional. El análisis factorial confirmatorio realizado por Shirvan y Taherian (2018) también obtuvo una solución factorial unidimensional. Sin embargo, como se ha comentado anteriormente, otros estudios que han empleado análisis factoriales exploratorios (Dewaele & MacIntyre, 2016) y análisis factoriales confirmatorios (Jin & Zhang, 2018; Li et al., 2018) han obtenido una solución multidimensional con sus datos.
Los análisis factoriales y de consistencia interna confirman que las escalas reducidas de DLE disponibles hasta la fecha son válidas y fiables para el contexto en el que se investigaron. De los análisis factoriales confirmatorios realizados se obtuvo un ajuste a los datos aceptable de los distintos modelos planteados por cada escala (Tabla 4), aunque ninguna de ellas cumple con el conjunto de los índices de adecuación habitualmente empleados en la literatura (Hooper et al., 2008; Jackson et al., 2009). No obstante, tal como concluyeron Jin y Zhang (2019) al comparar las escalas reducidas de Jin y Zhang (2018) y la de Li et al. (2018) en un contexto chino, sí se puede establecer la mayor adecuación de una escala sobre otra (u otras, en nuestro caso) en función de la proximidad de los valores obtenidos por cada una de ella a los índices de ajuste establecidos para que el modelo sea válido. En este sentido, tras comparar los valores psicométricos de estas escalas reducidas, se observa que la más adecuada es la escala de 11 ítems de Li et al. (2018) puesto que los resultados de su análisis factorial confirmatorio son los más próximos a los valores de los índices previamente indicados. Estos hallazgos abren la puerta a que la EDALEC en español y escalas reducidas que se derivan de la herramienta original de medición de la DLE (Dewaele & MacIntyre, 2014) puedan ser validadas en otros contextos culturales y educativos del mundo hispanohablante.
Este estudio cuenta con dos limitaciones principales. En primer lugar, todas las escalas se compararon psicométricamente con los datos obtenidos mediante la escala original, es decir, las respuestas a los ítems de la escala de 21 ítems de Dewaele y MacIntyre (2014) sirvieron como respuestas a los ítems de las escalas reducidas del resto de autores. No se trata, por consiguiente, de nuevas validaciones cruzadas. Entendemos que los resultados podrían haber diferido si los participantes hubiesen rellenado un cuestionario distinto para cada escala. En segundo lugar, se empleó un método de muestreo por conveniencia según su disponibilidad y acceso relativamente fácil, y los participantes pertenecían a un único contexto formal de aprendizaje. Por tanto, es necesario interpretar estos hallazgos cuidadosamente (Fink, 2003), ya que la muestra no es representativa de todo el alumnado adulto en un contexto hispanohablante. En este sentido, los hallazgos en torno a las herramientas de medición del DLE analizadas podrían ser diferentes en función de las características de los participantes (edad, motivación, personalidad, etc.) y de la LE que se aprende. Como argumentan Mercer y Dörnyei (2020), el estatus sociocultural y político, y el capital social de cada LE determinan en gran medida las percepciones de dicha LE. Pese a las limitaciones de este estudio, consideramos que el estudio es una aportación necesaria dada la necesidad de contar con adaptaciones culturales al contexto del estudiantado y de validaciones de la escala de DLE en otras lenguas. Solo así podremos cerciorarnos de la idoneidad de la herramienta en distintos contextos de aprendizaje de lenguas extranjeras. A este respecto, nuestro estudio aporta la primera escala de disfrute con el aprendizaje de una LE validada en español y de la primera comparación de escalas reducidas disponibles para medir este constructo.
Conclusiones
Este estudio llevó a cabo una adaptación cultural y una validación de la versión en español de una escala de disfrute asociada al aprendizaje de una lengua extranjera. Asimismo, analizó y contrastó las características psicométricas de escalas reducidas disponibles hasta la fecha y validadas en otros contextos, dada la conveniencia de contar con medidas de DLE eficientes, válidas y fiables para la realización de estudios en los que se investiguen varios fenómenos.
El estudio confirma que la EDALEC en español es una herramienta de medición del disfrute con el aprendizaje de la LE en el aula que ha resultado válida, fiable y adecuada para ser empleada con estudiantes adultos de LE de la muestra. No obstante, serían necesarios otros estudios de validación para asegurar la adecuación de la medida a otros contextos formales de aprendizaje, idiomas, niveles de competencia, edades y otras características personales. En cuanto a las características psicométricas de las escalas reducidas analizadas, nuestro estudio concluyó que la escala con los ajustes del modelo a los datos más satisfactorios es la escala de 11 ítems de Li et al. (2018).
Finalmente, entendemos que, disponer de medidas que han demostrado ser válidas y fiables en este estudio puede contribuir a la investigación del disfrute con el aprendizaje de una LE en ámbitos hispanohablantes en los que, hasta la fecha, la investigación sobre esta emoción ha sido muy limitada.
