INTRODUCCIÓN

La lectura crítica y reflexiva es fundamental para el desarrollo cognitivo e intelectual, especialmente en el contexto actual de sobrecarga de información, donde interpretar y analizar textos críticamente es esencial para enfrentar los desafíos del siglo XXI (^{Paul y Elder, 2020}). Esta habilidad fomenta el pensamiento independiente y la toma de decisiones informadas, integrando interpretación y "reescritura" del contenido, como señala ^{Freire (2010)}, ampliando así la comprensión y la reflexión activa.

Sin embargo, persisten barreras como la falta de estrategias pedagógicas que promuevan la reflexión crítica en el aula (^{Sharma et al., 2022}) y el impacto de la sobrecarga de información y distracciones tecnológicas en la lectura profunda (^{Rowlands et al., 2019}; ^{Carr, 2020}). Además, el enfoque educativo tradicional sigue priorizando la transmisión de conocimientos sobre el análisis crítico y la reflexión profunda (Facione, 2015).

Este estudio responde a la necesidad de herramientas que evalúen y promuevan estas habilidades en los estudiantes, dotándolos de competencias para discernir entre información relevante y sesgada (^{Carr, 2020}). Con un enfoque metodológico sólido, basado en análisis factoriales exploratorios y confirmatorios, garantiza la validez y confiabilidad del instrumento diseñado (^{Sharma et al., 2022}; ^{Rowlands et al., 2019}). Estudios como los de ^{Roomy y Muhammad (2022)} refuerzan la importancia de instrumentos que capten el autoconcepto del estudiante sobre su capacidad para leer críticamente, dado su impacto directo en el desempeño académico.

La lectura crítica y reflexiva es una habilidad clave en la educación contemporánea, ya que permite a los estudiantes analizar textos de manera significativa y fomentar el pensamiento avanzado. Según ^{Gallardo (2022)}, los estudiantes se encuentran mayoritariamente en niveles iniciales de desarrollo en estas habilidades, lo que refuerza la necesidad de estrategias pedagógicas dirigidas a su fortalecimiento desde edades tempranas. ^{Roomy y Muhammad (2022)} destacan que estas habilidades impactan positivamente la comprensión lectora, al estimular procesos como la inferencia y la síntesis, permitiendo superar obstáculos y comprender elementos explícitos e implícitos.

^{Singh (2021)} define la lectura crítica como la capacidad de cuestionar afirmaciones, evaluar argumentos y analizar teorías, y afirma que esto requiere formular preguntas activas para una comprensión profunda. ^{Gonzales y Torres (2016)} añaden que esta práctica demanda la participación activa del lector, favoreciendo el trabajo en grupo para intercambiar ideas. ^{Freire (2006}, ²⁰¹⁰⁾ conceptualiza la lectura como un proceso que integra comprensión crítica, interpretación y lo que él denomina "reescritura", promoviendo la reflexión sobre el texto y su conexión con experiencias previas, mientras que ^{Cassany y Castellà (2011)} señalan su carácter exigente debido a la interpretación y los conocimientos previos requeridos. ^{Chacón Corzo y Chacón (2022)} enfatizan la necesidad de evaluar críticamente la credibilidad del autor y el contenido.

En el ámbito pedagógico, ^{Flórez Ochoa (2013)} subraya la creciente relevancia de la lectura crítica en entornos educativos, destacando la necesidad de prácticas conscientes para enfrentar los cambios y desafíos constantes del mundo. ^{Tan (2023)} enfatiza que estas habilidades mejoran la comprensión lectora, aunque se ven limitadas por obstáculos como un vocabulario insuficiente y la falta de recursos. ^{Al Roomy (2022)} destaca que la lectura crítica fomenta el pensamiento de orden superior y resalta el trabajo en grupo como una estrategia efectiva, recomendando su inclusión en el currículo educativo.

Este estudio busca adaptar y validar un instrumento que evalúe la percepción de los estudiantes sobre su práctica de lectura crítica y reflexiva, proporcionando una herramienta confiable para mejorar estrategias pedagógicas y fortalecer competencias cognitivas fundamentales.

METODOLOGÍA

El presente estudio se realizó con 1200 estudiantes de educación básica, seleccionando una muestra aleatoria de 380 participantes (198 mujeres y 182 hombres) de edades comprendidas entre 13 y 17 años. Los datos se recolectaron mediante un cuestionario administrado a través de Google Forms, proporcionando información previa sobre los objetivos del estudio y obteniendo el consentimiento informado, además de asegurar la confidencialidad. El diseño fue cuantitativo básico, descriptivo y transversal (Ñaupas et al., 2018), y permitió analizar las propiedades psicométricas del instrumento y las percepciones de los estudiantes sobre la lectura crítica y reflexiva.

El cuestionario, basado en ^{Olifant et al. (2020)}, incluía 38 ítems distribuidos en ocho dimensiones y usaba una escala Likert de cinco puntos para evaluar el autoconcepto de los estudiantes sobre sus habilidades. Para asegurar su equivalencia cultural y lingüística, se realizó una adaptación transcultural siguiendo el criterio racional (Cardoso Ribeiro et al., 2010), involucrando a expertos que ajustaron los ítems al contexto educativo local.

La validez de contenido se garantizó mediante la evaluación de 10 jueces expertos empleando el coeficiente V de Aiken, el cual mostró un alto grado de concordancia en relevancia y claridad. La fiabilidad se evaluó con los coeficientes Alfa de Cronbach, logrando índices satisfactorios que confirmaron la consistencia interna del instrumento.

La validación estructural incluyó un análisis factorial exploratorio (AFE), que utilizó índices como el KMO, la extracción de Componentes Principales y la rotación Varimax para identificar estructuras subyacentes. Posteriormente, el análisis factorial confirmatorio (AFC) con máxima verosimilitud (^{software AMOS v.24}) verificó la estructura teórica del instrumento, refinando las dimensiones y asegurando un modelo robusto y coherente. Estas etapas consolidan la validez y confiabilidad del cuestionario como herramienta para medir las percepciones estudiantiles sobre la lectura crítica y reflexiva.

RESULTADOS

La validez de contenido fue evaluada mediante el coeficiente V de Aiken, con diez expertos en comprensión lectora que analizaron 38 indicadores en términos de relevancia, claridad y pertinencia, usando una escala de cuatro niveles. Los resultados mostraron un alto grado de acuerdo entre los expertos, con un coeficiente promedio de 0,98 y valores superiores a 0,97 en todos los indicadores. Los intervalos de confianza oscilaron entre 0,88 y valores superiores a 1, lo que respalda la validez del instrumento según las evaluaciones expertas (Tabla 1).

Se llevó a cabo un estudio de confiabilidad utilizando los coeficientes alfa de Cronbach para cada una de las dimensiones, así como para la escala completa del cuestionario. Los hallazgos indicaron una sólida coherencia interna en las tres dimensiones: Conocimiento, Comprensión, Aplicación, Síntesis, Análisis, evaluación y Discurso de acción social con un índice global de 0,969. Esto sugiere que los elementos en cada dimensión evalúan de manera coherente aspectos relevantes de las actitudes de los estudiantes hacia la inteligencia artificial. (Tabla 2).

Con la finalidad de verificar la aptitud para realizar el análisis factorial exploratorio, se llevó a cabo inicialmente una evaluación descriptiva exhaustiva. Este análisis abarcó el cálculo de la media, la desviación estándar, la asimetría y la curtosis de los elementos examinados. Estos indicadores fueron cruciales para confirmar la concordancia de la distribución de los datos con un patrón de distribución normal (Tabla 3).

Se procedió a realizar un análisis factorial exploratorio mediante el método de extracción de Componentes Principales con rotación Varimax y normalización Kaiser para investigar la estructura subyacente de los factores en el cuestionario. En la dimensión de Conocimiento, que inicialmente constaba de 4 ítems, se identificó un factor con falta de homogeneidad, siendo eliminado del cuestionario. Este factor resultante quedó con 3 ítems y explicó el 53,590% de la varianza. En la dimensión de Comprensión, también se identificó un ítem con falta de homogeneidad y fue eliminado, dejando 7 ítems que explicaron el 58.898% de la variabilidad total. La dimensión de Aplicación reveló un factor principal con 5 ítems que explicó el 65.943% de la variabilidad. En la dimensión de Análisis, se identificó un ítem con falta de homogeneidad, resultando en un factor con 4 ítems y un 57% de variabilidad. En la dimensión de Síntesis, se identificó un factor principal con 3 ítems y una varianza de 65,292%. Para la dimensión de Evaluación, se identificaron 3 ítems con falta de homogeneidad, quedando con 4 ítems y una varianza de 62.401%. En la dimensión de Discurso para la Acción Social, se identificó un factor con 5 ítems y una varianza total de 63.808%. En la selección de ítems, se aplicaron criterios basados en cargas factoriales de 0,50 o superiores, respaldando la coherencia teórica según las pautas de Hair, Anderson, Tatham y Black (1999) (Tabla 4).

A continuación, se realizó el análisis factorial confirmatorio mediante el uso del software AMOS en conjunto con SPSS para evaluar la concordancia de los datos con la estructura teórica planteada por el cuestionario. El modelo inicial incorporó 7 factores que representan las dimensiones Conocimiento, comprensión, aplicación, síntesis, análisis, evaluación y discurso para la acción social. (Ver Figura 1).

Nota: elaboración propia que muestra las cargas factoriales procesados en AMOS V. 24

Figura 1 Modelo1 AFC de la escala de la Capacidad auto percibida y autoevaluada de los alumnos para utilizar estrategias de lectura critica 

El análisis del primer modelo mostró un ajuste insuficiente, con valores estadísticos como X² = 783.4 (p < 0.001), RMSEA = 0.075, CFI = 0.898, TLI = 0.871 y NFI = 0.854. Las medidas de parsimonia indicaron PCFI = 0.686 y PNFI = 0.755, mientras que el AIC fue de 903.449 y el CMIN/DF de 2.956. Estos resultados no cumplían con los estándares establecidos, lo que motivó un refinamiento del modelo.

El segundo modelo, tras las revisiones, mostró mejoras significativas: X² = 554.131 (p < 0.001), RMSEA = 0.058, CFI = 0.941, TLI = 0.932 y NFI = 0.897. Las medidas de parsimonia mejoraron a PCFI = 0.807 y PNFI = 0.768, y el AIC se redujo a 690.131 con un CMIN/DF de 2.156. Estos resultados indican que el modelo revisado presenta un ajuste satisfactorio y cumple con los criterios establecidos en la literatura (Tabla 5).

En la Figura 2, se presentan las cargas factoriales normalizadas para cada elemento del modelo. Estas cargas varían en el rango de 0,63 a 1,02, todas ellas demostrando significación estadística. Se destaca una fuerte correlación entre los factores F4 y F5, alcanzando un valor de 1,02; de manera similar, la correlación entre F4 y F3 es notablemente alta (0,91), al igual que entre F3 y F2 (0,88). Además, se observa una correlación elevada entre F2 y F1 (0,81). Por otro lado, F1 y F3 presentan una correlación de 0,76; F2 y F4 muestran una correlación de 0,82, y F3 y F5 tienen una correlación de 0,96. Asimismo, F1 y F4 muestran una correlación de 0,80, mientras que F2 y F5 tienen una correlación de 0,88. Por último, F1 y F5 exhiben una correlación de 0,79.

Nota: elaboración propia que muestra las cargas factoriales normalizadas

Figura 2 Modelo modificado de Análisis Factorial Confirmatorio 

Respecto a los resultados derivados del Análisis Factorial Confirmatorio (AFC), no se logró una replicación completa de la estructura factorial original. A pesar de ello, los ítems presentes en la escala muestran una consistencia interna robusta, y el análisis factorial conclusivo revela una significativa varianza explicada, respaldando así la validez del instrumento. Para concluir, se presenta el instrumento diseñado para evaluar la Capacidad auto percibida y autoevaluada de los alumnos para utilizar estrategias de lectura crítica.

DISCUSIÓN

El presente estudio responde a una necesidad crítica en la educación básica: evaluar y fomentar estrategias de lectura crítica. Basado en el instrumento original de ^{Olifant et al. (2020)}, el cuestionario se adaptó y validó mediante análisis factorial exploratorio (AFE) y confirmatorio (AFC), garantizando su validez y confiabilidad para medir dimensiones clave como análisis, síntesis, evaluación y discurso para la acción social. Los resultados refuerzan la utilidad del instrumento para captar las percepciones de los estudiantes sobre su capacidad para interactuar críticamente con los textos, tal como señalan ^{Tan (2023)} y ^{Al Roomy (2022)}.

Teóricamente, el estudio se fundamenta en autores como ^{Freire (2010)} y ^{Brookfield (2017)}, quienes destacan que la lectura crítica trasciende la decodificación textual y avanza hacia una reflexión profunda que fomenta el pensamiento lógico y analítico (^{Paul y Elder, 2020}). ^{Olifant et al. (2020)} complementan esta perspectiva al subrayar que las percepciones de los estudiantes son esenciales para desarrollar competencias avanzadas, como lo confirma este estudio.

Desde la justificación, este trabajo aborda una brecha crítica en la literatura: la falta de herramientas que evalúen la lectura crítica desde el autoconcepto del estudiante. Su validación en un nuevo contexto educativo demuestra la aplicabilidad del instrumento en el diseño de estrategias pedagógicas que fortalezcan habilidades cognitivas y reflexivas.

En términos de relevancia, el cuestionario ofrece una herramienta práctica para que los docentes evalúen y promuevan la lectura crítica, facilitando el aprendizaje autónomo y crítico en estudiantes. Como destacan ^{Olifant et al. (2020)}, la lectura crítica no solo fomenta competencias esenciales, sino que también prepara a los estudiantes para analizar información en un mundo saturado de datos, mejorando su capacidad para tomar decisiones informadas.

CONCLUSIONES

El cuestionario adaptado demostró ser válido y confiable para evaluar las percepciones de los estudiantes sobre sus habilidades de lectura crítica. Los análisis factoriales exploratorios y confirmatorios validaron las dimensiones clave del instrumento, asegurando su aplicabilidad en contextos educativos diversos.

Los hallazgos subrayan la importancia de fomentar la lectura crítica como una competencia esencial para el desarrollo académico y cognitivo. Esta habilidad, fundamentada en el pensamiento crítico, permite a los estudiantes analizar, interpretar y evaluar textos de manera reflexiva, alineándose con las propuestas de autores como ^{Freire (2010)} y ^{Paul y Elder (2020)}.

El instrumento proporciona una herramienta útil para los docentes, permitiéndoles identificar las fortalezas y debilidades de sus estudiantes en lectura crítica. Esto contribuye al diseño de estrategias pedagógicas más efectivas, promoviendo un aprendizaje reflexivo y autónomo.

La adaptación del cuestionario original de ^{Olifant et al. (2020)} al nuevo contexto cultural fue exitosa, destacando la aplicabilidad del instrumento en diferentes entornos educativos. Esto amplía su utilidad y permite comparar resultados entre diversos escenarios socioculturales.

Este estudio reafirma que evaluar la percepción de los estudiantes sobre su capacidad de lectura crítica es un paso fundamental para fortalecer su aprendizaje. En una era saturada de información, este instrumento ayuda a preparar a los estudiantes para discernir información de manera crítica, desarrollando competencias esenciales para enfrentar los desafíos del siglo XXI.