Vol. 12/ Núm. 4 2025 pág. 1420
https://doi.org/10.69639/arandu.v12i4.1754
Propiedades psicométricas de la Escala de Motivación
Académica (EMA) en adolescentes ecuatorianos
Psychometric properties of the Academic Motivation Scale (AMS) in Ecuadorian
adolescents
Samuel Isaac Guamanquispe Rojano
sguamanquispe5551@uta.edu.ec
https://orcid.org/0009-0009-4567-6681
Universidad Técnica de Ambato
Ambato – Ecuador
Andrea Susana Tobar Viera
as.tobar@uta.edu.ec
https://orcid.org/0000-0001-8263-7440
Universidad Técnica de Ambato
Ambato – Ecuador
Artículo recibido: 18 octubre 2025 -Aceptado para publicación: 28 noviembre 2025
Conflictos de intereses: Ninguno que declarar.
RESUMEN
La motivación académica constituye un componente central en el desarrollo psicoeducativo de
los adolescentes, puesto que influye en su implicación escolar, persistencia y adaptación al
entorno educativo. Actualmente, en Ecuador no existe un instrumento validado que mida este
constructo en la población adolescentes, es por ello que el análisis psicométrico en el contexto
ecuatoriano es de vital importancia para desarrollar tanto la investigación como la práctica
educativa. Este estudio analizó las propiedades psicométricas de la Escala de Motivación
Académica (EMA) en adolescentes ecuatorianos, utilizando un enfoque cuantitativo, diseño no
experimental, transversal y de tipo instrumental. La muestra incluyó a 372 estudiantes de entre
12 a 18 años de distintas instituciones educativas de Cotopaxi y Tungurahua, seleccionados
mediante un muestreo no probabilístico por conveniencia. Se dividió en dos submuestras: la
primera para el análisis factorial exploratorio (AFE), que reveló una estructura de cuatro factores
y la segunda destinado al análisis factorial confirmatorio (AFC), el cual mostró índices de ajuste
aceptables. Los resultados evidenciaron una consistencia interna adecuada y una alta
confiabilidad del instrumento, con un ω= 0.92 para la escala total. En conclusión, el instrumento
posee adecuadas propiedades psicométricas para la población estudiada.
Palabras clave: académica, adolescentes, confiabilidad, motivación, psicometría
Vol. 12/ Núm. 4 2025 pág. 1421
ABSTRACT
Academic motivation is a central component in the psychoeducational development of
adolescents, as it influences their involvement in school, persistence, and adaptation to the
educational environment. Currently, there is no validated instrument in Ecuador that measures
this construct in the adolescent population, which is why psychometric analysis in the Ecuadorian
context is vitally important for developing both research and educational practice. This study
analyzed the psychometric properties of the Academic Motivation Scale (AMS) in Ecuadorian
adolescents, using a quantitative, non-experimental, cross-sectional, and instrumental approach.
The sample included 372 students aged 12 to 18 from different educational institutions in
Cotopaxi and Tungurahua, selected through non-probabilistic convenience sampling. It was
divided into two subsamples: the first for exploratory factor analysis (EFA), which revealed a
four-factor structure, and the second for confirmatory factor analysis (CFA), which showed
acceptable fit indices. The results showed adequate internal consistency and high reliability of the
instrument, with an ω= 0.92 for the total scale. In conclusion, the instrument has adequate
psychometric properties for the population studied.
Keywords: academic, adolescents, motivation, psychometrics, reliability
Todo el contenido de la Revista Científica Internacional Arandu UTIC publicado en este sitio está disponible bajo
licencia Creative Commons Atribution 4.0 International.
ABSTRACT
Academic motivation is a central component in the psychoeducational development of
adolescents, as it influences their involvement in school, persistence, and adaptation to the
educational environment. Currently, there is no validated instrument in Ecuador that measures
this construct in the adolescent population, which is why psychometric analysis in the Ecuadorian
context is vitally important for developing both research and educational practice. This study
analyzed the psychometric properties of the Academic Motivation Scale (AMS) in Ecuadorian
adolescents, using a quantitative, non-experimental, cross-sectional, and instrumental approach.
The sample included 372 students aged 12 to 18 from different educational institutions in
Cotopaxi and Tungurahua, selected through non-probabilistic convenience sampling. It was
divided into two subsamples: the first for exploratory factor analysis (EFA), which revealed a
four-factor structure, and the second for confirmatory factor analysis (CFA), which showed
acceptable fit indices. The results showed adequate internal consistency and high reliability of the
instrument, with an ω= 0.92 for the total scale. In conclusion, the instrument has adequate
psychometric properties for the population studied.
Keywords: academic, adolescents, motivation, psychometrics, reliability
Todo el contenido de la Revista Científica Internacional Arandu UTIC publicado en este sitio está disponible bajo
licencia Creative Commons Atribution 4.0 International.
Vol. 12/ Núm. 4 2025 pág. 1422
INTRODUCCIÓN
La trayectoria académica y el desempeño de los estudiantes está estrechamente relacionada
con la motivación (Cajusol y Rivas, 2021). Dicha relación se encuentra afectada y se evidencia
principalmente en la etapa de la adolescencia, justificado por la existencia de mayor interés al
descubrimiento de la identidad (Erikson, 1968). Durante esta etapa de desarrollo, los adolescentes
se enfrentan por varias transiciones físicas, psicológicas, biológicas, sociales e intelectuales, las
cuales influyen en la actitud, el interés y el valor que el estudiante ofrece a sus responsabilidades
académicas (Abad et al.,2022).
Es así que la motivación académica (MA) se refiere al estado de ánimo que se produce en
los estudiantes al experimentar el proceso de enseñanza y aprendizaje, este constructo es uno de
los factores determinantes del rendimiento académico junto con el desenvolvimiento en
actividades de la institución y el valor que el estudiante brinda a sus responsabilidades educativas
(Soledispa et al., 2020).
Según Peña et al. (2024), los estudiantes presentan mejores resultados en el ámbito
educativo una vez que encuentran placer y satisfacción personal en el aprendizaje, además es
importante destacar los factores mantenedores de la motivación entre los cuales están factores
contextuales, el apoyo familiar y la creación de entornos de aprendizaje enriquecedores. En este
sentido, comprender y evaluar adecuadamente la MA se vuelve fundamental para el desarrollo
psicoeducativo de los adolescentes.
La disposición de un instrumento con adecuadas propiedades psicométricas enfocado a la
población adolescente permite identificar los niveles de MA y contribuir al desarrollo de
programas y estrategias pedagógicas de intervención orientadas a incrementar este constructo; tal
consideración resulta relevante ya que la MA fomenta a los estudiantes el interés por adquirir
conocimiento, desarrollar habilidades, potencia el deseo de aprender, a esforzarse y a superar los
obstáculos con autonomía y la autorregulación (Amaya et al., 2024). Por lo tanto, la presente
investigación actúa en beneficio de la comunidad científica, las instituciones educativas y los
propios estudiantes.
Frente a este escenario, este estudio tiene como objetivo analizar las propiedades
psicométricas de la Escala de Motivación Académica (EMA) en adolescentes ecuatorianos,
puesto que la carencia de test validados de acuerdo al contexto cultural representa un obstáculo
significativo para el avance de la producción científica nacional enfocado al área de psicología
clínica y educativa.
Contextualización
A nivel internacional diversos autores han desarrollado instrumentos con el objetivo de
obtener una medición de la MA, tales como la Escala de Motivación Académica (EMA); el
Inventario de Motivación Intrínseca (IMI), la Escala Atribucional de Motivación de Logro
INTRODUCCIÓN
La trayectoria académica y el desempeño de los estudiantes está estrechamente relacionada
con la motivación (Cajusol y Rivas, 2021). Dicha relación se encuentra afectada y se evidencia
principalmente en la etapa de la adolescencia, justificado por la existencia de mayor interés al
descubrimiento de la identidad (Erikson, 1968). Durante esta etapa de desarrollo, los adolescentes
se enfrentan por varias transiciones físicas, psicológicas, biológicas, sociales e intelectuales, las
cuales influyen en la actitud, el interés y el valor que el estudiante ofrece a sus responsabilidades
académicas (Abad et al.,2022).
Es así que la motivación académica (MA) se refiere al estado de ánimo que se produce en
los estudiantes al experimentar el proceso de enseñanza y aprendizaje, este constructo es uno de
los factores determinantes del rendimiento académico junto con el desenvolvimiento en
actividades de la institución y el valor que el estudiante brinda a sus responsabilidades educativas
(Soledispa et al., 2020).
Según Peña et al. (2024), los estudiantes presentan mejores resultados en el ámbito
educativo una vez que encuentran placer y satisfacción personal en el aprendizaje, además es
importante destacar los factores mantenedores de la motivación entre los cuales están factores
contextuales, el apoyo familiar y la creación de entornos de aprendizaje enriquecedores. En este
sentido, comprender y evaluar adecuadamente la MA se vuelve fundamental para el desarrollo
psicoeducativo de los adolescentes.
La disposición de un instrumento con adecuadas propiedades psicométricas enfocado a la
población adolescente permite identificar los niveles de MA y contribuir al desarrollo de
programas y estrategias pedagógicas de intervención orientadas a incrementar este constructo; tal
consideración resulta relevante ya que la MA fomenta a los estudiantes el interés por adquirir
conocimiento, desarrollar habilidades, potencia el deseo de aprender, a esforzarse y a superar los
obstáculos con autonomía y la autorregulación (Amaya et al., 2024). Por lo tanto, la presente
investigación actúa en beneficio de la comunidad científica, las instituciones educativas y los
propios estudiantes.
Frente a este escenario, este estudio tiene como objetivo analizar las propiedades
psicométricas de la Escala de Motivación Académica (EMA) en adolescentes ecuatorianos,
puesto que la carencia de test validados de acuerdo al contexto cultural representa un obstáculo
significativo para el avance de la producción científica nacional enfocado al área de psicología
clínica y educativa.
Contextualización
A nivel internacional diversos autores han desarrollado instrumentos con el objetivo de
obtener una medición de la MA, tales como la Escala de Motivación Académica (EMA); el
Inventario de Motivación Intrínseca (IMI), la Escala Atribucional de Motivación de Logro
Vol. 12/ Núm. 4 2025 pág. 1423
General (EAML-G) o el Cuestionario para la Evaluación de Metas Académicas (CEMA) los
mismos que han sido desarrollados bajo sus propios contextos en países como España, Colombia,
Chile y México (Núñez et al., 2010; Monteiro et al., 2015; Durán y Pujol, 2013; Gaeta et al.,
2015).
La literatura muestra que la EMA es un instrumento que ha sido diversamente estudiado
por una gran cantidad de autores para desarrollar adaptaciones y validaciones enfocados hacia el
grupo adolescente cuya herramienta presenta validaciones en Norteamérica, Europa y países
asiáticos (Segura et al., 2021; Expósito et al., 2021; Wang et al., 2025).
En el entorno local se revela una escasez de investigaciones cuyo propósito sea analizar la
validez estructural y confiabilidad de una escala que mida la MA en el contexto ecuatoriano para
el grupo prioritario adolescente. Según lo determinado por la American Psychological
Association [APA] (2017) en los principios éticos de los psicólogos y código de conducta,
especifica que los psicólogos deben utilizar instrumentos de evaluación cuya validez y fiabilidad
hayan sido comprobadas para su uso con la población objetivo. La carencia de test validados de
acuerdo al contexto cultural representa un obstáculo significativo para el avance de la producción
científica nacional enfocado al área de psicología.
Este instrumento parte de la teoría de la autodeterminación desarrollada por Deci y Ryan
(1985,2000) donde se muestran distintos tipos de motivación: la intrínseca la cual implica realizar
actividades por el placer o disfrute que genera su ejecución, sin requerir incentivos externos ni
condiciones ambientales que regulen su aparición; la extrínseca se refiere a aquellos
comportamientos que los individuos realizan como medio para alcanzar los objetivo y la
amotivación son aquellos comportamientos no reguladas por las personas, aquellos que
manifiestan una sensación de ausencia de propósito. Es por ello que resulta factible y pertinente
realizar esta investigación utilizando la EMA, dado su respaldo teórico y su trayectoria
internacional en estudios psicométricos.
METODOLOGÍA
Diseño
El presente estudio adoptó un enfoque cuantitativo, de diseño no experimental, de tipo
instrumental y con corte transversal, ya que se analizó las propiedades psicométricas de una
herramienta psicológica, recolectando los datos en un único momento y sin la manipulación de la
variable plateada (Guerrero, 2022; Cabrera, 2023).
Participantes
La muestra inicial estuvo comprendida por 508 participantes, sin embargo, se descartaron
a 136 participantes: entre ellos, 49 participantes decidieron no participar en el estudio, 2 no
cumplían los criterios establecidos y 85 presentaban inconsistencias en las respuestas de la escala.
Por lo tanto, la muestra final estuvo conformado por 372 adolescentes ecuatorianos y este dato se
General (EAML-G) o el Cuestionario para la Evaluación de Metas Académicas (CEMA) los
mismos que han sido desarrollados bajo sus propios contextos en países como España, Colombia,
Chile y México (Núñez et al., 2010; Monteiro et al., 2015; Durán y Pujol, 2013; Gaeta et al.,
2015).
La literatura muestra que la EMA es un instrumento que ha sido diversamente estudiado
por una gran cantidad de autores para desarrollar adaptaciones y validaciones enfocados hacia el
grupo adolescente cuya herramienta presenta validaciones en Norteamérica, Europa y países
asiáticos (Segura et al., 2021; Expósito et al., 2021; Wang et al., 2025).
En el entorno local se revela una escasez de investigaciones cuyo propósito sea analizar la
validez estructural y confiabilidad de una escala que mida la MA en el contexto ecuatoriano para
el grupo prioritario adolescente. Según lo determinado por la American Psychological
Association [APA] (2017) en los principios éticos de los psicólogos y código de conducta,
especifica que los psicólogos deben utilizar instrumentos de evaluación cuya validez y fiabilidad
hayan sido comprobadas para su uso con la población objetivo. La carencia de test validados de
acuerdo al contexto cultural representa un obstáculo significativo para el avance de la producción
científica nacional enfocado al área de psicología.
Este instrumento parte de la teoría de la autodeterminación desarrollada por Deci y Ryan
(1985,2000) donde se muestran distintos tipos de motivación: la intrínseca la cual implica realizar
actividades por el placer o disfrute que genera su ejecución, sin requerir incentivos externos ni
condiciones ambientales que regulen su aparición; la extrínseca se refiere a aquellos
comportamientos que los individuos realizan como medio para alcanzar los objetivo y la
amotivación son aquellos comportamientos no reguladas por las personas, aquellos que
manifiestan una sensación de ausencia de propósito. Es por ello que resulta factible y pertinente
realizar esta investigación utilizando la EMA, dado su respaldo teórico y su trayectoria
internacional en estudios psicométricos.
METODOLOGÍA
Diseño
El presente estudio adoptó un enfoque cuantitativo, de diseño no experimental, de tipo
instrumental y con corte transversal, ya que se analizó las propiedades psicométricas de una
herramienta psicológica, recolectando los datos en un único momento y sin la manipulación de la
variable plateada (Guerrero, 2022; Cabrera, 2023).
Participantes
La muestra inicial estuvo comprendida por 508 participantes, sin embargo, se descartaron
a 136 participantes: entre ellos, 49 participantes decidieron no participar en el estudio, 2 no
cumplían los criterios establecidos y 85 presentaban inconsistencias en las respuestas de la escala.
Por lo tanto, la muestra final estuvo conformado por 372 adolescentes ecuatorianos y este dato se
Vol. 12/ Núm. 4 2025 pág. 1424
distribuyó en dos submuestras: la primera fue de 199 participantes (58.3% mujeres y 41.7%
hombres), orientados al análisis factorial exploratorio (AFE); a su vez, la segunda submuestra fue
de 173 participantes (54.9% mujeres y 45.1% hombres), destinados al desarrollo del análisis
factorial confirmatorio (AFC). Esta decisión metodológica surge con el fin de evitar sesgos al
momento de realizar el AFC y garantizar la validez del proceso de confirmación estructural.
La población objetivo estuvo constituida por estudiantes de una Unidad Educativa
Fiscomisional en Tungurahua y una Unidad Educativa Pública en Cotopaxi, la edad de los
participantes oscila entre 12 a 18 años de edad. Se utilizó un muestreo no probabilístico por
conveniencia, debido a la accesibilidad y proximidad de los sujetos de estudio.
De esta manera se incluyeron 1) adolescentes que posean nacionalidad ecuatoriana ya que
el estudio se enfoca en realizar un análisis psicométrico para un instrumento que pueda usarse en
Ecuador, 2) estudiantes que se encuentren legalmente matriculados en las unidades educativas a
evaluar, 3) estudiante que posea el consentimiento informado aceptado por el tutor legal y 4)
estudiante que acepte el asentimiento informado.
Desde una perspectiva complementaria, en este estudio se excluyeron 1) estudiantes que
presenten necesidades educativas especiales permanentes tales como discapacidad intelectual,
sensorial, física-motora, trastornos generalizados del desarrollo, trastornos de aprendizaje y
trastornos del comportamiento (Ministerio de Educación [MINEDUC], 2011) y 2) estudiantes
que presenten antecedentes de abandono escolar prolongado según el reporte del Departamento
de Consejería Estudiantil (DECE).
Instrumento
La escala original denominado l’Echelle de Motivation en Education (EME) desarrollada
por Vallerand et al. (1989), posteriormente Vallerand et al. (1992) tradujeron al inglés la EME
dando lugar a la Academic Motivation Scale (AMS), mientras que la Escala de Motivación
Académica (EMA) es una traducción y adaptación elaborada por Núñez et al. (2010), la cual
demostró un Alpha de Cronbach de 0.79 y tuvo como población objetivo estudiantes de Educación
Secundaria Obligatoria (ESO) en España.
El instrumento consta de 7 dimensiones y 28 ítems valorado en escala Likert de 7 opciones
donde 1 significa nada en absoluto y 7 significa totalmente; la distribución de los ítems frente a
las dimensiones antes mencionadas se presentan como: motivación intrínseca al conocimiento (2,
9, 16, 23), motivación intrínseca al logro (6, 13, 20, 27), motivación intrínseca a las experiencias
estimulantes (4, 11, 18, 25), motivación extrínseca - regulación externa (1, 8, 15, 22), motivación
extrínseca introyectada (7, 14, 21, 28,), motivación extrínseca identificada (3, 10, 17, 24) y
amotivación (5, 12, 19, 26). No se hallan ítems inversos. Todas las dimensiones son calificadas
en base a 5 niveles: nivel bajo (4-5), nivel medio bajo (6-10), nivel medio (11-18), nivel medio
alto (19-23) y nivel alto (24-28).
distribuyó en dos submuestras: la primera fue de 199 participantes (58.3% mujeres y 41.7%
hombres), orientados al análisis factorial exploratorio (AFE); a su vez, la segunda submuestra fue
de 173 participantes (54.9% mujeres y 45.1% hombres), destinados al desarrollo del análisis
factorial confirmatorio (AFC). Esta decisión metodológica surge con el fin de evitar sesgos al
momento de realizar el AFC y garantizar la validez del proceso de confirmación estructural.
La población objetivo estuvo constituida por estudiantes de una Unidad Educativa
Fiscomisional en Tungurahua y una Unidad Educativa Pública en Cotopaxi, la edad de los
participantes oscila entre 12 a 18 años de edad. Se utilizó un muestreo no probabilístico por
conveniencia, debido a la accesibilidad y proximidad de los sujetos de estudio.
De esta manera se incluyeron 1) adolescentes que posean nacionalidad ecuatoriana ya que
el estudio se enfoca en realizar un análisis psicométrico para un instrumento que pueda usarse en
Ecuador, 2) estudiantes que se encuentren legalmente matriculados en las unidades educativas a
evaluar, 3) estudiante que posea el consentimiento informado aceptado por el tutor legal y 4)
estudiante que acepte el asentimiento informado.
Desde una perspectiva complementaria, en este estudio se excluyeron 1) estudiantes que
presenten necesidades educativas especiales permanentes tales como discapacidad intelectual,
sensorial, física-motora, trastornos generalizados del desarrollo, trastornos de aprendizaje y
trastornos del comportamiento (Ministerio de Educación [MINEDUC], 2011) y 2) estudiantes
que presenten antecedentes de abandono escolar prolongado según el reporte del Departamento
de Consejería Estudiantil (DECE).
Instrumento
La escala original denominado l’Echelle de Motivation en Education (EME) desarrollada
por Vallerand et al. (1989), posteriormente Vallerand et al. (1992) tradujeron al inglés la EME
dando lugar a la Academic Motivation Scale (AMS), mientras que la Escala de Motivación
Académica (EMA) es una traducción y adaptación elaborada por Núñez et al. (2010), la cual
demostró un Alpha de Cronbach de 0.79 y tuvo como población objetivo estudiantes de Educación
Secundaria Obligatoria (ESO) en España.
El instrumento consta de 7 dimensiones y 28 ítems valorado en escala Likert de 7 opciones
donde 1 significa nada en absoluto y 7 significa totalmente; la distribución de los ítems frente a
las dimensiones antes mencionadas se presentan como: motivación intrínseca al conocimiento (2,
9, 16, 23), motivación intrínseca al logro (6, 13, 20, 27), motivación intrínseca a las experiencias
estimulantes (4, 11, 18, 25), motivación extrínseca - regulación externa (1, 8, 15, 22), motivación
extrínseca introyectada (7, 14, 21, 28,), motivación extrínseca identificada (3, 10, 17, 24) y
amotivación (5, 12, 19, 26). No se hallan ítems inversos. Todas las dimensiones son calificadas
en base a 5 niveles: nivel bajo (4-5), nivel medio bajo (6-10), nivel medio (11-18), nivel medio
alto (19-23) y nivel alto (24-28).
Vol. 12/ Núm. 4 2025 pág. 1425
Procedimiento
Se obtuvo la autorización para la aplicación del reactivo con las autoridades pertinentes de
las distintas instituciones educativas. Posteriormente, el protocolo de investigación fue sometido
a revisión ética institucional y recibió aprobación por parte del comité correspondiente. Acto
seguido, se organizó conjuntamente con las instituciones educativas el cronograma para la
aplicación del instrumento a los estudiantes, se imprimió los consentimientos informados para
que sean devueltos con la firma de los representantes o tutores legales de cada estudiante.
El test se digitalizó en un link mediante google forms donde los estudiantes daban su
asentimiento para participar. La divulgación del enlace y la recolección de datos se llevó a cabo
en el período de una semana y el tiempo empleado para la contestación del reactivo fue de
aproximadamente 15 minutos.
Análisis De Datos
Inicialmente se extrajeron los estadísticos descriptivos y de frecuencias de las variables
sociodemográficas. Por consiguiente, se realizó un AFE para determinar los factores de la EMA
aplicada a la primera submuestra. Conjuntamente a este análisis, se aplicaron las pruebas de
Barlett y se calculó el índice de Kaiser-Mayer-Olkin (KMO). Además, se aplicó el método de
extracción de residuos mínimos y el método de rotación de Oblimin.
Posterior, se llevó a cabo el AFC sobre la segunda submuestra con el propósito de evaluar
la adecuación del modelo factorial previamente explorado, los índices de ajuste evaluados fueron
chi-cuadrado de Satorra y Bentler con grados de libertad, el índice de Tucker-Lewis (TLI) y el
índice de ajuste comparativa (CFI). Estos dos últimos indicaron valores adecuados por encima de
0.80. El error cuadrático medio de aproximación (RMSEA) de igual manera proporcionó un valor
ideal.
Luego, el análisis de fiabilidad por consistencia interna de la escala total y de sus
dimensiones, se ejecutó mediante el coeficiente Omega de McDonald.
RESULTADOS
En la primera submuestra, la prueba de Barlett resultó estadísticamente significativo puesto
que se muestra un valor de p < 0.001, de igual manera, se identificó un valor excelente del índice
global de KMO (0.919). Estas dos pruebas respaldan la factibilidad para aplicar el AFE.
Tabla 1
Análisis factorial exploratorio (AFE)
Factor
1 2 3 4 Unicidad
22. Para ganar un salario mejor en el
futuro 0.847 0.423
Procedimiento
Se obtuvo la autorización para la aplicación del reactivo con las autoridades pertinentes de
las distintas instituciones educativas. Posteriormente, el protocolo de investigación fue sometido
a revisión ética institucional y recibió aprobación por parte del comité correspondiente. Acto
seguido, se organizó conjuntamente con las instituciones educativas el cronograma para la
aplicación del instrumento a los estudiantes, se imprimió los consentimientos informados para
que sean devueltos con la firma de los representantes o tutores legales de cada estudiante.
El test se digitalizó en un link mediante google forms donde los estudiantes daban su
asentimiento para participar. La divulgación del enlace y la recolección de datos se llevó a cabo
en el período de una semana y el tiempo empleado para la contestación del reactivo fue de
aproximadamente 15 minutos.
Análisis De Datos
Inicialmente se extrajeron los estadísticos descriptivos y de frecuencias de las variables
sociodemográficas. Por consiguiente, se realizó un AFE para determinar los factores de la EMA
aplicada a la primera submuestra. Conjuntamente a este análisis, se aplicaron las pruebas de
Barlett y se calculó el índice de Kaiser-Mayer-Olkin (KMO). Además, se aplicó el método de
extracción de residuos mínimos y el método de rotación de Oblimin.
Posterior, se llevó a cabo el AFC sobre la segunda submuestra con el propósito de evaluar
la adecuación del modelo factorial previamente explorado, los índices de ajuste evaluados fueron
chi-cuadrado de Satorra y Bentler con grados de libertad, el índice de Tucker-Lewis (TLI) y el
índice de ajuste comparativa (CFI). Estos dos últimos indicaron valores adecuados por encima de
0.80. El error cuadrático medio de aproximación (RMSEA) de igual manera proporcionó un valor
ideal.
Luego, el análisis de fiabilidad por consistencia interna de la escala total y de sus
dimensiones, se ejecutó mediante el coeficiente Omega de McDonald.
RESULTADOS
En la primera submuestra, la prueba de Barlett resultó estadísticamente significativo puesto
que se muestra un valor de p < 0.001, de igual manera, se identificó un valor excelente del índice
global de KMO (0.919). Estas dos pruebas respaldan la factibilidad para aplicar el AFE.
Tabla 1
Análisis factorial exploratorio (AFE)
Factor
1 2 3 4 Unicidad
22. Para ganar un salario mejor en el
futuro 0.847 0.423
Vol. 12/ Núm. 4 2025 pág. 1426
Factor
1 2 3 4 Unicidad
15. Porque quiero llevar una vida cómoda
más adelante 0.697 0.418
24. Porque creo que más años de estudios
aumentan mi preparación profesional 0.682 0.430
14. Porque tener éxito y aprobar en el
instituto me hace sentirme importante 0.621 0.466
8. Para tener después un trabajo de más
prestigio y categoría 0.618 0.363 0.360
28. Porque quiero demostrar que puedo
aprobar y tener éxito en mis estudios 0.592 0.334
17. Porque me ayudará a realizar mejor la
elección de carrera o profesión 0.586 0.399
21. Para demostrarme a mí mismo que soy
una persona inteligente 0.575 0.398
27. Porque el colegio me da satisfacción
personal cuando intento sacar buenas
notas en mis estudios
0.532 0.449
23. Porque los estudios me permitirán
continuar aprendiendo muchas cosas que
me interesan
0.530 0.355 0.327
13. Porque me permite sentir el placer de
superarme en alguno de mis logros
personales
0.390 0.356 0.398
2. Porque encuentro satisfacción y me
gusta aprender cosas nuevas 0.688 0.384
9. Por el placer que tengo cuando
descubro cosas nuevas desconocidas 0.634 0.395
10. Porque me permitirá escoger un
trabajo en la rama que me gusta 0.552 0.416
7. Para demostrarme a mí mismo que
puedo sacar el título del colegio 0.332 0.532 0.395
6. Porque me agrada ver que me supero a
mí mismo en mis estudios 0.466 0.510
4. Porque me permite comunicar mis ideas
a los otros, y me gusta 0.389 0.639
3. Porque la educación me prepara mejor
para hacer carrera después 0.331 0.384 0.561
1. Porque sin el título del colegio no
encontraré un trabajo bien pagado 0.953
26. No lo sé; no llego a entender que estoy
haciendo en al colegio 0.860 0.256
Factor
1 2 3 4 Unicidad
15. Porque quiero llevar una vida cómoda
más adelante 0.697 0.418
24. Porque creo que más años de estudios
aumentan mi preparación profesional 0.682 0.430
14. Porque tener éxito y aprobar en el
instituto me hace sentirme importante 0.621 0.466
8. Para tener después un trabajo de más
prestigio y categoría 0.618 0.363 0.360
28. Porque quiero demostrar que puedo
aprobar y tener éxito en mis estudios 0.592 0.334
17. Porque me ayudará a realizar mejor la
elección de carrera o profesión 0.586 0.399
21. Para demostrarme a mí mismo que soy
una persona inteligente 0.575 0.398
27. Porque el colegio me da satisfacción
personal cuando intento sacar buenas
notas en mis estudios
0.532 0.449
23. Porque los estudios me permitirán
continuar aprendiendo muchas cosas que
me interesan
0.530 0.355 0.327
13. Porque me permite sentir el placer de
superarme en alguno de mis logros
personales
0.390 0.356 0.398
2. Porque encuentro satisfacción y me
gusta aprender cosas nuevas 0.688 0.384
9. Por el placer que tengo cuando
descubro cosas nuevas desconocidas 0.634 0.395
10. Porque me permitirá escoger un
trabajo en la rama que me gusta 0.552 0.416
7. Para demostrarme a mí mismo que
puedo sacar el título del colegio 0.332 0.532 0.395
6. Porque me agrada ver que me supero a
mí mismo en mis estudios 0.466 0.510
4. Porque me permite comunicar mis ideas
a los otros, y me gusta 0.389 0.639
3. Porque la educación me prepara mejor
para hacer carrera después 0.331 0.384 0.561
1. Porque sin el título del colegio no
encontraré un trabajo bien pagado 0.953
26. No lo sé; no llego a entender que estoy
haciendo en al colegio 0.860 0.256
Vol. 12/ Núm. 4 2025 pág. 1427
Factor
1 2 3 4 Unicidad
19. No sé bien porqué vengo al colegio, y
sinceramente, me importa un rábano 0.846 0.266
5. Sinceramente no lo sé; tengo la
sensación de perder el tiempo 0.736 0.482
12. Antes estuve animado, pero ahora me
pregunto si debo continuar 0.561 0.665
25. Por la gran emoción que me produce
la lectura de temas interesantes 0.762 0.339
18. Porque me gusta sentirme
completamente absorbido por lo que han
escrito algunos autores
0.634 0.537
11. Por el placer que me produce leer
escritores interesantes 0.614 0.471
20. Por el gusto que me produce realizar
las actividades escolares difíciles 0.497 0.651
16. Por el placer que me produce saber
más sobre temas que me atraen 0.324 0.357 0.409
Nota. El método de extracción ‘Residuo mínimo’ se usó en combinación con una rotación ‘oblimin’
La tabla 1 muestra que el AFE denotó cuatro factores para la presente escala, para el factor
1 “logro de metas externas” compuesto por diez ítems 8,14,15,17,21,22,23,24,28; el factor 2
“crecimiento y autorealización” compuesto por seis ítems 2,4,6,7,9,10; el factor 3 “amotivación”
por los ítems 5,12,19,26 y además estos ítems deberán calificarse de manera inversa; el factor 4
“satisfacción por aprender” compuesto por los ítems 11,18,20,25. Los ítems con cargas cruzadas
se designó al factor con el que posee mayor carga a excepción de los ítems 3,13 y 16, puesto que
si bien son cargas cruzadas poseen una carga mínima para ambos factores, por lo que se decidió
eliminar estos ítems, al igual que el ítem 1 el cual no poseía una carga de correlación superior al
punto de corte 0.3.
Tabla 2
Varianza explicada
Factor SC Cargas % de la Varianza % Acumulado
1 5.80 20.70 20.7
2 3.71 13.27 34.0
3 2.79 9.96 43.9
4 2.97 10.61 54.5
La varianza explicada para los 4 factores del AFE, detallada en la tabla 2, indica que el
factor 1 explica en mayor medida la MA con un 20.70%, seguido del factor 2 con un 13.27%, el
Factor
1 2 3 4 Unicidad
19. No sé bien porqué vengo al colegio, y
sinceramente, me importa un rábano 0.846 0.266
5. Sinceramente no lo sé; tengo la
sensación de perder el tiempo 0.736 0.482
12. Antes estuve animado, pero ahora me
pregunto si debo continuar 0.561 0.665
25. Por la gran emoción que me produce
la lectura de temas interesantes 0.762 0.339
18. Porque me gusta sentirme
completamente absorbido por lo que han
escrito algunos autores
0.634 0.537
11. Por el placer que me produce leer
escritores interesantes 0.614 0.471
20. Por el gusto que me produce realizar
las actividades escolares difíciles 0.497 0.651
16. Por el placer que me produce saber
más sobre temas que me atraen 0.324 0.357 0.409
Nota. El método de extracción ‘Residuo mínimo’ se usó en combinación con una rotación ‘oblimin’
La tabla 1 muestra que el AFE denotó cuatro factores para la presente escala, para el factor
1 “logro de metas externas” compuesto por diez ítems 8,14,15,17,21,22,23,24,28; el factor 2
“crecimiento y autorealización” compuesto por seis ítems 2,4,6,7,9,10; el factor 3 “amotivación”
por los ítems 5,12,19,26 y además estos ítems deberán calificarse de manera inversa; el factor 4
“satisfacción por aprender” compuesto por los ítems 11,18,20,25. Los ítems con cargas cruzadas
se designó al factor con el que posee mayor carga a excepción de los ítems 3,13 y 16, puesto que
si bien son cargas cruzadas poseen una carga mínima para ambos factores, por lo que se decidió
eliminar estos ítems, al igual que el ítem 1 el cual no poseía una carga de correlación superior al
punto de corte 0.3.
Tabla 2
Varianza explicada
Factor SC Cargas % de la Varianza % Acumulado
1 5.80 20.70 20.7
2 3.71 13.27 34.0
3 2.79 9.96 43.9
4 2.97 10.61 54.5
La varianza explicada para los 4 factores del AFE, detallada en la tabla 2, indica que el
factor 1 explica en mayor medida la MA con un 20.70%, seguido del factor 2 con un 13.27%, el
Vol. 12/ Núm. 4 2025 pág. 1428
factor 4 con un 10.61% y el factor 3 con un 9.96%, estos resultados se justifican por la cantidad
de ítems distribuidos para cada uno de los factores.
Para el AFC se llevó a cabo utilizando la segunda submuestra en virtud de que este
procedimiento no debe aplicarse sobre los mismos datos empleados en el AFE, a fin de evitar
sesgos derivados del sobreajuste del modelo.
Tabla 3
Análisis factorial confirmatorio (AFC)
Factor Indicador Estimador EE Z p
Factor
1
22. Para ganar un salario mejor en el
futuro 0.922 0.1045 8.82 < .001
15. Porque quiero llevar una vida
cómoda más adelante 0.896 0.0862 10.39 < .001
24. Porque creo que más años de
estudios aumentan mi preparación
profesional
1.044 0.0997 10.48 < .001
14. Porque tener éxito y aprobar en el
instituto me hace sentirme importante 1.129 0.1018 11.09 < .001
8. Para tener después un trabajo de
más prestigio y categoría 0.896 0.0891 10.05 < .001
28. Porque quiero demostrar que
puedo aprobar y tener éxito en mis
estudios
1.092 0.0825 13.24 < .001
17. Porque me ayudará a realizar
mejor la elección de carrera o
profesión
1.079 0.0964 11.20 < .001
21. Para demostrarme a mí mismo
que soy una persona inteligente 1.057 0.1020 10.36 < .001
27. Porque el colegio me da
satisfacción personal cuando intento
sacar buenas notas en mis estudios
0.968 0.1055 9.18 < .001
23. Porque los estudios me permitirán
continuar aprendiendo muchas cosas
que me interesan
1.244 0.0926 13.44 < .001
Factor
2
2. Porque encuentro satisfacción y
me gusta aprender cosas nuevas 0.645 0.1110 5.81 < .001
9. Por el placer que tengo cuando
descubro cosas nuevas desconocidas 0.874 0.1131 7.73 < .001
10. Porque me permitirá escoger un
trabajo en la rama que me gusta 1.071 0.0940 11.39 < .001
7. Para demostrarme a mí mismo que
puedo sacar el título del colegio 1.049 0.0972 10.79 < .001
6. Porque me agrada ver que me
supero a mí mismo en mis estudios 1.031 0.1125 9.17 < .001
factor 4 con un 10.61% y el factor 3 con un 9.96%, estos resultados se justifican por la cantidad
de ítems distribuidos para cada uno de los factores.
Para el AFC se llevó a cabo utilizando la segunda submuestra en virtud de que este
procedimiento no debe aplicarse sobre los mismos datos empleados en el AFE, a fin de evitar
sesgos derivados del sobreajuste del modelo.
Tabla 3
Análisis factorial confirmatorio (AFC)
Factor Indicador Estimador EE Z p
Factor
1
22. Para ganar un salario mejor en el
futuro 0.922 0.1045 8.82 < .001
15. Porque quiero llevar una vida
cómoda más adelante 0.896 0.0862 10.39 < .001
24. Porque creo que más años de
estudios aumentan mi preparación
profesional
1.044 0.0997 10.48 < .001
14. Porque tener éxito y aprobar en el
instituto me hace sentirme importante 1.129 0.1018 11.09 < .001
8. Para tener después un trabajo de
más prestigio y categoría 0.896 0.0891 10.05 < .001
28. Porque quiero demostrar que
puedo aprobar y tener éxito en mis
estudios
1.092 0.0825 13.24 < .001
17. Porque me ayudará a realizar
mejor la elección de carrera o
profesión
1.079 0.0964 11.20 < .001
21. Para demostrarme a mí mismo
que soy una persona inteligente 1.057 0.1020 10.36 < .001
27. Porque el colegio me da
satisfacción personal cuando intento
sacar buenas notas en mis estudios
0.968 0.1055 9.18 < .001
23. Porque los estudios me permitirán
continuar aprendiendo muchas cosas
que me interesan
1.244 0.0926 13.44 < .001
Factor
2
2. Porque encuentro satisfacción y
me gusta aprender cosas nuevas 0.645 0.1110 5.81 < .001
9. Por el placer que tengo cuando
descubro cosas nuevas desconocidas 0.874 0.1131 7.73 < .001
10. Porque me permitirá escoger un
trabajo en la rama que me gusta 1.071 0.0940 11.39 < .001
7. Para demostrarme a mí mismo que
puedo sacar el título del colegio 1.049 0.0972 10.79 < .001
6. Porque me agrada ver que me
supero a mí mismo en mis estudios 1.031 0.1125 9.17 < .001
Vol. 12/ Núm. 4 2025 pág. 1429
Factor Indicador Estimador EE Z p
4. Porque me permite comunicar mis
ideas a los otros, y me gusta 0.847 0.1199 7.06 < .001
Factor
3
26. No lo sé; no llego a entender que
estoy haciendo en al colegio 1.424 0.1367 10.42 < .001
19. No sé bien porqué vengo al
colegio, y sinceramente, me importa
un rábano
1.878 0.1369 13.72 < .001
12. Antes estuve animado, pero ahora
me pregunto si debo continuar 0.823 0.1713 4.81 < .001
5. Sinceramente no lo sé; tengo la
sensación de perder el tiempo 1.232 0.1364 9.03 < .001
Factor
4
25. Por la gran emoción que me
produce la lectura de temas
interesantes
1.484 0.1208 12.28 < .001
18. Porque me gusta sentirme
completamente absorbido por lo que
han escrito algunos autores
1.196 0.1275 9.38 < .001
11. Por el placer que me produce leer
escritores interesantes 1.182 0.1265 9.34 < .001
20. Por el gusto que me produce
realizar las actividades escolares
difíciles
0.849 0.1382 6.14 < .001
Los 4 factores resultantes del AFE junto con la eliminación de los ítems con cargas mínimas
se validaron a través de un AFC en otra muestra, en el cual se revela una adecuada distribución
de los ítems en cada uno de los factores, ya que los ítems muestran un valor p<0.001.
Tabla 4
Medidas de ajuste
IC 90% del RMSEA
CFI TLI RMSEA Inferior Superio
r
0.843 0.824 0.0883 0.0790 0.0977
Una vez efectuado el AFC, la tabla 4 confirma índices moderados de ajuste (X2= 578, gl=
246 y p= <0.001; CFI= 0.843, TLI= 0.824). El error cuadrático medio de aproximación (RMSEA=
0.0883, IC 90% de confianza: 0.0790-0.0977) muestra un ajuste ligeramente aceptable.
Factor Indicador Estimador EE Z p
4. Porque me permite comunicar mis
ideas a los otros, y me gusta 0.847 0.1199 7.06 < .001
Factor
3
26. No lo sé; no llego a entender que
estoy haciendo en al colegio 1.424 0.1367 10.42 < .001
19. No sé bien porqué vengo al
colegio, y sinceramente, me importa
un rábano
1.878 0.1369 13.72 < .001
12. Antes estuve animado, pero ahora
me pregunto si debo continuar 0.823 0.1713 4.81 < .001
5. Sinceramente no lo sé; tengo la
sensación de perder el tiempo 1.232 0.1364 9.03 < .001
Factor
4
25. Por la gran emoción que me
produce la lectura de temas
interesantes
1.484 0.1208 12.28 < .001
18. Porque me gusta sentirme
completamente absorbido por lo que
han escrito algunos autores
1.196 0.1275 9.38 < .001
11. Por el placer que me produce leer
escritores interesantes 1.182 0.1265 9.34 < .001
20. Por el gusto que me produce
realizar las actividades escolares
difíciles
0.849 0.1382 6.14 < .001
Los 4 factores resultantes del AFE junto con la eliminación de los ítems con cargas mínimas
se validaron a través de un AFC en otra muestra, en el cual se revela una adecuada distribución
de los ítems en cada uno de los factores, ya que los ítems muestran un valor p<0.001.
Tabla 4
Medidas de ajuste
IC 90% del RMSEA
CFI TLI RMSEA Inferior Superio
r
0.843 0.824 0.0883 0.0790 0.0977
Una vez efectuado el AFC, la tabla 4 confirma índices moderados de ajuste (X2= 578, gl=
246 y p= <0.001; CFI= 0.843, TLI= 0.824). El error cuadrático medio de aproximación (RMSEA=
0.0883, IC 90% de confianza: 0.0790-0.0977) muestra un ajuste ligeramente aceptable.
Vol. 12/ Núm. 4 2025 pág. 1430
Tabla 5
Análisis de fiabilidad
ω de
McDonald
Factor 1 Factor 2 Factor 3 Factor 4 Total de la
escala
0.917 0.799 0.785 0.779 0.922
La escala total se agrupa en 4 factores y se refleja una medida de consistencia interna de
confiabilidad de ω de McDonald de 0.922; el factor 1 ω=0.917, el factor 2 ω=0.799, el factor 3
ω=0.785, el factor 4 ω= 0.779.
DISCUSIÓN
La presente investigación tuvo como objetivo analizar las propiedades psicométricas de la
EMA en adolescentes ecuatorianos. Los resultados del AFE indicaron que, a diferencia de la
estructura original compuesta por 7 dimensiones (factores) conforme a la teoría de la
autodeterminación, la EMA adoptó una estructura de cuatro factores. En este proceso se
excluyeron cuatro ítems pertenecientes a la escala original, tres de ellos contenían cargas cruzadas
mínimas y el otro restante no alcanzó una carga de correlación superior a 0.3, de esta manera se
obtuvo una escala final de 24 ítems los cuales contribuyen de manera significativa a la MA en los
adolescentes ecuatorianos.
Como resultado de la aplicación del método de residuos mínimos con rotación Oblimin, la
EMA adoptó una estructura compuesta por cuatro factores: El factor 1 “logro de metas externas”
(ítems=8,14,15,17,21,22,23,24,28), el factor 2 “crecimiento y autorealización”
(ítems=2,4,6,7,9,10), el factor 3 “amotivación” (ítems=5,12,19,26) que deberá calificarse de
manera inversa y el factor 4 “satisfacción por aprender” (ítems=11,18,20,25). Esta reagrupación
factorial sugiere una estructura mejor ajustada al contexto de la población estudiada y conserva
la coherencia teórica de los constructos originales.
Estos hallazgos difieren del estudio de Pereyra y Freiberg (2025) realizado con estudiantes
de bachillerato de Uruguay. Los autores analizaron la estructura interna de tres modelos diferentes
de la EMA: el modelo original de 7 factores, un modelo de segundo orden y un modelo de 3
factores. En dicho estudio, el modelo original de la EMA obtuvo los mejores índices de ajuste
(CFI=0.974; TLI=0.970; RMSEA0.050), superando de manera significativa a las alternativas
presentadas.
De manera similar, el estudio realizado por Kang et al. (2025), ejecutado con estudiantes
entre 12 y 17 años en China, examinó la estructura interna de la EMA mediante la comparación
de cinco modelos factoriales: el modelo original de 7 factores, un modelo de 5 factores, un modelo
de 3 factores, un modelo unifactorial y un modelo de segundo orden. Los resultados emitidos
colocan al modelo de siete factores como el único que demuestra valores estadísticos en todos los
índices evaluados (CFI=0931; TLI=0.920; RMSEA=0.057).
Tabla 5
Análisis de fiabilidad
ω de
McDonald
Factor 1 Factor 2 Factor 3 Factor 4 Total de la
escala
0.917 0.799 0.785 0.779 0.922
La escala total se agrupa en 4 factores y se refleja una medida de consistencia interna de
confiabilidad de ω de McDonald de 0.922; el factor 1 ω=0.917, el factor 2 ω=0.799, el factor 3
ω=0.785, el factor 4 ω= 0.779.
DISCUSIÓN
La presente investigación tuvo como objetivo analizar las propiedades psicométricas de la
EMA en adolescentes ecuatorianos. Los resultados del AFE indicaron que, a diferencia de la
estructura original compuesta por 7 dimensiones (factores) conforme a la teoría de la
autodeterminación, la EMA adoptó una estructura de cuatro factores. En este proceso se
excluyeron cuatro ítems pertenecientes a la escala original, tres de ellos contenían cargas cruzadas
mínimas y el otro restante no alcanzó una carga de correlación superior a 0.3, de esta manera se
obtuvo una escala final de 24 ítems los cuales contribuyen de manera significativa a la MA en los
adolescentes ecuatorianos.
Como resultado de la aplicación del método de residuos mínimos con rotación Oblimin, la
EMA adoptó una estructura compuesta por cuatro factores: El factor 1 “logro de metas externas”
(ítems=8,14,15,17,21,22,23,24,28), el factor 2 “crecimiento y autorealización”
(ítems=2,4,6,7,9,10), el factor 3 “amotivación” (ítems=5,12,19,26) que deberá calificarse de
manera inversa y el factor 4 “satisfacción por aprender” (ítems=11,18,20,25). Esta reagrupación
factorial sugiere una estructura mejor ajustada al contexto de la población estudiada y conserva
la coherencia teórica de los constructos originales.
Estos hallazgos difieren del estudio de Pereyra y Freiberg (2025) realizado con estudiantes
de bachillerato de Uruguay. Los autores analizaron la estructura interna de tres modelos diferentes
de la EMA: el modelo original de 7 factores, un modelo de segundo orden y un modelo de 3
factores. En dicho estudio, el modelo original de la EMA obtuvo los mejores índices de ajuste
(CFI=0.974; TLI=0.970; RMSEA0.050), superando de manera significativa a las alternativas
presentadas.
De manera similar, el estudio realizado por Kang et al. (2025), ejecutado con estudiantes
entre 12 y 17 años en China, examinó la estructura interna de la EMA mediante la comparación
de cinco modelos factoriales: el modelo original de 7 factores, un modelo de 5 factores, un modelo
de 3 factores, un modelo unifactorial y un modelo de segundo orden. Los resultados emitidos
colocan al modelo de siete factores como el único que demuestra valores estadísticos en todos los
índices evaluados (CFI=0931; TLI=0.920; RMSEA=0.057).
Vol. 12/ Núm. 4 2025 pág. 1431
En términos comparativos, los resultados del presente estudio concuerdan parcialmente con
la investigación desarrollada por Colebrusco et al. (2021), llevada a cabo con estudiantes de
enfermería de pregrado de São Paulo. Los hallazgos de dicho estudio indican que un modelo de
tres factores presenta un ajuste aceptable para la estructura interna (CFI=0.92; RMSEA=0.07;
SRMR=0.06). Así mismo, procedieron a la eliminación de seis ítems: tres de ellos fueron
descartados por no alcanzar la carga de correlación mínima, mientras que los otros tres restantes
fueron excluidos debido a la dificultad teórica y empírica para establecer la dominancia factorial.
Los resultados obtenidos confirman que la versión de la EMA compuesta por 24 ítems
constituye un reactivo confiable para determinar la MA en la muestra determinada de adolescentes
ecuatorianos, ya que el coeficiente Omega de McDonald ω= 0.92 evidencia una elevada
consistencia interna. Así mismo, estudios previos reportan niveles aceptables de fiabilidad para
la EMA en distintos contextos internacionales, de esta manera, se observa una adecuada
consistencia interna mediante el Alpha de Cronbach (α > 0.70) en muestras de Jordania
(Algharaibeh, 2021) y países de Europa del Este (Kočvarová et al., 2024), en el mismo sentido,
otros estudios realizados en Puerto Rico (González, 2024) y México (Martínez et al., 2024)
reportaron adecuada confiabilidad utilizando el Omega de McDonald (ω > 0.70).
Las limitaciones del estudio se centraron en la escasa disponibilidad de investigaciones
reciente sobre propiedades psicométricas y validaciones de la EMA en países latinoamericanos,
particularmente aquellas que consideren como población objetivo a los adolescentes. Esta
carencia obliga a establecer la comparación del estudio con versiones de la EMA elaboradas en
otros contextos socioculturales distintos y diversas poblaciones. Cabe recalcar que la mayoría de
estas investigaciones son desarrolladas y enfocadas hacia los estudiantes universitarios, lo que
restringe la posibilidad de contrastar los hallazgos en función del grupo etario.
CONCLUSIÓN
Se evidencia que la EMA posee adecuadas propiedades psicométricas, con una consistencia
interna por Omega de McDonald de ω = 0.92 para la escala, lo que confirma que es una
herramienta confiable para la medición de la MA en la muestra de adolescentes ecuatorianos
estudiada. No obstante, dado que se aplicó un muestreo no probabilístico por conveniencia existe
un sesgo que restringe generalizar los resultados obtenidos a toda la población adolescente del
país. En cuanto a las dimensiones de la EMA, se generó un modelo alternativo de 4 factores a
diferencia de la versión original que propone un modelo de 7 factores, además se halla que los
ítems del factor 3 “amotivación” deberán calificarse de manera inversa. De esta manera, se
requieren investigaciones que propongan una baremación de la EMA obtenida en este estudio
para una medición más precisa de la MA en el contexto de la población estudiada.
En términos comparativos, los resultados del presente estudio concuerdan parcialmente con
la investigación desarrollada por Colebrusco et al. (2021), llevada a cabo con estudiantes de
enfermería de pregrado de São Paulo. Los hallazgos de dicho estudio indican que un modelo de
tres factores presenta un ajuste aceptable para la estructura interna (CFI=0.92; RMSEA=0.07;
SRMR=0.06). Así mismo, procedieron a la eliminación de seis ítems: tres de ellos fueron
descartados por no alcanzar la carga de correlación mínima, mientras que los otros tres restantes
fueron excluidos debido a la dificultad teórica y empírica para establecer la dominancia factorial.
Los resultados obtenidos confirman que la versión de la EMA compuesta por 24 ítems
constituye un reactivo confiable para determinar la MA en la muestra determinada de adolescentes
ecuatorianos, ya que el coeficiente Omega de McDonald ω= 0.92 evidencia una elevada
consistencia interna. Así mismo, estudios previos reportan niveles aceptables de fiabilidad para
la EMA en distintos contextos internacionales, de esta manera, se observa una adecuada
consistencia interna mediante el Alpha de Cronbach (α > 0.70) en muestras de Jordania
(Algharaibeh, 2021) y países de Europa del Este (Kočvarová et al., 2024), en el mismo sentido,
otros estudios realizados en Puerto Rico (González, 2024) y México (Martínez et al., 2024)
reportaron adecuada confiabilidad utilizando el Omega de McDonald (ω > 0.70).
Las limitaciones del estudio se centraron en la escasa disponibilidad de investigaciones
reciente sobre propiedades psicométricas y validaciones de la EMA en países latinoamericanos,
particularmente aquellas que consideren como población objetivo a los adolescentes. Esta
carencia obliga a establecer la comparación del estudio con versiones de la EMA elaboradas en
otros contextos socioculturales distintos y diversas poblaciones. Cabe recalcar que la mayoría de
estas investigaciones son desarrolladas y enfocadas hacia los estudiantes universitarios, lo que
restringe la posibilidad de contrastar los hallazgos en función del grupo etario.
CONCLUSIÓN
Se evidencia que la EMA posee adecuadas propiedades psicométricas, con una consistencia
interna por Omega de McDonald de ω = 0.92 para la escala, lo que confirma que es una
herramienta confiable para la medición de la MA en la muestra de adolescentes ecuatorianos
estudiada. No obstante, dado que se aplicó un muestreo no probabilístico por conveniencia existe
un sesgo que restringe generalizar los resultados obtenidos a toda la población adolescente del
país. En cuanto a las dimensiones de la EMA, se generó un modelo alternativo de 4 factores a
diferencia de la versión original que propone un modelo de 7 factores, además se halla que los
ítems del factor 3 “amotivación” deberán calificarse de manera inversa. De esta manera, se
requieren investigaciones que propongan una baremación de la EMA obtenida en este estudio
para una medición más precisa de la MA en el contexto de la población estudiada.
Vol. 12/ Núm. 4 2025 pág. 1432
REFERENCIAS
Abad, L., Moreno, P., Peláez, V., Huerta, D., Valls, A., Martínez, R., Ibáñez, A., y Mengod, P.
(2022). Problemas escolares en la adolescencia. Pediatría Integral. 26(4), 222-228.
Algharaibeh, S. (2021) The Construct Validity of Vallerand’s Academic Motivation Scale
(AMS). Education Research International, 5546794, 9 pages.
https://doi.org/10.1155/2021/5546794
Amaya, B., Rosales, B. y Medina, A. (2024). El impacto de la motivación en el aprendizaje de la
educación. Horizontes Revista de Investigación en Ciencias de la Educación, 8(35),
2390-2399. https://doi.org/10.33996/revistahorizontes.v8i35.876
American Psychological Association [APA]. (2017). Ethical Principles of Psychologist and Code
of Conduct.
Cabrera, P. (2023). Nueva organización de los diseños de investigación. South American
Research Journal, 3(1), 37–51. https://doi.org/10.5281/zenodo.8050508
Cajusol, E. y Rivas, L. (2021). Relación entre Motivación Académica y Rendimiento Académico
en los estudiantes de Enfermería de la UNMSM. TecnoHumanismo, 1(11), 128-146.
https://doi.org/10.53673/th.v1i11.75
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