Introducción

Los nuevos y necesarios modelos educativos que se requieren en la sociedad actual deben establecerse desde nuevos planteamientos que, según Stake and Visse (2021), especifican en lo que han venido a denominar como Paradigma del Cuidado o Paradigm of Care, que con un sentido ético y desde una perspectiva humanística, señalan la necesidad de re-dimensionar los procesos formativos desde una escala humana que facilite el desarrollo de todas las personas.

Esta problemática se origina en que los sistemas educativos han intentado responder a las actuales demandas sociales, originadas desde una diversidad cultural, social y tecnológica, con una acumulación de nuevos contenidos académicos y complementarios, que se han asimilado usualmente de forma sumativa. Esto requiere que, profesionales y usuarios dediquen un tiempo excesivo a la planificación y desarrollo de un currículo, que aunque es cada vez más extenso, debe integrarse en los mismos plazos temporales; a realizar múltiples tareas planteadas desde metodologías tradicionales como de algunas más activas. Esta situación supone una centralización en lo académico y su compresión en lo temporal, haciendo que se reduzca la dedicación a aspectos tan relevantes para la educación como son la motivación, el desarrollo y gestión de la inteligencia emocional, la mejora de habilidades sociales en entornos sociales, digitales y laborales (Naseer et al., 2022; Pedler, 2022). Se ha mutado lo educativo en casi exclusivamente lo curricular, el sistema ya no se centra en el desarrollo del individuo (Expósito, 2014). Y, por tanto, como afirmaba Tonucci (2009) o Guillen-Royo (2018), se ha perdido como en otros aspectos, la escala de lo humano.

Este tipo de desarrollo curricular no tiene ningún sentido al igual que las evaluaciones asociadas a él (Kushner, 2022; Turra et al., 2022), ya que el control de los procesos formativos, y, por tanto también el del desempeño de los sujetos, recae en procesos evaluativos impregnados de valores, conceptos, principios políticos e interacciones. Así, el sistema, en lugar de convertirse en un “paraguas” para los estudiantes, dificulta el surgimiento de conocimientos por procesos de investigación que emerjan de los juicios y las elecciones del joven, en los que el adulto o docente tiene que apoyar el desarrollo de esos juicios, facilitando la construcción de un sendero de generación de conocimiento (Kleemola et al., 2022). Por lo que, se requiere un cambio profundo en la ciencia del conocimiento, que hace urgente pensar en una transformación radical en el campo de la pedagogía y de la educación.

El contenido de la enseñanza es una parte relevante de ella, pero también, el ecosistema e interacciones dónde se desarrollan los procesos de formación. En ellos, Stake y Visse (2022) plantean que deben establecerse unas nuevas reglas, que desde un posicionamiento más humanista, partan del cuidado hacia y para la persona. Lo que requiere un planteamiento paradigmático de ambas cuestiones: Los contenidos y las formas de educar.

Los sistemas de formación, los centros educativos y las enseñanzas que en ellas se imparten, se conforman desde el establecimiento de unas determinadas relaciones sociales entre los sujetos que participan en ellas (Ainscow y Sandill, 2010; Archer, 2013; Barton y Walker, 2017). Y, aunque se ha planteado reiteradamente la necesidad de requilibrar las relaciones entre estudiantes, profesionales de la educación, familias y otros colectivos, para conseguir procesos más participativos desde metodologías más activas que provocarían una mejora en el rendimiento académico (Domínguez et al., 2013), se ha hablado poco del bienestar social en el que se deberían integrar todos estos principios (Gutiérrez-Carmona y Expósito-López, 2015; González-Benito et al., 2021). Una finalidad importante de los procesos de formación debería ser facilitar un ambiente de bienestar social, en el que el individuo sienta que se atienden sus necesidades personales, sociales académicas y profesionales, facilitando así su desarrollo global, y que a su vez, le prepara para una posterior integración social bajo estos mismos parámetros de bienestar. No podemos pensar en mejorar el rendimiento académico o los resultados del aprendizaje, si antes no atendemos a principios o necesidades básicas de los sujetos, como puede ser que “se sientan bien” mientras están aprendiendo.

La necesidad de transformación de los sistemas, los contenidos curriculares y los contextos en los que realizar todas estas tareas parece evidente, aunque resulta complejo articular medidas que generen un cambio desde todas esas dimensiones. Para ello, Expósito (2016) y Expósito et al. (2020) plantean como elemento de transformación sustancial que puede facilitar dicho proceso realizar acciones integradas desde la tutoría y la Acción Tutorial.

Los sistemas educativos catalogados por su calidad y con mejores resultados de sus estudiantes son precisamente los que poseen sistemas de orientación y tutorización más refinados (Zurita-Ortega et al., 2020). Por lo que, trabajar desde y por la tutoría parece un elemento ligado al desarrollo de la calidad educativa, que además se incorpora dentro de los nuevos requerimientos de desarrollo humanístico personal y de bienestar individual. Aunque para ello, hay que realizar análisis ajustados sobre los elementos que se deben trabajar desde una nueva concepción de la acción tutorial, como son la autoestima, la inteligencia emocional, el aprendizaje o el desarrollo de habilidades sociales y/o profesionales (Expósito, 2014).

Por tanto, parece oportuno realizar estudios empíricos que permitan describir las relaciones entre estos elementos y las dimensiones o variables que los constituyen. Esta forma de proceder, permitirá al profesorado tomar decisiones sobre el diseño y desarrollo de acciones formativas más ajustadas al humanismo, al desarrollo personal en escala humana y bajo parámetros de bienestar.

Material y método

Objetivos

Considerando estos antecedentes que asocian el efecto positivo de la tutoría a diferentes elementos de la psicología positiva, las relaciones sociales, el bienestar social y la mejora del rendimiento académico, este estudio plantea como objetivos: a) definir y contrastar, a través de datos empíricos, un modelo explicativo de la vinculación entre la actitud hacia la tutoría, el componente social y factores asociados al desempeño académico en estudiantes universitarios españoles; b) analizar y definir las relaciones existentes entre las diferentes dimensiones de la actitud hacia la tutoría, la inteligencia social, estrategias de aprendizaje y autoestima, determinando los efectos directos e indirectos entre las variables.

Diseño y participantes

El diseño metodológico de la investigación realizada fue el de un estudio no experimental cuantitativo. De forma específica, se sigue un diseño descriptivo, de corte transversal y ex post facto mediante una única medición. Se siguió un muestreo no aleatorio, consecutivo y proporcional. La muestra inicial estuvo constituida por un total de 776 sujetos, asumiendo un margen de error del 2,77% sobre la población total de la titulación del Grado en Educación Primaria de la Universidad de Granada durante el curso académico 2020/2021 (n=2048), con un intervalo de confianza del 95%. Una vez aplicados los criterios de inclusión y depuradas las encuestas aplicadas, se obtuvo una muestra final de 538 sujetos [♂ = 33,5% (n = 180); ♀ = 66,5% (n = 358), asegurando la proporción de estudiantes matriculados en dicha universidad, con una distribución del 62%-38% para los sexos descritos según la Unidad de Calidad de la institución descrita]. Así mismo, se asume un margen de error final del 3,63% para la población total de la titulación, considerando un nivel de confianza del 95%.

Instrumentos

Las escalas e instrumentos utilizados en la presente investigación, son los siguientes:

● Escala de Actitudes hacia la Tutoría (Caldera et al., 2015). Este instrumento, inicialmente validado con un total de 35 ítems, se compone de 20 indicadores en su versión abreviada (e.g. “1. Creo que la tutoría académica contribuye a la formación integral de los estudiantes”). Estos ítems son puntuados mediante una escala tipo Likert de 5 opciones (1 = Totalmente en desacuerdo; 5 = Totalmente de acuerdo). La escala queda configurada por tres dimensiones o factores que aglutinan diferentes ítems, considerando la numeración de la versión original: Creencias hacia la tutoría (Ítems 1, 6, 8, 10, 16, 20, 25, 28 y 35), Afectos sobre la Tutoría (4, 12, 13, 14, 17, 31 y 33) y Disposiciones hacia la tutoría (Ítems 2, 11, 27 y 34). Finalmente, señalar que la consistencia interna de la escala fue aceptable, con un valor Alfa de Cronbach de α = 0,855 para la escala global. Por otro lado, el coeficiente Omega de McDonald para determinar la confiabilidad de los datos fue del Ω = 0,858, siendo incluso superior.

● Test de Autoestima de Rosenberg (1965), adaptado al castellano y estudiantes universitarios por Martín-Albo et al. (2007). Esta escala queda definida por 10 reactivos agrupados en una única solución factorial (e.g. “1. En general, estoy satisfecho conmigo mismo”), cinco de los cuales son negativos y requieren de invertir sus puntuaciones (Ítems 2, 5, 6, 8 y 9). La puntuación de los mismos se realiza a través de una escala Likert de cuatro opciones (1 = Totalmente en desacuerdo; 4 = Totalmente de acuerdo). El valor del coeficiente Alfa de Cronbach fue de α = 0,915, siendo excelente para la solución unifactorial de esta escala. Así mismo, el coeficiente Omega de McDonald para determinar la confiabilidad de los datos fue del Ω = 0,920, siendo igualmente excelente.

● Escala de Inteligencia Social de Grieve & Mahar (2013), quienes adaptan al inglés la versión de Silvera et al. (2001). Este cuestionario se compone por un total de 21 ítems (e.g. “1. Puedo predecir el comportamiento de otras personas”) que se valoran a través de una escala Likert de cinco puntos (1 = Completamente en descuerdo y 5 = Completamente de acuerdo). Esta escala propone una solución de tres factores, a considerar: habilidades sociales y confianza (Ítems 4, 7, 10, 12, 15, 18 y 20), habilidad para gestionar información social (Ítems 1, 3, 6, 9, 14, 17 y 19) y conocimiento de información social (Ítems 2, 5, 8, 11, 13, 16 y 21). El valor del coeficiente Alfa de Cronbach fue de α = 0,901, siendo excelente para la escala. Por otro lado, el coeficiente Omega de McDonald para determinar la confiabilidad de los datos fue del Ω = 0,897, reportando un valor altamente aceptable.

● Escala de Estrategias de Aprendizaje en Educación Superior, adaptada al castellano originalmente por Sabogal et al. (2011) y validada al contexto universitario español por Zurita-Ortega et al. (2019). Esta escala queda compuesta por 40 indicadores (e.g. “1. Intento cambiar la forma en que estudio para cumplir con los requisitos de la asignatura y el estilo de enseñanza del profesor”) que se puntúan a través de escala tipo Likert de cinco opciones (1 = Nunca; 5 = Siempre). Concretamente, este cuestionario propone una solución factorial de nueve dimensiones, aunque en el presente estudio se utilizan dos de ellas únicamente: Autorregulación del esfuerzo (Ítems 7, 9, 11, 19, 27 y 28) y Metas de Orientación Intrínseca (Ítems 10 y 37). El valor del coeficiente Alfa de Cronbach fue de α = 0,930, el cual resulta excelente. Así mismo, el coeficiente Omega de McDonald para determinar la confiabilidad de los datos fue del Ω = 0,930, idéntico al coeficiente alfa.

Procedimiento

Los datos de este estudio fueron recogidos durante los cursos 2020/2021 y 2021/2022 en estudiantes del Grado en Educación Primaria de la Universidad de Granada, considerando los campus universitarios de Ceuta, Melilla y Granada. Las escalas fueron cumplimentadas a través de la plataforma Moodle, empleando la herramienta “Cuestionario” a través de la cual se adaptaron los instrumentos descritos. Al cumplimentar cada escala, se mostró a cada participante el objetivo de la misma y como serían tratados los datos, solicitando posteriormente su consentimiento informado para participar en la encuesta. De forma particular, cada sujeto de investigación recibió de forma individual e inmediata, una vez realizado cada cuestionario, los resultados y puntuaciones obtenidos en el mismo, así como un feedback sobre estos.

Cabe señalar que en todo momento se ha asegurado el derecho de confidencialidad de los sujetos de investigación, manteniendo su anonimato y el derecho a abandonar de forma voluntaria el proceso en todo momento. Así mismo, la aplicación de los instrumentos se realizó con la presencia de un encuestador con el fin de asegurar la correcta aplicación de las escalas y resolver las dudas que existiesen durante su cumplimentación. También señalar que esta investigación ha seguido los principios éticos para investigación definidos en la Declaración de Helsinki en 1975 (posteriormente refundados en Brasil en 2013), así como los estándares definidos por el Comité de Ética en Investigación Humana (CEIH) del Vicerrectorado de Investigación y Transferencia de la Universidad de Granada.

Para el tratamiento y depuración de los datos se generó una matriz Excel a través de la plataforma Moodle. A partir de aquí, se eliminaron aquellas respuestas duplicadas, que presentaban errores o mostraban una elevada dispersión en las repuestas (determinada a través de medidas de asimetría y curtosis). Posteriormente, se recodificaron los valores para que se adaptasen a las escalas originales antes de llevar la matriz de datos al software IBM SPSS® 22.0 (IBM Corp, Armonk, NY, USA) para crear la matriz definitiva. Este proceso de transcripción, depuración y análisis se efectuó por investigadores adscritos a la Universidad de Granada con el fin de asegurar un correcto tratamiento estadístico y evitar errores.

Análisis de los datos

El análisis estadístico fue realizado a través de los programas IBM SPSS® 22.0 (IBM Corp, Armonk, NY, USA) y AMOS® 22.0 (IBM Corp, Armonk, NY, USA). La estadística descriptiva básica fue realizada mediante análisis de medidas de tendencia central y frecuencias. Se comprobó la normalidad de las respuestas de las escalas empleadas a través de medidas de dispersión, empleando los valores de curtosis y asimetría de cada ítem (valores inferiores a dos determinan un nivel de dispersión adecuado). Asimismo, la consistencia interna de los instrumentos se determinó a través del coeficiente alfa de Cronbach y Omega de McDonald, fijando el Índice de Confiabilidad en el 95%. Por último, se realiza un análisis mediante ecuaciones estructurales (Structural Equation Modeling - SEM) para dar cumplimiento al objetivo del estudio y determinar la validez del modelo teórico a través de los datos empíricos obtenidos. Así mismo, la estimación de los parámetros fue realizada a través del método de máxima verosimilitud por ser no sesgado, coherente e invariante al tipo de escala.

El modelo teórico propuesto queda representado en la Figura 1, empleando flechas unidireccionales para asociaciones mediante regresión y flechas bidireccionales para correlaciones-covariación. Este se compone de un total de 10 variables endógenas (las cuales reciben el efecto de otra variable) y siete términos de error (los cuales se asocian a variables observables). La parte superior del modelo queda definida por las dimensiones de la actitud hacia la tutoría, representadas como variables observables y predictoras, unidas mediante correlaciones: Afectividad hacia la Tutoría (TU-AF), Disposición hacia la Tutoría (TU-DI), Creencias sobre la Tutoría (TU-CR). En la zona media del modelo teórico, la Inteligencia Social (IS) se representa como variable latente o constructo, quedando configurada por sus tres dimensiones, las cuales, son variables observables: Inteligencia Social – Conocimiento de información (IS-CO), Inteligencia Social – Habilidades Sociales (IS-HS) e Inteligencia Social – Procesamiento de información (IS-PR). Finalmente, la Autorregulación del Esfuerzo en el Aprendizaje (ESF), las Metas de Orientación Intrínseca (MOI) y la Autoestima (AUT) se constituyen como variables observables.

Figura 1
Modelo teórico
Nota 1:TU-AF, Afectividad hacia la Tutoría; TU-DI, Disposición hacia la Tutoría; TU-CR, Creencias sobre la Tutoría; IS, Inteligencia Social; IS-CO, Inteligencia Social – Conocimiento de información; IS-HS, Inteligencia Social – Habilidades Sociales; IS-PR, Inteligencia Social – Procesamiento de Información; ESF, Autorregulación del Esfuerzo en el Aprendizaje; MOI, Metas de Orientación Intrínseca; AUT, Autoestima.

Resultados

El modelo estructural confeccionado reportó unos índices de ajuste idóneos en todos sus indicadores. El test del chi-cuadrado reveló un valor estadísticamente significativo (χ² = 29,51; con un valor de 13 para los grados de libertad y un valor p < 0.001. Cabe señalar que este estadístico puede presentar una elevada sensibilidad al tamaño muestral, por lo que resulta esencial emplear otros índices que permitan clarificar la solidez del modelo (Byrne, 2016). Concretamente, se obtuvieron valores excelentes en el Índice de Ajuste Normalizado (NFI): 0,987; Índice de Ajuste de Incremento (IFI): 0,993; Índice de Tucker-Lewis (TLI): 0,980; Índice de Ajuste Comparativo (CFI): 0,993; y Raíz Media de Error Cuadrático de Aproximación (RMSEA): 0,049.

La Tabla 1 y la Figura 2 muestran los pesos de regresión y pesos estandarizados de regresión del modelo de ecuaciones estructurales desarrollado. En primer lugar, la zona superior del modelo determina las relaciones entre las dimensiones de la actitud hacia la tutoría, las cuales son representadas como variables observables con relaciones bidireccionales (correlaciones y covarianzas). Concretamente, los mayores pesos de regresión se observan para las relaciones dadas entre las creencias hacia la tutoría con la afectividad hacia la tutoría (b= 0,853; . p < 0,005) y disposición hacia la tutoría (b = 0,797; p < 0,005) respectivamente, siendo en ambos casos positivos. En esta sección, también pueden observarse las asociaciones entre las actitudes hacia la tutoría y dos factores reguladores del desempeño académico como es la autorregulación del esfuerzo y las metas de orientación intrínseca. El primero de ellos reflejó un efecto positivo y directo con la disposición hacia la tutoría (b = 0,316; p < 0,005). Del mismo modo, las metas de orientación intrínseca también reciben un efecto positivo de esta dimensión de la tutoría (b= 0,165; p < 0,05). En línea con lo expuesto, se determinó una relación directa y positiva entre la autorregulación del esfuerzo y las metas de orientación intrínseca (b = 0,382; p < 0,005).

La zona media del modelo estructural muestra la inteligencia social, la cual se constituye como variable latente y queda configurada por sus tres dimensiones como variables predictoras y observables, considerando de mayor a menor peso de regresión: habilidades sociales (b = 0,858; p < 0,005), conocimiento de información (b = 0,836; p< 0,005) y procesamiento de información (b = 0,619; p < 0,005). A su vez, la inteligencia social recibe el efecto estructural de las actitudes hacia la tutoría, revelando como el afecto (b = 0,238; p < 0,01) y la disposición hacia la tutoría (b = 0,169; p < 0,05) tienen un efecto positivo en la misma. Por último, la inteligencia social reflejó una relación positiva sobre la autorregulación del esfuerzo ( b = 0,366; p < 0,005) y las metas de orientación intrínseca (b = 0,350; p < 0,005) reportando a través de los datos empíricos obtenidos que, el alumnado que era más inteligente socialmente, poseía mejores estrategias de aprendizaje y fijaba metas de tipo autodeterminado.

La zona inferior del modelo trata de determinar el efecto que genera la inteligencia social y las estrategias de aprendizaje sobre la autoestima del alumno de forma directa, así como la asociación de las actitudes hacia la tutoría de forma indirecta o espuria. Concretamente, se observó una relación positiva entre el procesamiento de información social y el nivel de autoestima (b = 0,299; p < 0,005); además, se muestra una asociación directa, aunque con un bajo peso de regresión, del efecto que recibe la autoestima por parte de la autorregulación del esfuerzo (b = 0,090; p < 0,05) y las metas de orientación intrínseca (b = 0,099; p < 0,05).

Discusión y conclusiones

Los resultados reflejados en el apartado anterior permiten realizar una discusión y establecer conclusiones en dos áreas del modelo.

El área superior del modelo refleja una asociación positiva entre todas las dimensiones de las actitudes hacia la tutoría. Y, aunque los mayores pesos de regresión se dan en la relación de las creencias sobre la tutoría con las dimensiones restantes, se muestra una relación consistente entre afectividad, disposición y creencias hacia la tutoría. Lo que supone que la tutorización debe implementarse con una alta consideración de estos aspectos emocionales y la consideración de los sujetos desde una dimensión más humana y personalista para alcanzar unas acciones tutoriales consistentes (Balzer & London, 2019).

Además de estas razones de mejora intrínseca de los procesos orientativos, el desarrollo de afecto y tener una disposición positiva hacia la tutoría potencia la inteligencia social, con más relevancia en la primera de las dimensiones, como es la afectividad. Es decir, que esta disposición hace que el estudiante se encuentra cómodo en situaciones de tutoría y con menor ansiedad, lo que supone un incremento de su bienestar ante las diferentes situaciones de aprendizaje, y a consecuencia, el alumnado se encuentra predispuesto en el desarrollo y proceso de aprendizaje y a alcanzar mejores resultados de aprendizaje (Expósito-López et al., 2020; Şerife et al., 2022).

Tabla 1
Pesos de regresión del modelo estructural

Nota 1: TU-AF, Afectividad hacia la Tutoría; TU-DI, Disposición hacia la Tutoría; TU-CR, Creencias sobre la Tutoría; IS, Inteligencia Social; IS-CO, Inteligencia Social – Conocimiento de Información; IS-HS, Inteligencia Social – Habilidades Sociales; IS-PR, Inteligencia Social – Procesamiento de Información; ESF, Autorregulación del Esfuerzo en el Aprendizaje; MOI, Metas de Orientación Intrínseca; AUT, Autoestima.

Nota 2: PRN, Pesos de regresión no estandarizados; PRE, Pesos de regresión estandarizados; EST, Estimación; EE, Error Estimado; RC, Ratio Crítico.

Nota 3: *, p < 0,05; p < 0,01; p < 0,005.

Relaciones entre variables			PRN				PRE
			EST	EE	RC	P	EST
IS	←	TU-AF	0,223	0,083	2,693	**	0,238
IS	←	TU-DI	0,190	0,086	2,213	*	0,169
IS	←	TU-CR	-0,129	0,167	-0,772	0,440	-0,089
IS-CO	←	IS	1,000	-	-	***	0,836
IS-HS	←	IS	0,878	0,047	18,575	***	0,858
IS-PR	←	IS	0,880	0,062	14,276	***	0,619
ESF	←	IS	0,302	0,037	8,129	***	0,366
ESF	←	TU-CR	-0,168	0,118	-1,425	0,154	-0,139
ESF	←	TU-DI	0,294	0,061	4,840	***	0,316
ESF	←	TU-AF	0,037	0,059	0,639	0,523	0,048
MOI	←	TU-AF	0,000	0,088	-0,001	0,999	0,000
MOI	←	TU-DI	0,217	0,091	2,372	*	0,162
MOI	←	IS	0,416	0,056	7,460	***	0,350
MOI	←	TU-CR	-0,101	0,177	-0,569	0,569	-0,058
MOI	←	ESF	0,549	0,062	8,895	***	0,382
AUT	←	IS-PR	2,284	0,377	6,065	***	0,299
AUT	←	IS-HS	-0,373	0,653	-0,571	0,568	-0,035
AUT	←	IS-CO	0,061	0,550	0,110	0,912	0,007
AUT	←	MOI	0,674	0,482	2,198	*	0,099
AUT	←	ESF	1,182	0,581	2,035	*	0,090
TU-DI	↔	TU-AF	0,140	0,011	12,183	***	0,618
TU-DI	↔	TU-CR	0,116	0,008	14,447	***	0,797
TU-AF	↔	TU-CR	0,149	0,010	15,037	***	0,853

Figura 2
Modelo de ecuaciones estructurales
Nota 1: TU-AF, Afectividad hacia la Tutoría; TU-DI, Disposición hacia la Tutoría; TU-CR, Creencias sobre la Tutoría; IS, Inteligencia Social; IS-CO, Inteligencia Social – Conocimiento de Información; IS-HS, Inteligencia Social – Habilidades Sociales; IS-PR, Inteligencia Social – Procesamiento de Información; ESF, Autorregulación del Esfuerzo en el Aprendizaje; MOI, Metas de Orientación Intrínseca; AUT, Autoestima.

Este último aspecto, también queda patente en la significatividad en la asociación dada entre la disposición hacia la tutoría, la autorregulación del esfuerzo y las metas de orientación intrínseca, con una relación directa y positiva. Y aunque, no obstante, existen asociaciones de estas dos dimensiones con las creencias y la afectividad, el alumnado que tiene mayor predisposición a ser tutorizado regula mejor el empeño en el contexto de aprendizaje y ajusta mejor sus metas de forma intrínseca.

De igual forma, queda patente una relación directa y positiva entre la autorregulación del esfuerzo y las metas de orientación intrínseca. Lo que, al relacionar estas variables de autorregulación, supone que los alumnos mejor dispuestos ante la orientación y tutorización, tendrán un mejor desarrollo auto-regulativo, y por tanto podrán enfrentarse con mejor disposición al desarrollo de procesos formativos basados en el autoaprendizaje y aprendizaje autorregulado, un requerimiento habitual en los nuevos escenarios de aprendizaje presenciales y digitales (Raza et al., 2020).

La zona inferior del modelo, arroja otras relaciones relevantes entre las variables consideradas en este estudio. Así se reporta una asociación positiva de la inteligencia social con las metas de orientación intrínseca y el esfuerzo, de tal forma que, los alumnos que mejor regulan su aprendizaje, son más inteligentes socialmente. Puede determinarse, por tanto, un efecto espurio o indirecto entre la disposición hacia la tutoría y la inteligencia social, siendo este positivo. Tener una buena predisposición hacia la tutoría, podría mejorar la inteligencia social de forma indirecta. Y, aunque esta afirmación deba realizarse con las debidas precauciones, parece lógica y congruente con los resultados discutidos anteriormente, al relacionar los ámbitos emocionales, las autorregulaciones y el desarrollo de los aprendizajes, no solo curriculares, sino en el ámbito del desarrollo de competencias que ocupan en estos procesos como es el desarrollo de la inteligencia social (Caldera et al., 2015; Grieve & Mahar, 2013).

De forma específica, la dimensión más determinante en el desarrollo de la inteligencia social es la mejora de la habilidad social, seguido del conocimiento de información, siendo la habilidad para el procesamiento menos determinante. Es decir, si los sujetos disponen de una adecuada información y se les facilita la oportunidad para desarrollar sus habilidades sociales, mejorará su inteligencia social (Şerife et al., 2022). Y, como estos son aspectos desarrollados directamente en los nuevos procesos de orientación y tutorización, se puede concluir que la acción tutorial puede tener una influencia determinante en la mejora de la inteligencia social, siendo esto un requerimiento relevante para la formación de los futuros ciudadanos, tanto desde el ámbito político-normativo, social y económico-productivo (Expósito-López, 2014; Rodríguez-Sabiote et al., 2022).

Además, igualmente positiva, es la relación entre las dimensiones de la inteligencia social, que determinó que tener una mayor capacidad para procesar la información en contextos sociales implicaba una mejora de la autoestima. Y, aunque se observó una relación directa, aunque con un bajo peso de regresión, entre la autoestima y la autorregulación del esfuerzo y las metas de orientación intrínseca, podría establecerse que un mejor desempeño académico potencia la autoestima, y a su vez, la existencia de un efecto espurio o indirecto entre la disposición hacia la tutoría y la autoestima, siendo este positivo. Es decir, se cierra el círculo de relación entre las variables y la influencia de los factores emocionales de actitud hacia la acción tutorial, el desempeño académico en aspectos de motivación y autorregulación de los aprendizajes, el desarrollo de habilidades y la inteligencia emocional, y de nuevos aspectos emocionales, en este caso personales, como la autoestima (Expósito-López et al., 2020; Shor, 2012).

De forma general, se puede concluir que la orientación y acción tutorial, siempre que se articule desde adecuados posicionamientos paradigmáticos, y se desarrolle desde nuevos modelos y actualizados contenidos tutoriales como plantean Stake y Visse (2021), Kushner (2022) o Rodríguez (2022), tiene una influencia en el desarrollo personal de los estudiantes, la mejora de su aprendizaje y el aumento de sus habilidades sociales y/o profesionales. Y, por tanto, parece oportuno establecer una línea prospectiva de indagación que permita establecer las relaciones entre los distintos componentes de estas variables.

Agradecimientos

Junta de Andalucía-Consejería de Universidad, Investigación e Innovación/ Proyecto (ProyExcel_00104) Titulo proyecto: COMUNIDADES INTERACTIVAS Y AMBIENTES HÍBRIDOS DE APRENDIZAJE QUE FACILITAN LA ORIENTACIÓN Y ACCIÓN TUTORIAL PARA JÓVENES VULNERABLES EN ZONAS ERACIS ANDALUZAS.

Beca de Formación del Profesorado Universitario (FPU20/04914). Ayuda financiada por MCIN/AEI/ 10.13039/501100011033 y según proceda, por “FSE Invierte en tu futuro” o por la “Unión Europea NextGenerationEU/PRTR”.

Referencias

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Notas de autor

jenniserrano@ugr.es

Enlace alternativo

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