La inclusión educativa requiere no solo marcos normativos adecuados, sino también el fomento de actitudes positivas hacia las personas con discapacidad desde edades tempranas. Este estudio tiene como objetivo validar una versión adaptada y traducida al euskera de la escala CATCH, incorporando cuatro ítems adicionales de la escala EAADEF-EP. La muestra para el análisis factorial exploratorio ha estado compuesta por 314 estudiantes de Educación Primaria (9 a 12 años) y la del análisis factorial confirmatorio por 287 estudiantes, procedentes de seis centros educativos. El cuestionario final consta de 10 ítems en formato Likert de cinco puntos. Tras un proceso riguroso de adaptación lingüística y validación experta, los análisis factoriales han revelado una estructura de tres factores coherente con la teoría tridimensional de las actitudes: cognitivo, afectivo y conductual. Los índices de ajuste del modelo confirmatorio han sido adecuados, lo que respalda la validez estructural de la escala. Las cargas factoriales y la consistencia interna de las dimensiones han resultado satisfactorias. La versión adaptada de la escala CATCH-TSG y EAADEF-EP se presenta como un instrumento válido y fiable para evaluar actitudes hacia la discapacidad, facilitando el diseño de intervenciones educativas inclusivas en el contexto escolar del País Vasco.
A<sc>bstract</sc>:
Inclusive education requires not only appropriate regulatory frameworks but also the promotion of positive attitudes toward people with disabilities from an early age. This study aims to validate an adapted and translated version of the CATCH scale into Basque, incorporating four additional items from the EAADEF-EP scale. The sample for the exploratory factor analysis (EFA) consisted of 314 primary school students (ages 9 to 12), while the confirmatory factor analysis (CFA) sample included 287 students from six educational centers. The final questionnaire comprised 10 items using a five-point Likert format. After a rigorous process of linguistic adaptation and expert validation, factor analyses revealed a three-factor structure consistent with the traditional tripartite model of attitudes: cognitive, affective, and behavioral. The fit indices of the confirmatory model were adequate, supporting the structural validity of the scale. Factor loadings and the internal consistency of the dimensions were satisfactory. The adapted version of the CATCH-TSG and EAADEF-EP scale is presented as a valid and reliable instrument for assessing attitudes toward disability, supporting the design of inclusive educational interventions within the Basque school context.
P<sc>alabras clave</sc>:Evaluaciónactitudes hacia la discapacidadeducación inclusivasensibilizaciónEducación PrimariaK<sc>eywords</sc>:Validationattitudes toward disabilityinclusive educationawareness-raisingprimary educationIntroducción
La educación inclusiva es uno de los principales retos del sistema educativo actual. El derecho de todo el estudiantado, independientemente de sus características personales o sociales, es participar activamente en contextos escolares que valoren la diversidad y promuevan el aprendizaje conjunto. Dentro de este proceso, la inclusión de estudiantes con discapacidad representa uno de los principales desafíos –y al mismo tiempo, una oportunidad– para avanzar hacia sistemas educativos más justos, equitativos y respetuosos (Obah, 2024; Singh, 2024). Las actitudes del alumnado hacia sus compañeras/os con discapacidad desempeñan un papel clave (de Boer et al., 2012; Lindsay y Edwards, 2013; Petry, 2018), ya que condicionan en gran medida el nivel de aceptación, integración y participación real en la vida escolar.
Las actitudes se definen como un conjunto de predisposiciones que implican respuestas ante una categoría específica de objetos o personas, y se han conceptualizado tradicionalmente como un constructo tridimensional compuesto por componentes cognitivos, afectivos y conductuales (Arias et al., 2013). El componente cognitivo se refiere a las creencias, las percepciones y los conocimientos sobre la discapacidad; el componente afectivo engloba las emociones y los sentimientos asociados a la interacción con personas con discapacidad; y el componente conductual refleja las intenciones o las predisposiciones hacia comportamientos inclusivos o de evitación (Babik y Gardner, 2021; Freer, 2022). Por ello, la sensibilización hacia la discapacidad desde las primeras etapas del desarrollo resulta fundamental (Aparicio y Polo, 2024). La infancia es un periodo crucial para la formación de valores, creencias y comportamientos sociales que influyen en las relaciones futuras (Cappelen et al., 2020). Iniciar esta labor de concienciación y sensibilización tempranamente no solo facilita la interiorización de actitudes positivas, sino que contribuye a la consolidación de una cultura inclusiva en los centros educativos (Soper et al., 2025).
En consonancia con lo establecido en la Convención sobre los Derechos de las Personas con Discapacidad (BOE, 2008) y la legislación educativa vigente en la comunidad autónoma vasca (Decreto 77/2023, de 30 de mayo, de Establecimiento del Currículo de Educación Básica e Implantación en la Comunidad Autónoma de Euskadi, 2023), se promueve el derecho de todo el alumnado a recibir una educación de calidad en entornos inclusivos. Este marco legal reconoce que la inclusión no es solo una cuestión de acceso, sino también de participación activa y pertenencia dentro de la comunidad escolar.
No obstante, en el contexto de la comunidad autónoma del País Vasco, existe una notable carencia de instrumentos validados en euskera que permitan evaluar de forma rigurosa y fiable las actitudes del alumnado hacia la discapacidad. Esta limitación dificulta tanto la investigación como la planificación de intervenciones educativas contextualizadas y basadas en la evidencia. En este sentido, contar con herramientas lingüística y culturalmente adaptadas es esencial para garantizar que la evaluación refleje adecuadamente las actitudes reales del alumnado y responda a las especificidades del contexto vasco.
Si bien existen distintos instrumentos en lengua española o inglesa que evalúan actitudes hacia la discapacidad, muchos de ellos se centran en contextos específicos como la Educación Física (Abellán et al., 2020; Íñiguez-Santiago et al., 2017; Ocete et al.,., 2017; Reina et al. 2016). Uno de los instrumentos más reconocidos a nivel internacional para medir estas actitudes en el contexto escolar general es la escala CATCH (Chedoke-McMaster Attitudes Towards Children with Handicaps) (Rosenbaum et al., 1986). Esta escala original está compuesta por 36 ítems que evalúan las dimensiones cognitiva, afectiva y conductual, y demuestra ser útil para identificar necesidades y diseñar estrategias pedagógicas inclusivas (March-Llanes et al., 2023).
En el contexto vasco, y con el objetivo de mejorar la adecuación y la aplicabilidad del instrumento, se ha optado por realizar una adaptación lingüística y cultural al euskera de la escala CATCH-TSG validada por March-Llanes et al. (2023), orientada inicialmente al ámbito de la Educación Física y compuesta por 19 ítems distribuidos en cuatro dimensiones: actitudes positivas interpersonales, actitudes negativas interpersonales, social cognitivo, ayuda conductual. Para ampliar su aplicabilidad al contexto educativo general, se incorporaron cuatro ítems adicionales procedentes de la escala EAADEF-EP (Escala de Actitudes hacia la Discapacidad en Educación Física para Educación Primaria) (Abellán et al., 2020), que mide el componente conductual, previamente validada para alumnado de Educación Primaria. La combinación de ambas aportaciones da lugar a una herramienta enriquecida que preserva la validez y la riqueza conceptual de los instrumentos originales, adaptada específicamente al euskera y a las particularidades del entorno escolar vasco.
En respuesta a esta necesidad, el presente estudio tiene como objetivo principal la validación de esta versión combinada (CATCH-TSG y EAADEF-EP) adaptada al euskera y al contexto escolar general, con el fin de disponer de una herramienta válida y fiable que permita evaluar las actitudes hacia la discapacidad en alumnado de Educación Primaria. Además de su valor como herramienta de diagnóstico e investigación, su uso puede contribuir al diseño de intervenciones educativas más eficaces y al fortalecimiento de una cultura escolar basada en el respeto, la empatía y la inclusión.
MétodoParticipantes
La muestra utilizada para el Análisis Factorial Exploratorio (AFE) ha estado compuesta por 314 estudiantes de Educación Primaria, con edades comprendidas entre los 9 y 12 años. Del total, 173 han sido chicas (55.1 %) y 141 chicos (44.9 %). En cuanto al curso académico, 172 estudiantes cursan cuarto de primaria, 72 quinto y 70 sexto. La selección de los cursos de cuarto, quinto y sexto de Educación Primaria responde a la relevancia de este tramo educativo en la formación de actitudes y valores hacia la inclusión. En estas etapas, el estudiantado cuenta con las competencias cognitivas y lingüísticas necesarias para comprender y responder adecuadamente a los instrumentos de evaluación utilizados (Di Maggio et al., 2021). Además, este periodo es clave para la consolidación de creencias, estereotipos y comportamientos sociales que influyen en sus relaciones interpersonales y en su integración en la comunidad escolar (Espinoza y Rodriguez, 2024). Por ello, estudiar estas edades permite obtener una visión representativa y relevante del estado de las actitudes hacia la discapacidad, en un momento crucial para la sensibilización y la promoción de una cultura inclusiva en los centros educativos.
Los participantes provienen de seis centros educativos del País Vasco: dos públicos y cuatro concertados. Todos los centros pertenecen al Modelo D, es decir, utilizan el euskera como lengua vehicular en todas las áreas de enseñanza. Además, los seis centros están ubicados en dos municipios pertenecientes a la misma comarca, lo que permite mantener una relativa homogeneidad geográfica, lingüística y sociocultural en la muestra. La selección de los centros se ha realizado mediante un muestreo no probabilístico por conveniencia, atendiendo a criterios de accesibilidad y disposición a colaborar. La selección de la muestra se ha efectuado atendiendo dos criterios principales: 1) incluir al 80 % del alumnado matriculado en las aulas seleccionadas; y 2) asegurar que los participantes tengan un nivel mínimo de competencia lectora, lo que justifica comenzar a partir de los 9 años, edad desde la cual se considera que el estudiantado puede comprender y responder al cuestionario de forma autónoma. Estos criterios se han establecido para asegurar la coherencia con los objetivos del programa y garantizar la viabilidad operativa. Entre la muestra original de estudiantes, 16 han sido descartados del análisis por no contar con la autorización firmada por los tutores legales de los menores, tal como establecen los protocolos éticos de investigación con población infantil. Además, se han descartado aquellos cuestionarios con respuestas incompletas (más del 10 % de ítems en blanco) o con patrones de respuesta invariable, definidos como aquellos en los que todas las respuestas eran iguales a lo largo del cuestionario, lo que impedía una interpretación válida de los datos. Tras aplicar estos criterios de exclusión, la muestra final ha quedado compuesta por 314 estudiantes.
Para el análisis factorial confirmatorio (AFC) se ha utilizado una segunda muestra independiente, compuesta por 287 estudiantes. Esta segunda muestra está integrada por 157 (54.7 %) chicas y 130 (45.3 %) chicos, con una distribución por curso de 154 estudiantes de cuarto de Educación Primaria, 69 de quinto y 64 de sexto, procedentes de los mismos centros educativos del primer muestreo. Un total de 13 cuestionarios han sido eliminados del análisis por no contar con la autorización firmada por los tutores legales de los menores, tal como establecen los protocolos éticos de investigación con población infantil.
InstrumentosEscala CATCH-TSG
La base del instrumento utilizado ha sido la escala CATCH desarrollada por Rosenbaum et al. (1986), que evalúa las actitudes del alumnado hacia sus compañeras/os con discapacidad a través de tres dimensiones clásicas: cognitiva, afectiva y conductual. En este estudio se ha empleado la versión adaptada al contexto español por March-Llanes et al. (2023), conocida como CATCH-TSG, específicamente diseñada para el ámbito de la Educación Física. Esta versión consta de 19 ítems que miden cuatro dimensiones: actitudes positivas interpersonales, actitudes negativas interpersonales, social cognitivo, ayuda conductual. El modelo mostró un buen ajuste (p < .001, CFI = 0.918, TLI = 0.897, RMSEA = 0.052). Las respuestas se registran mediante una escala Likert de 5 puntos (1 = totalmente en desacuerdo, 5 = totalmente de acuerdo). La escala ha mostrado buenas propiedades psicométricas en estudios previos con alumnado de Educación Primaria.
Escala EAADEF-EP
Con el objetivo de ampliar la aplicabilidad de la escala más allá del contexto específico de la Educación Física, se han incorporado cuatro ítems adicionales procedentes de la escala EAADEF-EP, validada por Abellán et al. (2020). Esta escala ha sido diseñada para evaluar actitudes hacia la discapacidad desde una perspectiva más general del entorno escolar, concretamente el componente conductual, y ha sido empleada en múltiples investigaciones con alumnado de edades similares. La validación presentó excelentes índices de ajuste (χ²[2], N = 465) = 0.004, p = 0.950; χ²/gl = 0.004; CFI = 0.99; TLI = 0.99; IFI = 0.99; RMSEA = 0.000 [IC 90 % = 0.000-0.005]; SRMR = 0.0005), lo que respalda su validez estructural y su consistencia interna para evaluar actitudes hacia la discapacidad en el contexto educativo. Las respuestas se registran mediante una escala Likert de 5 puntos (1 = totalmente en desacuerdo, 5 = totalmente de acuerdo).
Versión adaptada al euskera (CATCH-TSG y EAADEF-EP)
La versión final del instrumento se ha construido integrando los 19 ítems de la escala CATCH-TSG y los 4 ítems seleccionados de la EAADEF-EP, dando lugar a una versión ampliada de 23 ítems. Con el objetivo de ampliar su aplicabilidad al contexto escolar general y, específicamente, al entorno educativo vasco, los ítems han sido adaptados para su uso fuera del ámbito de la Educación Física y han sido traducidos al euskera.
El proceso de traducción y adaptación ha seguido las directrices establecidas por la International Test Commission (2017) para la adaptación de instrumentos psicométricos y se ha desarrollado en cuatro fases: 1) traducción directa; 2) retrotraducción (back-translation); 3) adaptación cultural y semántica; y 4) revisión piloto (International Test Commission, 2017). No obstante, en esta investigación no se ha llevado a cabo una fase piloto previa a la aplicación a gran escala, lo cual constituye una limitación metodológica.
Durante la fase de traducción, un investigador bilingüe, filólogo y coordinador de un centro de idiomas, con amplia experiencia en el ámbito educativo y lingüístico, ha traducido el cuestionario del castellano al euskera, priorizando el respeto al contenido original sin perder claridad ni adecuación para el público objetivo. Las discrepancias han sido discutidas y resueltas conjuntamente con otras dos personas investigadoras con experiencia en psicometría y educación inclusiva. Posteriormente, se ha llevado a cabo una retrotraducción del euskera al castellano por un traductor bilingüe, con el fin de comprobar la equivalencia semántica con el instrumento original.
Durante el proceso de adaptación se han considerado varios criterios fundamentales. En primer lugar, se ha garantizado la relevancia del contenido. Además, se ha prestado especial atención a la claridad y la adecuación lingüística, adaptando la redacción para que resulte comprensible y apropiada al nivel lector del alumnado de Educación Primaria. Asimismo, se han ajustado las instrucciones con el fin de garantizar que el alumnado a partir de los 9 años pueda comprender y responder al cuestionario de manera autónoma. También se ha tenido en cuenta la terminología específica relacionada con la educación inclusiva y la discapacidad, asegurando el uso de un lenguaje respetuoso, inclusivo y adecuado al contexto educativo vasco.
La versión final del cuestionario utiliza un formato de respuesta tipo Likert de cinco puntos (1 = totalmente en desacuerdo; 5 = totalmente de acuerdo), siguiendo el formato de las escalas originales CATCH-TSG y EAADEF-EP. Esta decisión ha buscado asegurar la comparabilidad de los resultados con investigaciones previas que han empleado las versiones originales.
Recopilación de datos
La recogida de datos se ha llevado a cabo durante el primer trimestre del curso 2024-2025 (septiembre a diciembre). El contacto inicial con los centros escolares se ha realizado por correo electrónico; en caso de no recibir respuesta, se han efectuado visitas presenciales para explicar los objetivos del estudio y solicitar la colaboración. Antes de la administración del cuestionario, se ha enviado una carta informativa a las familias explicando los objetivos de la investigación y solicitando el permiso firmado de los tutores legales para la participación del estudiantado. Una vez obtenidos los permisos, el alumnado ha respondido al cuestionario. Posteriormente, se han excluido del análisis aquellos cuestionarios correspondientes a estudiantes que no contaban con la autorización firmada por sus tutores legales. En cinco centros, el alumnado ha completado el cuestionario en formato digital (Google Forms), con el equipo de investigación presente para asistir en el proceso. En un centro, el cuestionario se ha administrado en formato papel y los datos han sido digitalizados posteriormente por el equipo de investigación.
Aspectos éticos
El estudio ha sido aprobado por el Comité de Ética de la universidad a la que pertenece el equipo investigador (código ETK-68/23-24). Se ha garantizado en todo momento la confidencialidad, el anonimato y la participación voluntaria del alumnado. Asimismo, se ha obtenido el consentimiento informado de los padres, las madres o los tutores legales, conforme a la normativa vigente en materia de investigación con menores de edad.
Análisis de datos
El análisis estadístico se ha realizado en dos fases utilizando el software estadístico Jamovi (R Core Team, 2021; Revelle, 2019; Rosseel, 2018; The Jamovi Project, 2022) y un módulo de análisis SEM (Epskamp, 2017).
En primer lugar, se ha aplicado un análisis factorial exploratorio (AFE) utilizando el método de máxima verosimilitud con rotación oblicua (oblimin), dado que se esperaba correlación entre los factores. Se ha evaluado la adecuación muestral mediante el KMO y la prueba de esfericidad de Bartlett. La decisión sobre el número de factores a retener se ha basado en el criterio del autovalor > 1, análisis del scree plot y la interpretabilidad teórica.
En segundo lugar, se ha realizado un análisis factorial confirmatorio (AFC). Se han evaluado diversos índices de ajuste: chi-cuadrado (χ²), el error cuadrático medio de aproximación (RMSEA), el índice de ajuste comparativo (CFI), el criterio de información bayesiana (BIC), el índice de Tucker-Lewis (TLI) y el residuo cuadrático medio estandarizado (SRMR).
ResultadosAnálisis factorial exploratorio (AFE)
Para explorar la estructura factorial subyacente del cuestionario se ha realizado un análisis factorial exploratorio siguiendo las recomendaciones metodológicas de Field (Field, 2018), utilizando el método de máxima verosimilitud con rotación oblicua (oblimin) en una muestra de 314 estudiantes de Educación Primaria.
Los resultados han demostrado la validez de la escala, respaldada por un índice KMO satisfactorio (> 0.80) y una prueba de esfericidad de Bartlett significativa (χ² = 887, gl = 66, p < .001). Inicialmente, se han eliminado once ítems (E4, C1, C2, C3, C4, C5, C6, C8, C16, C18 y C19) debido a que presentaban cargas factoriales inferiores a 0.40, con el fin de mejorar la solidez y claridad de la estructura factorial. Esta decisión, aunque supuso una reducción considerable respecto a la versión original, responde al objetivo de optimizar la claridad y la validez estructural del instrumento. Se ha priorizado mantener una estructura factorial coherente (ver Tabla 1), teóricamente interpretable y estadísticamente robusta, evitando ítems ambiguos o débiles que pudieran comprometer la fiabilidad del modelo.
Cargas de los factores
Factor
Unicidad
1
2
3
4
C14
0.800
0.360
C9
0.654
0.606
C12
0.578
0.546
C7
0.499
0.769
E2
0.851
0.288
E3
0.754
0.444
E1
0.449
0.316
0.526
C15
0.573
0.650
C17
0.541
0.691
C10
0.482
0.731
C13
0.429
0.363
0.682
C11
0.992
0.005
SC cargas
1.75
1.56
1.24
1.15
% de la varianza
14.60
12.97
10.32
9.59
% acumulado
14.6
27.6
37.6
47.5
Nota: El método de extracción ‘Máxima verosimilitud’ se usó en combinación con una rotación ‘oblimin’.
Como se puede observar en la Tabla 1, el análisis inicial ha extraído cuatro factores con autovalores mayores a 1, los cuales explican conjuntamente un 47.5 % de la varianza total. El factor 1 explica un 14.60 % de la varianza, el factor 2 un 12.97 %, el factor 3 un 10.32 % y el factor 4 un 9.59 %. Sin embargo, el cuarto factor incluía únicamente un ítem (C11) con una carga factorial elevada (0.992), lo que indica que se trata de un factor específico o residual sin relevancia conceptual, por lo que se decide descartarlo. Asimismo, para respaldar la decisión sobre el número de factores a retener, se llevó a cabo un análisis paralelo (scree plot), comparando los valores propios (autovalores) obtenidos a partir de los datos reales con aquellos generados a través de simulaciones aleatorias (véase Figura 1). Este método ha permitido identificar los factores cuya varianza explicada es superior a la esperada por azar. Tal como se observa en el gráfico, únicamente los tres primeros factores presentan valores propios mayores que los generados aleatoriamente, lo que respaldó empíricamente la decisión de retener tres factores. Esta evidencia complementó los criterios clásicos utilizados y reforzó la validez de la solución factorial adoptada.
Análisis paralelo: comparación entre los valores propios de los datos reales y los generados por simulaciones aleatorias
Análisis paralelo: comparación entre los valores propios de los datos reales y los generados por simulaciones aleatorias
La solución final retenida consta de tres factores, explicando una proporción adecuada de la varianza total y mostrando cargas factoriales coherentes con la teoría tridimensional clásica de las actitudes: componente cognitivo, afectivo y conductual (Rosenberg y Hovland, 1960). Se opta por mantener esta estructura en línea con el modelo propuesto originalmente por Rosenbaum et al. (1986), cuya conceptualización ha sido ampliamente validada en el estudio de actitudes hacia la discapacidad. Esta estructura no solo resulta teóricamente sólida, sino que se ajusta especialmente bien en el contexto de la presente escala, facilitando una interpretación clara y pedagógicamente significativa de los resultados. A continuación, se presenta la interpretación conceptual y pedagógica de cada uno de los factores:
Factor 1 (Cognitivo): C14 (0.800), C9 (0.654), C12 (0.578) y C7 (0.499). Este factor agrupa ítems que reflejan creencias, conocimientos y percepciones generales hacia las personas con discapacidad. Por ejemplo, el ítem C14 (“Invitaría a un niño con discapacidad a dormir en mi casa”) refleja una actitud abierta y racional hacia la convivencia con personas con discapacidad, lo que implica una percepción positiva de su inclusión social. El ítem C9 (“Me alegraría que mi mejor amigo fuera una persona con discapacidad”) sugiere una valoración positiva basada en creencias inclusivas. El ítem C12 (“Me gustaría que un niño con discapacidad me invitara a su casa”) refleja disposición a compartir espacios privados, lo que implica una aceptación cognitiva del otro como igual. Finalmente, el ítem C7 (“Me gustaría tener un compañero con discapacidad en mi grupo”) manifiesta la creencia de que la inclusión es deseable en contextos de aprendizaje.
Factor 2 (Conductual): E2 (0.851), E3 (0.754) y E1 (0.449). Este factor engloba tendencias, disposiciones o intenciones conductuales ante las personas con discapacidad. El ítem E2 (“Evitaría hacer un trabajo de clase con una persona con discapacidad”) expresa directamente una intención de exclusión en tareas colaborativas. El ítem E3 (“Evitaría para mi grupo a una persona con discapacidad”) muestra una preferencia por mantener la discapacidad fuera del entorno inmediato, revelando patrones de evitación activa. El ítem E1 (“Prefiero no relacionarme con personas con discapacidad”) refleja una disposición conductual generalizada de alejamiento, lo que evidencia un componente de comportamiento negativo claro.
Factor 3 (Afectivo): C15 (0.573), C17 (0.541), C10 (0.482) y C13 (0.429). Este factor recoge las emociones y las reacciones personales ante la discapacidad. El ítem C15 (“Estar al lado de un niño con discapacidad me da miedo”) alude a una respuesta emocional negativa inmediata. El ítem C17 (“Si un niño con discapacidad me invitara a su fiesta de cumpleaños, me avergonzaría”) refleja emociones de incomodidad social asociadas al contacto. El ítem C10 (“Intentaría alejarme de un niño con discapacidad al realizar trabajos escolares”) también puede interpretarse como una reacción emocional de incomodidad o rechazo. Por último, el ítem C13 (“Creo que los niños con discapacidad no lo pasan bien”) expresa una preocupación empática, basada en una percepción emocional del bienestar ajeno. Aunque puede tener un componente cognitivo, su interpretación pedagógica lo sitúa dentro de una sensibilidad afectiva hacia el sufrimiento o malestar de los otros.
Las medidas de ajuste para el modelo exploratorio han sido adecuadas, como se pueden observar en la Tabla 2: RMSEA = 0.0692 (IC 90 %: 0.0477-0.0916), TLI = 0.878 y BIC = -77.8, con χ² = 60.2 (gl = 24, p < .001). Estos índices indican una estructura factorial coherente y aceptablemente ajustada a los datos.
Índices de ajuste de modelo
IC 90 % del RMSEA
Prueba del modelo
ω/α
RMSEA
Inferior
Superior
TLI
BIC
χ²
gl
p
Total
F1
F2
F3
0.0692
0.0477
0.0916
0.878
-77.8
60.2
24
< .001
0,764/ 0.770
0.765/ 0.771
0.733/ 0.739
0.574/ 0.581
Nota: RMSEA = Root Mean Square Error of Approximation; IC = intervalo de confianza; TLI = Tucker Lewis Index; BIC = criterio de información bayesiana; α= alfa de Cronbach; ω = índice Omega; F1 = factor cognitivo; F2 = factor conductual; F3 = factor afectivo.
En conjunto, estos resultados respaldan la validez estructural del cuestionario, así como la pertinencia teórica de los tres factores identificados. Su organización refleja una conceptualización clásica de las actitudes que, además, resulta funcional para evaluar las actitudes del alumnado de Educación Primaria en el contexto educativo vasco.
Análisis factorial confirmatorio (AFC)
Para validar la estructura factorial propuesta en el AFE, se ha realizado un análisis factorial confirmatorio en una muestra independiente de 287 estudiantes con características sociodemográficas similares a la muestra inicial. En esta fase, el modelo de tres factores ha mostrado una buena adecuación general según los índices de ajuste: CFI = 0.903, TLI = 0.864, RMSEA = 0.088 (IC 90 %: 0.069-0.108) y SRMR = 0.058, lo que indica que la estructura teórica se ajusta adecuadamente a los datos observados.
Aunque el valor de χ² ha sido significativo (ver Tabla 3), los índices CFI y SRMR se sitúan dentro de los rangos aceptables. El RMSEA, aunque ligeramente superior al punto de corte óptimo (< 0.08), se considera razonable dada la brevedad del cuestionario, la simplicidad estructural del modelo y la naturaleza de la muestra (población infantil), donde es común observar valores de ajuste más flexibles debido a la variabilidad en la comprensión y la respuesta. Según Hu y Bentler (1999), combinaciones de CFI ≥ .90 y SRMR < .08 pueden aceptarse como evidencia de ajuste razonable en muestras reales. En conjunto, estos valores indican un ajuste aceptable del modelo propuesto a los datos.
Medidas de ajuste
Prueba para un ajuste exacto
Medidas de ajuste
IC 90 % del RMSEA
χ²
gl
p
CFI
TLI
SRMR
RMSEA
Inferior
Superior
BIC
ω/α
104
32
< .001
0.903
0.864
0.0578
0.0884
0.0697
0.108
8632
0.817/0.814
Nota: RMSEA = Root Mean Square Error of Approximation; CFI = índice de ajuste comparativo; IC = intervalo de confianza; TLI = Tucker Lewis Index; BIC = criterio de información bayesiana; SRMR= Standardized Root Mean Square Residual; α= alfa de Cronbach; ω = índice Omega.
Sin embargo, en el AFC se ha detectado que el ítem C13 (“Creo que los niños con discapacidad no lo pasan bien”) presenta una carga factorial baja (β = 0.179, p = 0.009), indicando una contribución débil al factor afectivo. Este bajo peso, junto con una elevada unicidad, ha sugerido que el ítem no aporta valor significativo al modelo, por lo que se ha decidido eliminarlo para mejorar la validez y la fiabilidad de la escala.
Desde una perspectiva conceptual, esta decisión también se justifica: a diferencia del resto de ítems afectivos, que expresan emociones personales directas (como miedo, vergüenza o evitación), el ítem C13 representa una percepción sobre el estado emocional de otras personas, lo cual introduce un matiz más interpretativo o empático que estrictamente afectivo. Esto podría haber generado ambigüedad en su respuesta por parte del alumnado, diluyendo su contribución al constructo emocional que se pretendía medir.
Después de la exclusión del ítem C13, el cuestionario final ha quedado conformado por 10 ítems (ver en la Tabla 4), distribuidos en tres dimensiones claramente diferenciadas: dimensión cognitiva (C14, C9, C12, C7), dimensión conductual (E1, E2, E3) y dimensión afectiva (C15, C17, C10).
Estimaciones de los indicadores por factor
Factor
Indicador
Estimador
EE
IC 95 %
Z
p
ω/α
Cognitivo
C14 [Invitaría a un niño con discapacidad a dormir en mi casa]
0.939
0.0763
0.79-1.09
12.31
< .001
0.735/0.732
C9 [Me alegraría que mi mejor amigo fuera una persona con discapacidad]
0.765
0.0791
0.61-0.92
9.66
< .001
C12 [Me gustaría que un niño con discapacidad me invitara a su casa]
0.850
0.0689
0.72-0.99
12.32
< .001
C7 [Me gustaría tener un compañero con discapacidad en mi grupo]
0.603
0.0786
0.45-0.76
7.67
< .001
Conductual
E2 [Evitaría hacer un trabajo de clase con una persona con discapacidad]
1.104
0.0772
0.95-1.25
14.30
< .001
0.744/0.724
E3 [Evitaría para mi grupo a una persona con discapacidad]
0.912
0.0737
0.77-1.06
12.37
< .001
E1 [Prefiero no relacionarme con personas con discapacidad]
0.593
0.0672
0.46-0.73
8.84
< .001
Afectivo
C15 [Estar al lado de un niño con discapacidad me da miedo]
0.482
0.0642
0.36-0.61
7.51
< .001
0.592/0.589
C17 [Si un niño con discapacidad me invitara a su fiesta de cumpleaños, me avergonzaría]
0.774
0.0724
0.63-0.92
10.69
< .001
C10 [Al realizar los trabajos escolares, intentaría alejarme de un niño con discapacidad]
0.597
0.0743
0.45-0.74
8.03
< .001
Nota: IC = intervalo de confianza; EE= error estándar; Z= z-value; α= alfa de Cronbach; ω = índice Omega.
Los factores han presentado correlaciones significativas entre sí (ver Tabla 5): Cognitivo-Conductual (r = 0.538), Cognitivo-Afectivo (r = 0.735) y Conductual-Afectivo (r = 0.703), lo cual respalda la interrelación esperada entre las dimensiones.
Covarianzas estimadas entre los factores latentes
Covarianzas de los factores
Estimador
EE
Z
p
Cognitivo
Cognitivo
1.000
Conductual
0.538
0.0635
8.47
< .001
Afectivo
0.735
0.0629
11.68
< .001
Conductual
Conductual
1.000
Afectivo
0.703
0.0648
10.86
< .001
Afectivo
Afectivo
1.000
Nota: IC = intervalo de confianza; EE= error estándar; Z= z-value; α= alfa de Cronbach; ω = índice Omega.
Este modelo final presenta un ajuste adecuado y es coherente con la estructura teórica original de la escala adaptada, lo que respalda la validez factorial y la fiabilidad del instrumento en su versión adaptada al euskera y contextualizada para estudiantes de Educación Primaria (ver Figura 2). La escala al completo se puede ver en Anexos.
Modelo confirmatorio tridimensional (cognitivo, afectivo y conductual) con cargas estandarizadas y correlaciones entre factores
Modelo confirmatorio tridimensional (cognitivo, afectivo y conductual) con cargas estandarizadas y correlaciones entre factores
En cuanto a su aplicación e interpretación, la versión final de la escala CATCH-TSG y EAADEF-EP adaptada al euskera consta de 10 ítems distribuidos en tres dimensiones (cognitiva, afectiva y conductual). Cada ítem se valora en una escala Likert de 1 (totalmente en desacuerdo) a 5 (totalmente de acuerdo), invirtiéndose las puntuaciones de los ítems redactados en sentido negativo. Puntuaciones más altas reflejan actitudes más positivas hacia las personas con discapacidad. Se recomienda informar los resultados mediante medias o desviaciones típicas, lo que facilita su uso en contextos educativos para explorar y fomentar actitudes inclusivas entre el alumnado.
Discusión
Aunque se destaca el papel clave de las actitudes hacia las personas con discapacidad para una educación inclusiva, los instrumentos que miden dichas actitudes aún son escasos en el contexto educativo de País Vasco. El presente estudio brinda apoyo para la traducción y la adaptación de las escalas CATCH-TSG y EAADEF-EP en una muestra de alumnado de Educación Primaria, contribuyendo así al desarrollo de herramientas contextualizadas y culturalmente válidas (Abellán et al., 2020; March-Llanes et al.,., 2023; Rosenbaum et al. 1986).
Los resultados respaldan la validez estructural del cuestionario utilizado, confirmando su estructura tridimensional ‒cognitiva, afectiva y conductual‒ mediante análisis factorial exploratorio y confirmatorio. Esta estructura se alinea con el modelo clásico de las actitudes propuesto por Rosenbaum et al. (1986), ampliamente respaldado en la psicología social y en la investigación sobre inclusión educativa.
Cabe señalar que, tras la depuración de ítems, la dimensión cognitiva se centró sobre todo en aspectos de aceptación y convivencia, lo que podría limitar la representación completa de este componente. Esta observación invita a reflexionar sobre la necesidad de revisar y ampliar el contenido del factor cognitivo para abarcar también creencias y expectativas relacionadas con la discapacidad.
El AFE ha revelado una estructura factorial coherente, en la que los ítems se han agrupado de forma consistente en torno a las dimensiones esperadas. La exclusión de algunos ítems, por presentar cargas débiles o múltiples, ha contribuido a mejorar la consistencia interna de las subescalas. El modelo refinado ha sido validado mediante AFC, arrojando cargas factoriales altas y significativas, así como buenos índices de ajuste. Aunque el RMSEA (0.0884) ha resultado algo superior al umbral ideal, se considera aceptable en estudios con muestras educativas no clínicas y escalas con número moderado de ítems (Hu y Bentler, 1999).
Estos hallazgos coinciden con estudios previos que han validado adaptaciones de la escala CATCH en diversos contextos culturales. Por ejemplo, March-Llanes et al. (2023) han obtenido resultados similares en su validación del CATCH-TSG en siete países, demostrando que la estructura subyacente de las actitudes hacia la discapacidad es robusta y transferible, siempre que se respeten los principios de adaptación lingüística y cultural.
La integración de ítems procedentes de la escala EAADEF-EP (Abellán et al., 2020) y el proceso de traducción inversa al euskera con revisión experta han garantizado la equivalencia conceptual y la pertinencia pedagógica del instrumento.
Además, la correlación significativa entre las tres dimensiones actitudinales sugiere un constructo interrelacionado (Park et al., 2023). Esto implica que las creencias, las emociones y los comportamientos hacia la discapacidad están profundamente entrelazados, lo cual refuerza la necesidad de intervenciones educativas integrales que aborden todos los componentes de forma simultánea (Echeverría y Flores, 2018). Las intervenciones centradas únicamente en el conocimiento (dimensión cognitiva) podrían ser insuficientes si no se trabajan las actitudes emocionales o las predisposiciones conductuales. La frecuencia y la calidad del contacto con personas con discapacidad puede ser un factor clave para modificar actitudes, ya que impacta tanto en creencias como en emociones y comportamientos (Polo et al., 2020; Servidio et al., 2024).
Desde una perspectiva práctica, la validación de este cuestionario proporciona una herramienta útil para diseñar y evaluar intervenciones escolares orientadas al cambio actitudinal. Tal como se señala en la revisión sistemática de Beunza García et al. (2025), la eficacia de los programas de sensibilización depende en gran medida de la calidad de los instrumentos de evaluación utilizados (Beunza García et al., 2025). En este sentido, el cuestionario validado puede utilizarse tanto en estudios diagnósticos como en evaluaciones de impacto a medio y largo plazo.
Asimismo, los resultados del presente estudio son coherentes con las metas establecidas en el Decreto 77/2023, que regula el sistema educativo de País Vasco, el cual aboga por una educación inclusiva, equitativa y de calidad (Decreto 77/2023, de 30 de mayo, de Establecimiento del Currículo de Educación Básica e Implantación en la Comunidad Autónoma de Euskadi, 2023). Disponer de instrumentos válidos fortalece la capacidad de los centros escolares y equipos de orientación para detectar necesidades, diseñar estrategias adaptadas y avanzar hacia modelos educativos más justos y equitativos.
Limitaciones y futuros estudios
No obstante, este estudio presenta algunas limitaciones, como la ausencia de un estudio piloto previo para ajustar el instrumento y la posible influencia de sesgos de deseabilidad social en los autoinformes (Marraccini et al., 2020). Además, la muestra procede de dos municipios y seis centros educativos del mismo modelo lingüístico (Modelo D, con el euskera como lengua vehicular), lo que puede limitar la generalización de los resultados a otros contextos sociolingüísticos o educativos. También es importante señalar que los análisis se realizaron mediante estimación de máxima verosimilitud, debido a las limitaciones del software disponible; por ello, se recomienda replicar el estudio empleando estimadores robustos (como WLSMV o MLR) y correlaciones policóricas, especialmente apropiados para datos Likert y población infantil.
Asimismo, dado que se trata de una validación inicial, no se evaluó la invariancia de medida por sexo o curso ni se exploraron posibles efectos de método asociados a ítems de redacción negativa o a la dependencia local entre ítems similares. Estos análisis se consideran una fase necesaria en futuras ampliaciones del estudio para fortalecer la estabilidad y la comparabilidad del instrumento.
Por ello, se recomiendan futuros estudios con métodos mixtos que incluyan observación directa o entrevistas para profundizar en el fenómeno. Asimismo, se propone ampliar la validación del cuestionario a otras etapas educativas (Secundaria, Formación Profesional) y analizar su sensibilidad al cambio tras intervenciones específicas. También sería útil explorar la relación entre actitudes y variables contextuales, como el tipo de centro, la presencia de compañeras/os con discapacidad, el clima escolar o la formación docente en inclusión, para identificar factores que faciliten o dificulten una cultura inclusiva. Finalmente, se sugiere extender la evaluación a otras personas agentes educativos, especialmente el cuerpo docente, clave en el entorno inclusivo y la modelación de actitudes (López-López et al., 2024). Medir sus creencias y actitudes permitiría una visión más completa del ecosistema escolar y facilitaría el diseño de intervenciones coordinadas, dirigidas a toda la comunidad educativa para favorecer una cultura escolar inclusiva.
En conjunto, este estudio aporta evidencia sólida sobre la validez factorial, la consistencia interna y la adecuación cultural de una escala útil para evaluar las actitudes hacia la discapacidad en contextos escolares. Su implementación puede facilitar el diseño de políticas y prácticas inclusivas y contribuir a la construcción de escuelas más respetuosas con la diversidad y comprometidas con la equidad social.
Conclusiones
Los resultados del presente estudio permiten concluir que la versión adaptada al euskera de la escala CATCH-TSG, complementada con ítems de la escala EAADEF-EP, es un instrumento válido y fiable para evaluar las actitudes del alumnado de Educación Primaria hacia sus compañeras/os con discapacidad. La estructura factorial obtenida, compuesta por tres dimensiones (cognitiva, afectiva y conductual), coincide con modelos teóricos previos y muestra una adecuación empírica satisfactoria en términos de cargas factoriales e índices de ajuste. En este sentido, el cuestionario adaptado ofrece una herramienta útil tanto para la investigación como para el desarrollo y la implementación de intervenciones educativas orientadas a promover la inclusión y la sensibilización en el ámbito escolar. Además, el proceso de adaptación cultural y lingüística ha reforzado la aplicabilidad del instrumento en el contexto vasco, permitiendo su uso en lengua euskera y facilitando su integración en centros educativos vascos. La disponibilidad de esta herramienta puede contribuir a diagnosticar actitudes, detectar áreas de mejora y diseñar estrategias pedagógicas que fomenten entornos más empáticos y equitativos.
Agradecimientos
Los autores quieren expresar su agradecimiento al alumnado que voluntariamente ha participado en este estudio.
Declaración sobre el uso de IA generativa y tecnologías asistidas por IA en el proceso de redacción
Durante la preparación de este trabajo, los autores utilizaron ChatGPT con el fin de mejorar el lenguaje. Tras utilizar esta herramienta/servicio, los autores revisaron y editaron el contenido según fue necesario y asumen toda la responsabilidad por el contenido de la publicación.
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Versión adaptada al euskera (CATCH-TSG y EAADEF-EP)
Ítems
Dimensión
CATCH 7: Nahi nuke nire taldean desgaitasuna duen haur bat izatea.
[Me gustaría tener un compañero con discapacidad en mi grupo.]
Cognitivo
CATCH 9: Poztuko nintzateke nire lagunik onena desgaitasuna duen pertsona bat izateaz.
[Me alegraría que mi mejor amigo fuera una persona con discapacidad.]
CATCH 12: Pozik egongo nintzateke desgaitasuna duen haur batek bere etxera gonbidatuko banindu.
[Me gustaría que un niño con discapacidad me invitara a su casa.]
CATCH 14 Desgaitasuna duen haur bat nire etxean lo egitera gonbidatuko nuke.
[Invitaría a un niño con discapacidad a dormir en mi casa.]
CATCH 10: Eskolako lanak egitean, desgaitasuna duen haur batengandik urruntzen saiatuko nintzateke.
[Al realizar los trabajos escolares, intentaría alejarme de un niño con discapacidad.]
Afectivo
CATCH 15: Desgaitasuna duen haur baten ondoan egoteak beldurra ematen dit.
[Estar al lado de un niño con discapacidad me da miedo.]
CATCH 17: Desgaitasuna duen ume batek bere urtebetetze festara gonbidatuko banindu, lotsatu egingo nintzateke.
[Si un niño con discapacidad me invitara a su fiesta de cumpleaños, me avergonzaría].
EA 1 Desgaitasunen bat duten pertsonekin nahiago dut harremanik ez izatea.
[Prefiero no relacionarme con personas con discapacidad.]
Conductual
EA 2: Desgaitasunen bat duen pertsona batekin ikasgelako/klaseko lanak egitea saihestuko nuke.
[Evitaría hacer un trabajo de clase con una persona con discapacidad]
EA 3: Desgaitasunen bat duen pertsona bat nire taldean egotea saihestuko nuke.
[Evitaría para mi grupo a una persona con discapacidad.]