ISSN: 1130-3743 - e-ISSN: 2386-5660
DOI: https://doi.org/10.14201/teri.32518

VALIDACIÓN ESPAÑOLA DE UN CUESTIONARIO PARA EVALUAR REDES SOCIOEDUCATIVAS DE COLABORACIÓN INTERSECTORIAL (CERS) PARA LA MEJORA EDUCATIVA

Spanish Validation of a Questionnaire to Evaluate Intersectoral Socio-Educational Collaboration Networks (CERS) for Educational Improvement

Jordi LONGÁS MAYAYO, Cristina CAÑETE-MASSÉ y Jordi DÍAZ-GIBSON
Universidad Ramon Llull. España.
jordilm@blanquerna.url.edu; cristinacm22@blanquerna.url.edu; jorgedg@blanquerna.url.edu
https://orcid.org/0000-0001-8511-3044; https://orcid.org/0000-0002-3101-2923; https://orcid.org/0000-0001-7771-9580

Fecha de recepción: 28/02/2025
Fecha de aceptación: 24/05/2025
Fecha de publicación en línea: 01/01/2026

RESUMEN

Introducción: La emergencia y evolución de la colaboración intersectorial en educación interesa cada vez más a la investigación que busca comprender y fundamentar las nuevas estructuras de organización en red. El objetivo de este estudio es validar un instrumento de fácil aplicación que permita estimar con fiabilidad el grado de desarrollo o madurez organizacional de las redes de colaboración interinstitucional para la mejora socioeducativa. Métodos: Con una muestra de 2.802 personas implicadas en 158 redes de España se han realizado los correspondientes análisis factoriales (exploratorio y confirmatorio) con dos submuestras aleatorizadas. Resultados: El resultado es un cuestionario de 26 ítems agrupados en 3 factores (Colaboración, Legitimidad y Liderazgo). Discusión: El buen ajuste del modelo, con elevados índices de bondad, consistencia interna y fiabilidad, permite entregar un instrumento de fácil aplicación, útil para el liderazgo y la promoción de redes. Concluimos que el CERS es válido, fiable y supone un aporte valioso en la evaluación de redes de acción socioeducativa, ampliando el camino investigativo que apoya su desarrollo y la construcción de una teoría propia para su promoción efectiva. Supone un capital valioso para el uso libre a nivel estatal. De este modo, podrá ser utilizado tanto por lideres de redes socioeducativas como por equipos de gobernanza territorial para monitorizar el desarrollo progresivo de las redes locales. A su vez, el retorno directo que se obtiene a través de CERS permitirá a dichos líderes tomar decisiones basadas en evidencias que fortalezca el capital social local, abordando de forma sostenible, colectiva y efectiva el complejo reto del éxito educativo en contextos de alta vulnerabilidad social.

Palabras clave: cooperación interinstitucional; validación psicométrica; liderazgo; pedagogía social; sociometría.

ABSTRACT

Introduction: The emergence and evolution of intersectoral collaboration in education is becoming increasingly relevant to research that seeks to understand and support the new structures of networked organization. The aim of this study is to validate an easy-to-apply instrument that reliably estimates the degree of development or organizational maturity of interinstitutional collaboration networks for socio-educational improvement. Methods: With a sample of 2,802 individuals involved in 158 networks across Spain, exploratory and confirmatory factor analyses were conducted with two randomized subsamples. Results: The result is a 26-item questionnaire grouped into 3 factors (Collaboration, Legitimacy, and Leadership). Discussion: The good model fit, with high goodness-of-fit indices, internal consistency, and reliability, provides an easy-to-apply tool useful for leadership and the promotion of networks. We conclude that the CERS is valid, reliable, and offers valuable input for evaluating socio-educational action networks, expanding the research path that supports its development and the construction of a theory to promote its effective implementation. It is a valuable resource for free use at the national level. In this way, it can be used both by leaders of socio-educational networks and by territorial governance teams to monitor the progressive development of local networks. Additionally, the direct feedback obtained through CERS will allow these leaders to make evidence-based decisions that strengthen local social capital, addressing the complex challenge of educational success in contexts of high social vulnerability in a sustainable, collective, and effective way.

Keywords: interinstitutional cooperation; psychometric validation; leadership; social pedagogy; sociometry.

1. INTRODUCCIÓN

Ante la creciente complejidad de los retos que afectan a los Sistemas Educativos de todo el mundo (UNESCO, 2015) y las situaciones de desigualdad que condicionan el éxito educativo, han emergido nuevas estrategias de colaboración intersectorial o trabajo en red (Civís y Longás, 2015; Longás y Civís, 2019; OECD, 2020). Estas experiencias de acción colectiva para la mejora de la educación (Azorín, 2019) o comunitarias (Longás, et al., 2016) aspiran a mejorar la coordinación y la cooperación entre los actores socioeducativos de un espacio eco-social (Alonso et al., 2023; Cos et al., 2023; González, 2023), procurando superar el aislamiento profesional y la fragmentación disciplinar y organizacional característica de los sistemas de provisión de servicios (Harris y Jones, 2017). Aunque existen evidencias de su efectividad y se extiende su uso en numerosos países, apenas disponemos de instrumentos para su evaluación como estructura organizativa. Avanzar en este propósito resulta una valiosa aportación teórica y práctica.

La literatura ha recogido diferentes experiencias de articulación de la acción socioeducativa a nivel local que han emergido hace apenas 20 años, siguiendo un enfoque sistémico, con resultados relevantes en la mejora educativa y social. Destacamos los casos del Reino Unido (Godfrey y Brown, 2019), Países Bajos (Moolenaar et al., 2009), Estados Unidos (Clayton, 2016), Dinamarca (Sørensen y Torfing, 2011), Portugal (de Lima, 2007) y España (Longás y Civís, 2019). Cabe reconocer que la emergencia de este tipo de iniciativas se da en contextos de vulnerabilidad, focalizándose en la lucha contra la exclusión, la mejora de la cohesión social, el éxito educativo y el desarrollo de competencias de ciudadanía. Suelen ser experiencias de autoorganización que maduran con el tiempo, apoyándose de forma implícita o explícita en la promoción y consolidación del trabajo en red entre centros educativos, servicios sociales, entidades sin ánimo de lucro, promotores culturales, a veces servicios de salud, voluntariado, etc. Son estructuras de carácter transversal que actúan a nivel local, de base comunitaria, y centradas en la promoción de una acción socioeducativa orientada a fortalecer el ecosistema social y de aprendizaje (Curcic et al., 2011; Muijs, 2015; Godfrey y Brown, 2019).

Destacan algunos valiosos efectos del trabajo colaborativo interinstitucional a nivel local: a) optimización de los recursos socioeducativos y mejora de la eficiencia organizativa (Díaz-Gibson et al., 2017); b) impulso a la innovación y transformación educativa (Díaz-Gibson et al., 2020; Singh y Eggers, 2009); c) apoyo a la acción integral, no fragmentada, ante situaciones complejas (Harris y Jones, 2017); d) desarrollo y aprendizaje profesional, mediante la generación de sinergias y apoyo mutuo (Brown y Flood, 2020; Campbell et al., 2017); e) mejoras en rendimiento escolar y reducción de la vulnerabilidad social (Azorín y Muijs, 2017; Longás, et al., 2016); y f) mayor responsabilización de la sociedad en la tarea educativa (Román y Murillo, 2010).

No obstante, las redes suelen ser estructuras frágiles, superpuestas a las organizaciones que las integran, cuyas adhesiones al proyecto común requieren generosidad, confianza mutua y consenso (Clayton, 2016; Díaz-Gibson et al., 2020). Su liderazgo efectivo suele ser compartido y/o distribuido y muy centrado en lo relacional (Azorín, et al., 2020), con énfasis en la sistematización de las relaciones entre actores socioeducativos y en la generación de vínculos positivos (Kallio y Halverson, 2020). Como guía para el buen liderazgo de las redes, Pino-Yancovic y Ahumada (2022) destacan la necesidad de desarrollar actividades colaborativas promotoras de colaboración profunda, confianza y corresponsabilidad, buscando que la distribución del liderazgo sea distintiva de la cultura organizacional (MacBeath, 2011).

Según Longás, et al. (2020), la promoción y gestión de redes se materializa a partir de cierto patrón común orientado a: compartir un mismo propósito, generar estrategias colaborativas, y obtener los resultados y reconocimiento que las legitimen, potenciando así su sostenibilidad. Otras investigaciones explican que su liderazgo eficaz pasa por aumentar la cantidad y calidad de las relaciones entre los actores implicados, incrementar sus miembros y recursos, fomentar el intercambio de información, fortalecer los objetivos comunes y velar por la colaboración sostenible entre las organizaciones (Clayton, 2016; OECD, 2020; Rincón-Gallardo y Fullan, 2016; UNESCO, 2020). La línea de investigación seguida por Díaz-Gibson, et al. (2013) propone hasta seis principios teóricos del liderazgo específico de las redes: corresponsabilidad, transversalidad, horizontalidad, colaboración, proximidad y proyección.

Hasta el momento, existen pocos instrumentos que permitan evaluar el desarrollo de redes como organización socioeducativa (Díaz-Gibson et al., 2023). Investigaciones recientes han contribuido significativamente a la evaluación del trabajo colaborativo en contextos educativos, ampliando las herramientas disponibles y mejorando su validez. Martínez Venegas et al. (2023) adaptan y validan una rúbrica que permite valorar dimensiones clave del trabajo en equipo, como la planificación conjunta y la gestión de conflictos. Por su parte, Torres-Hernández y Gallego-Arrufat (2022) evidencian la utilidad de combinar autoevaluación, coevaluación y evaluación docente para obtener una visión más completa de la colaboración entre estudiantes. Finalmente, Zangara y Sanz (2020) desarrollan una metodología específica para el seguimiento del trabajo colaborativo mediado por tecnología, proponiendo indicadores concretos para su evaluación. Estos estudios, ofrecen marcos y herramientas transferibles a la evaluación de redes interinstitucionales, especialmente en lo relativo a procesos de colaboración, toma de decisiones compartidas y construcción colectiva de objetivos. No obstan te, están planteados como herramientas institucionales y no como procesos colectivos comunitarios en su conjunto.

En el contexto del Estado español, son muy pocos los estudios que han validado instrumentos diseñados con este objetivo. Uno de ellos es el Cuestionario de Evaluación ACOES, desarrollado por García, et al. (2012), el cual se centra en analizar la metodología de trabajo cooperativo en educación superior. Otro ejemplo es el estudio de López et al. (2013), que investigó el funcionamiento de redes educativas de centros escolares desde la perspectiva del trabajo colaborativo. Dichos cuestionarios identificaron mejoras organizativas y de desarrollo derivadas de la participación en redes, destacando la importancia del intercambio de experiencias pedagógicas y la planificación conjunta. En este sentido, Gairín, et al. (2012) presentaron una propuesta de evaluación para la Red de Apoyo a la Gestión Educativa (RedAGE), enfocada en la mejora de la gestión educativa en el contexto iberoamericano. La evaluación consideró variables como la cohesión de la red y su capacidad para dinamizar la gestión educativa, proporcionando un marco para analizar el funcionamiento de redes interinstitucionales.

Aunque dichos instrumentos contribuyeron a evaluar el trabajo en red entre organizaciones educativas y sociales, presentan limitaciones importantes. En general, carecen de una adaptación teórica i contextualizada adecuada a la complejidad del carácter interinstitucional e interdisciplinario de las redes; ofrecen una visión estática sin considerar la evolución de las redes en el tiempo; suelen contar con muestras reducidas o poco representativas; y carecen de una validación psicométrica sólida, lo que limita su aplicabilidad a otros contextos.

A su vez, una metodología frecuente en la evaluación de redes de colaboración intersectorial es la grafía de mapas de relaciones mediante software, identificando la densidad de las relaciones y el rol más o menos descentralizado de los nodos en el sistema (Daly, 2010). Otra estrategia evaluativa es la comparación pre-post y con grupos de referencia de indicadores de las acciones en red, aproximándose al hipotético impacto del trabajo colaborativo (por ejemplo: Longás y Riera, 2016), aunque no informan propiamente de la red como organización. Por nuestra parte, hemos realizado estudios cualitativos de redes, de corte casi etnográfico, valiosos para comprender su funcionamiento, pero de alto coste y difícil estandarización (Longás et al., 2018; Longás, et al., 2020). Estas últimas investigaciones, realizadas a partir del desarrollo de 172 redes socioeducativas promovidas en España por el programa CaixaProinfancia desde el año 2016, han mostrado diferentes grados de lo que denominamos madurez organizacional (estabilidad, autonomía, sostenibilidad y satisfacción con el funcionamiento), relacionada con mejoras en los resultados de éxito educativo (Cañete-Massé et al., 2023 y Cussó-Parcerissas et al., 2024).

El instrumento publicado por Díaz-Gibson, et al. (2014) pretende estimar el capital organizacional y el capital social de redes de colaboración educativa. Valida estas dos dimensiones en una muestra de 90 miembros de 2 redes consolidadas en Barcelona y Madison (Wisconsin). La dimensión organizacional incorpora cinco factores que supuestamente lo determinan: corresponsabilidad (los miembros asumen activamente su tarea en el proyecto común), transversalidad (la composición de la red representa el máximo de sectores implicados), horizontalidad (la reflexión y toma de decisiones es participada o incluso colegiada), colaboración (se presta ayuda entre los miembros para el logro de las metas) y proyección (no es sólo un equipo de reflexión sino que se buscan resultados de mejora y reconocimiento). Compartimos el enfoque teórico de este trabajo, aunque el tamaño de la muestra plantea limitaciones inherentes para la extrapolación de los resultados, además de ciertas dificultades psicométricas especialmente con el factor transversalidad, tal como los autores señalan. El carácter exploratorio del mismo y la necesidad de actualización de los modelos desarrollados en los inicios de siglo (cuando emergió el trabajo en red en educación) justifican seguir en esta línea de investigación.

En ningún caso hemos encontrado estudios que asocien variables sociodemográficas o profesionales con las percepciones entorno de las redes socioeducativas. Si tenemos en cuenta que justamente la característica de las redes es la integración de miembros muy diversos que desde ámbitos y sectores distintos tienen interés en la mejora educativa, parece oportuno incorporar esta mirada a la investigación.

Por todo lo dicho, para apoyar el liderazgo y desarrollo de las redes como estructuras de gobernanza socioeducativa, nos preguntamos cómo medir su madurez. Por ello, el objetivo principal de este estudio es validar un instrumento de fácil aplicación que permita estimar con fiabilidad la madurez organizacional de las redes de colaboración interinstitucional para la mejora socioeducativa. Como objetivos específicos nos proponemos construir un modelo de factores organizacionales teóricamente consistentes y analizar las posibles diferencias entre las percepciones de los miembros de las redes atendiendo a su diversidad.

2. METODOLOGÍA

Se trata de un estudio selectivo no experimental.

2.1. Participantes

Han participado un total de 2.802 personas implicadas en 158 redes socioeducativas del total de 172 posibles. De ellas, un 78,2 % fueron mujeres. En cuanto a su posición, el 63,3 % eran miembros de base, el 25 % cargos de coordinación y el 11,6 % líderes o promotores. Todos estaban vinculados a organizaciones del sector terciario, principalmente del ámbito social y educativo: el 43,3 % formaban parte de organizaciones sin ánimo de lucro, el 28,4 % pertenecían a sectores privados, el 24,1 % pertenecían al sector público y el 4,2 % eran voluntarios. En cuanto al ámbito profesional, el 48 % formaban parte del sector de la educación, el 36,1 % del sector social, el 7,5 % del sector recreacional, el 3,7 % del sector de la salud y el 4,6 % a otros sectores. Finalmente, en cuanto a la edad, el 12,1% se situaba entre 17-25 años, el 53,7% entre 26-40 años, el 28,7% entre 41-55 años, y el 5,4 % eran mayores de 55 años.

2.2. Diseño y validación del instrumento

La construcción de la escala y los correspondientes pasos para confirmar su validez y fiabilidad ha seguido las recomendaciones de Boateng et al. (2018) y Prinsen et al. (2018). Tras la revisión de literatura se optó por utilizar como punto de partida el cuestionario de Díaz-Gibson, et al. (2014), dada su especial orientación a redes socioeducativas en España, discutiendo la teoría y la redacción de los ítems con profesionales, académicos e investigadores especializados en la Educación Social. Se organizaron 2 grupos focales presenciales (3 h aproximadamente y 6 profesionales de la intervención socioeducativa distintos en cada caso), con experiencia en la promoción y el liderazgo de redes de acción socioeducativa y/o en proyectos educativos de base comunitaria, provenientes de la Administración Local y de Entidades del Tercer Sector. Sus propuestas de mejora convergieron en un total de 60 ítems entorno a los factores que podían explicar diferentes grados de madurez de las redes. En un segundo proceso de revisión, mediante prueba de jueces con implicación de 9 expertos (4 investigadores y 5 líderes de redes con más de 15 años de experiencia) se buscó la validez de contenido, valorando mediante un cuestionario según una escala 1-3 la adecuación de cada ítem atendiendo los criterios de claridad, pertinencia y relevancia. A su vez, aportaron mejoras para la comprensión del redactado. En esta fase se eliminaron 28 ítems debido a imprecisiones o repeticiones y, principalmente, por obtener valoraciones medias inferiores a los 2’5 puntos. Este punto de corte permitió seleccionar los ítems por encima de la media y mediana de las valoraciones (1-3), como medida de exigencia en los criterios establecidos. Como resultado se obtuvo la escala de 32 ítems administrada.

El cuestionario lo respondieron los miembros de las redes de acción socioeducativa de 11 Comunidades Autónomas de España que implementan el programa CaixaProinfància (Longás, et al., 2016). Este programa articula la colaboración entre entidades sociales, centros educativos y Servicios Sociales para apoyar el acompañamiento social y educativo sistemático de infancia en situación de pobreza relativa y darles acceso gratuito a servicios de apoyo de calidad. Se contactó con las diferentes redes solicitando su ayuda para distribuir el cuestionario entre sus miembros, accesible en formato online (soporte Google-forms). Se informó a los participantes sobre el interés del estudio, las garantías de confidencialidad y el carácter voluntario de su participación. También se estableció el compromiso de devolución de los resultados a cada red. Para el estudio se consideraron sólo las respuestas de aquellas redes con más del 50 % de participación de sus miembros, obteniendo un índice de respuesta del 95,2 % del total de las redes invitadas.

2.3. Instrumentos administrados

El Cuestionario de Evaluación de Redes Socioeducativas (CERS) administrado se diseñó en base a 7 factores hipotéticos, ampliando la propuesta del cuestionario de Díaz-Gibson, et al. (2014) con los aportes teórico-prácticos generados desde las experiencias exitosas que aportaron los participantes en la fase de discusión del constructo. Además de las variables sociodemográficas incluidas (género, edad, posición en la red, sector donde se inscribe y ámbito de trabajo), el CERS reunió 32 ítems (Tabla 1), con la pretensión de evaluar los siguientes factores de madurez organizativa de las redes: corresponsabilidad entre los miembros (ítems 2, 3, 13 y 16); transversalidad en la composición y formas de trabajo (ítems 8, 9, 14, 15, 22 y 23); horizontalidad en la organización y toma de decisiones (ítems 10, 11, 29 y 30), colaboración interna para el logro de resultados (ítems 7, 18, 25 y 26); mejoras en forma de innovación fruto del trabajo y aprendizaje compartido (ítems 6, 12, 17, 27, 28, 31 y 32); confianza mutua, a la vez condición y resultado del trabajo en red (ítems 1, 4, 5, 21 y 24); y percepción de éxito por los resultados obtenidos (ítems 19 y 20). El formato de respuesta es de escala tipo Likert de cinco puntos en función del grado de conformidad (1 = muy en desacuerdo, 5 = muy de acuerdo). El instrumento final es el resultado de la validación psicométrica que reportamos en este artículo.

2.4. Análisis de datos

Con el objetivo de verificar las propiedades psicométricas del cuestionario se realizaron los siguientes análisis:

a) Análisis de los ítems, a partir de la media, desviación típica, y correlación ítem-total.

b) Análisis factorial exploratorio (AFE), sobre una mitad aleatoria de la muestra (n = 1401) para revisar la dimensionalidad del cuestionario y comprobar la estructura factorial de la escala. No se encontraron diferencias estadísticamente significativas ni en variables sociodemográficas ni en el mismo cuestionario entre las dos submuestras aleatorizadas para realizar el AFE y el Análisis factorial confirmatorio (AFC). Se extrajeron los dominios latentes que articulan el cuestionario con rotación oblicua dada la naturaleza correlacionada de los factores. Se utilizó el método de ejes principales dada la naturaleza multidimensional de la escala y su origen de escala Likert en los ítems. Se utilizó el análisis paralelo basado en componentes principales. Para tomar decisiones sobre la permanencia o no de un dominio, se utilizaron los siguientes criterios: 1) Variancia explicada, 2) Número de ítems incluidos, 3) Factores que incluían tres o menos ítems fueron eliminados. Los ítems fueron conservados en cada factor si tenían una carga factorial superior a 0,4 y no cargaban simultáneamente en dos o más factores. No se obtuvieron resultados aceptables al forzar los análisis según los factores teóricos.

c) AFC de primer orden debido al modelo teórico justificado. Este AFC se realizó sobre la otra mitad de la muestra aplicando el criterio de máxima verosimilitud dada la normalidad multivariante de los datos, para lograr el ajuste global del modelo y el funcionamiento de sus factores. Se tuvieron en cuenta los siguientes índices de bondad de ajuste (Hu & Bentler, 1999): el índice de ajuste comparativo, CFI (Comparative Fit-Index), el TLI (Tucker-Lewis Index) con un punto de corte igual o superior a.95 (Prinsen et al., 2018). Por último, el error cuadrático medio de aproximación, RMSEA (Root Mean-Square Error of Approximation) y SRMR (Standarized root mean residuals) indicará una bondad de ajuste a partir de valores iguales o inferiores a.06 (Prinsen et al., 2018).

d) La consistencia interna se evaluó mediante Alfa de Cronbach y Omega de McDonald’s. Valores iguales o superiores a 0.70 indican una buena consistencia interna (Prinsen et al., 2018).

e) Análisis complementarios: En cuanto a la estimación del instrumento, para cada uno de los factores se han calculado las medias sumado los valores correspondientes y se dividiendo por el número total de ítems del factor. Se estudiaron las correlaciones de Pearson entre factores con el objetivo de averiguar la relación entre ellos. También se realizaron los análisis bivariantes para cada factor con distintas variables sociodemográficas (edad, género, posición, sector y ámbito). En cuanto al género, al no cumplirse la homocedasticidad, se procedió a realizar la prueba no paramétrica correspondiente.

Los análisis se efectuaron con IBM SPPS versión 25 para los descriptivos habituales y RStudio versión 4.0.1 para los análisis exploratorios y confirmatorios, utilizando lavaan (Rosseel, 2012), así como para los análisis bivariantes. Cabe comentar que en todos los casos se procedió a realizar pruebas paramétricas y técnicas basadas en puntuaciones escalares, a pesar de tratarse de una escala de tipo Likert. Por un lado, se procedió a realizar estos análisis por el tamaño de muestra (las pruebas paramétricas son suficientemente robustas con datos ordinales) y debido a su comportamiento con datos ordinales (Martínez-Abad y Rodríguez-Conde, 2017).

3. RESULTADOS

El análisis de ítems (Tabla 1) recoge la media, la DS y la Correlación ítem-Resto. Las correlaciones de cada ítem con el resto son muy altas y, en consecuencia, ningún ítem fue eliminado. Antes de proceder con el AFE, se estimaron la medida de adecuación de la muestra Kaiser-Meyer-Olkin (KMO) y el test de esferificidad de Barlet. Ambos estadísticos apoyaron la adecuación de realizar sendos análisis factoriales (KMO =.974, Bartlett’s test χ2 (325) = 29352.734; p <.001). El AFE se realizó sobre la primera mitad de la muestra (Tabla 1) obteniendo un resultado de 3 factores, con eigenvalues de 18.42 (F1), 1.53 (F2), 1.10 (F3), y un 62.5 % de la varianza explicada (22.9 % para F1; 21.3 % para F2 y 18,2 % para F3). Se eliminaron los ítems con cargas inferiores a 0,4 (18 y 19) y aquellos que cargaban simultáneamente en dos o más factores (11, 12, 13 y 16). El factor 1 está compuesto por 10 ítems (1, 2, 3, 4, 5, 6, 7, 8, 9 y 14) relacionados con la percepción de las condiciones que favorecen un trabajo horizontal, ayudan a la confianza y facilitan el trabajo conjunto por lo que lo denominamos Colaboración. El factor 2 está compuesto por 8 ítems (10, 15, 17, 19, 29, 30, 31 y 32) relacionados con la percepción de las condiciones que permiten el reconocimiento de la red, la afirmación de su sentido y resultados, por lo que recibe el nombre de Legitimidad. El factor 3 está compuesto por 8 ítems (20, 21, 23, 24, 25, 26, 27 y 28) relacionados con la percepción del tipo de dirección y gestión que ayuda a desarrollar una organización en red, siendo denominado Liderazgo.

En el AFC sobre la segunda mitad de la muestra, los índices de bondad de ajuste para el modelo propuesto de 3 factores son adecuados ya que el CFI fue de 0,997, TLI de 0,997, RMSEA de 0,0027 y el SRMR de 0,043. En la Tabla 2 se presentan las cargas factoriales finales y la propuesta definitiva de cuestionario con los ítems renumerados.

Los resultados de fiabilidad medida con ω de McDonalds y α Cronbach se presentan en la Tabla 3. En todos los casos hay una elevada consistencia interna para todos los factores y para el total. De modo que el cuestionario adopta su forma final con 3 factores.

En la Tabla 4 se presentan los estadísticos descriptivos para cada factor y en la Figura 1 se representa la distribución de las medias.

Los análisis indican que existe correlación positiva entre Colaboración y Legitimidad (r = 0.757; p<.001, r2 = 0.573), con un tamaño del efecto elevado, también entre Liderazgo y Colaboración (r = 0.815; p<.001, r2 = 0.664), y entre Liderazgo y Legitimidad (r = 0.830; p<.001, r2 = 0.689).

En el caso de la edad (Tabla 5), en Colaboración no existen diferencias estadísticamente significativas entre grupos de edad (F = 0.77; gl = 2, 2702; p = 0,51). En Legitimidad, existen diferencias estadísticamente significativas por grupos de edad, con un tamaño del efecto pequeño (F = 6.61; gl = 3, 2663; p<.001; η² = 0.007). Observamos diferencias entre el grupo de edad de 17-25 años con el de 26-40 años (t = 4.27; p_Scheffé<.001) y con el grupo de 41-55 años (t = 3.84; p_Scheffé<.001). Los participantes de 17-25 años muestran mayor percepción de Legitimidad que el resto. En cuanto a Liderazgo, no existen diferencias estadísticamente significativas entre grupos de edad (F = 0.41; gl = 3,2739; p = 0,75).

Para el género (Tabla 5), podemos observar diferencias estadísticamente significativas en la percepción de Colaboración (U _Mann-Whitney=687151.0, p<.001), Legitimidad (U _Mann-Whitney=677886.0, p<.001) y Liderazgo (U _Mann-Whitney=710828.0, p<.001), mayor en los hombres.

En la Tabla 6 se muestran los descriptivos según la posición en la red, el sector donde se inscribe y el ámbito de trabajo de quien responde. Para la posición, en Colaboración existen diferencias estadísticamente significativas (F = 55.90; gl = 2, 2705; p<.001; η² = 0.04). Observamos diferencias entre los líderes y los miembros de base (t = 8.10; p_Scheffé<.001) y entre estos y la coordinación (t = 8.34; p_Scheffé<.001), con mayor percepción de Colaboración por parte de las coordinaciones técnicas, seguidos de los líderes. En cuanto a Legitimidad, también existen diferencias estadísticamente significativas (F = 5.31; gl= 2, 2666; p = 005; η² = 0.004), de modo que los líderes perciben mayor Legitimidad que los miembros de base de la red (t = 3.10; p_Scheffé =.004). En Liderazgo existen diferencias estadísticamente significativas (F = 36.65; gl = 2, 2742; p<.001; η² = 0.026) entre la percepción de los líderes y de los miembros de base de la red (t = 7.06; p_Scheffé =<.001) y entre estos y la coordinación (t = 6.22; p_Scheffé =.004). La percepción de Liderazgo es mayor en quien ocupa el rol de liderazgo, seguido de las coordinaciones y luego los miembros de base.

En cuanto al sector, en Colaboración existen diferencias estadísticamente significativas (F = 3.92; gl = 3, 2704; p =.008; η² = 0.004), con tamaño del efecto bajo, entre los participantes que pertenecen al sector público y aquellos que son voluntarios (t = 3.15; p_Scheffé =.009), con percepción más positiva de los primeros. En Legitimidad existen diferencias estadísticamente significativas (F = 10.21; gl = 3, 2604; p<.001; η² = 0.011) entre la mayor percepción de los profesionales del sector privado respecto al sector público (t = 3.24; p_Scheffé =.006), así como entre los profesionales del sector privado y los voluntarios (t = 2.78; p_Scheffé =.028), entregando mayores puntuaciones el voluntariado. También se obtienen diferencias estadísticamente significativas entre los participantes con instituciones del sector público y los del tercero o filantrópico (t = 4.77; p_Scheffé<.001), obteniendo mayores puntuaciones los del sector público. Finalmente, también existen diferencias estadísticamente significativas en Legitimidad entre la mayor percepción del voluntariado respecto a profesionales del tercer sector o filantrópico (t = 3.47; p_Scheffé =.003). Por último, en Liderazgo no existen diferencias estadísticamente significativas (F = 1.51; gl = 3, 2741; p =.209).

En cuanto al ámbito profesional, en Colaboración no existen diferencias estadísticamente significativas (F = 2.39; gl = 2, 2705; p =.09). En Legitimidad existen diferencias estadísticamente significativas (F = 26.60; gl = 2, 2666; p<.001; η² = 0.02) entre la mayor percepción de quienes pertenecen al sector de educación respecto al sector social (t =5.68; p_Scheffé<.001) y mayor percepción entre otros sectores y el sector educacional (t = 2.46; p_Scheffé =.028). También se obtienen diferencias estadísticamente significativas entre la percepción de los participantes del sector social y la de otros (t = 6.56; p_Scheffé<.001), obteniendo mayores puntuaciones los otros. Finalmente, en Liderazgo existen diferencias estadísticamente significativas (F = 3.89; gl = 2, 2742; p =.021; η² = 0.003), aunque con un tamaño del efecto pequeño, únicamente entre las mayores percepciones de buen Liderazgo del sector otros respecto a los participantes del sector social (t = 2.77; p_Scheffé =.016).

4. DISCUSIÓN Y CONCLUSIONES

Consideramos haber alcanzado satisfactoriamente los objetivos propuestos para este estudio tras seguir las recomendaciones actuales en cuanto a la construcción de escalas, validación y depuración de ítems (Prinsen et al., 2018). La muestra de personas implicadas directamente en redes de acción socioeducativa utilizada ha sido de tamaño suficiente. Los análisis estadísticos revelaron una elevada correlación entre ítems i el total de la escala, demostrando la alta validez del constructo. Los resultados de los análisis factoriales revelan la existencia de tres factores (Colaboración, Legitimidad y Liderazgo) en lugar de los siete diseñados hipotéticamente. El análisis factorial confirmatorio reveló un buen ajuste del modelo, cumpliendo los índices de bondad propuestos por Prinsen et al., (2018). El análisis de la consistencia interna, el alfa de Cronbach y el omega de Mcdonalds indican elevada fiabilidad.

Debemos reconocer categóricamente que los factores teóricos de los que partíamos no han sido confirmados como tales, aunque la selección de ítems y su posterior depuración sí ha permitido identificar tres factores con fundamento en la teoría de redes (MacBeath, 2011; Díaz-Gibson, et al., 2013; Clayton, 2016; Kallio y Halverson, 2020; Longás, et al., 2020). Pudiera ser que las hipótesis subyacentes al constructo de partida no se hayan podido confirmar en el análisis psicométrico por responder a planos diferentes, uno de tipo estructural y de gestión (composición transversal, horizontalidad) y otros más cercanos a principios axiomáticos (corresponsabilidad, confianza e innovación). Los factores de transversalidad en las redes y horizontalidad en su organización no han mostrado consistencia, aunque bastantes de sus ítems aparecen dentro de los factores de Colaboración, Legitimidad y Liderazgo. Interpretamos que son difícilmente aislables y que se expresa así cierta interdependencia entre estos condicionantes que incluso podrían ser constitutivos de la red como estructura organizativa. Sin la integración de diferentes instituciones y sin su participación en un plano de igualdad las redes no son posibles. Ya en Díaz-Gibson, et al. (2014) este factor presentó dificultades en sus ajustes. Respecto a la confianza entre los miembros, aunque teóricamente justificable, puede ser a la vez condición de posibilidad y resultado de una buena experiencia de colaboración. Igualmente, la innovación (resultado de “coaprender” y “coconstruir”) no se ha reflejado en los análisis, pudiendo ser más un efecto a largo plazo del trabajo colaborativo que una condición para que la red sea una organización madura o bien consolidada. Confianza e innovación también fueron propuestos como factores hipotéticos en la fase de trabajo con expertos en Díaz-Gibson, et al. (2014) y luego se desestimaron en los análisis psicométricos.

Respecto al cuestionario inicial de Díaz-Gibson, et al. (2014), parece imponerse cierto principio de parsimonia, reduciendo la propuesta de evaluación de la madurez organizacional de las redes a 3 factores más consistentes y robustos atendiendo a su mayor precisión y mejores resultados de fiabilidad y validez. Las asociaciones iniciales entre ítems y factores se derivaron de propuestas teóricas previas consultadas, con poco sustrato empírico, al no existir investigaciones equivalentes, y muy influidos por los diferentes trabajos cualitativos próximos a estrategias grounded theory. La investigación que presentamos también contó en su primera fase con este procedimiento de construcción de teoría desde la práctica. La reducción y nueva denominación de los factores, más que un sobreajuste del modelo puede deberse a la dificultad de delimitar o definir con precisión ciertos factores, con demasiados ítems cruzados o ambivalentes. Si bien es cierto que no se ha contado con indicadores de validez externa, los buenos indicadores de ajuste que evidencian la validez interna del cuestionario nos anima a continuar en esta línea investigativa. El volumen de la muestra y la posibilidad de realizar un AFC han supuesto un avance metodológico a destacar. Los 3 factores, según el significado de los ítems, explican 3 dimensiones críticas en la gestión de redes, bien definidas, y que son coherentes con las investigaciones que referimos a continuación.

El factor Colaboración es clave desde la perspectiva teórica, a la vez resultado y generador de confianza, como expresión de la corresponsabilidad de los miembros de la red, y muy vinculado al reconocimiento de la transversalidad dado que la innovación de colaborar reside en que se dé entre personas integrantes de organizaciones de distinta titularidad y/o de ámbitos laborales diferenciados (Clayton, 2016; Rincón-Gallardo & Fullan, 2016). Se ha escrito mucho sobre las redes educativas intersectoriales y las redes de acción socioeducativa local como redes de trabajo colaborativo (Civís y Longás, 2015; Pino-Yancovic y Ahumada, 2022), reconociendo en ello su valor como innovación social.

La percepción de Legitimidad por parte de los miembros de la red está poco explicitada en la literatura, quizás por la misma idiosincrasia de las redes intersectoriales. En su mayoría, los miembros de las redes no son profesionales contratados al servicio de las redes y, con frecuencia, dicha pertenencia entra en conflicto con las obligaciones de agenda que impone la organización a la cual se adscribe cada persona. Más allá de la experiencia positiva de colaborar o las buenas relaciones sociales obtenidas, el crecimiento y la sostenibilidad de las redes está directamente relacionado con su efectividad, obtener resultados exitosos, percibir los logros y alcanzar reconocimiento por ello (Longás, et al., 2020).

En cuanto al factor Liderazgo creemos que se expresa de forma inequívoca en los ítems correspondientes en la medida que cuestionan directamente sobre el tipo de dirección y gestión de la red orientada hacia su efectividad y sostenibilidad, teniendo en cuenta las necesidades de integración y armonización de miembros con filiaciones distintas (Azorín, et al., 2020; Pino-Yancovic y Ahumada, 2022).

Las diferencias según las variables sociodemográficas que se han detectado aportan una primera referencia para estudios posteriores, abriendo otras posibilidades de investigación, atendiendo a la gran diversidad de miembros que agrupan. Se desvelan diferencias por género en los tres factores mostrando que los hombres tienen mayor percepción de Colaboración, Legitimidad y Liderazgo. No disponemos de referencias que nos permitan discutir estos resultados por lo que sólo hipotetizamos sobre diferencias entre las expectativas de hombres y mujeres ante el trabajo en red.

En cuanto a los resultados respecto a la edad, podemos observar menor percepción de Colaboración y de Legitimidad en los participantes de edades entre 17-25 años. Por los rangos de edad cabe asumir que gran parte será voluntariado, un perfil presumiblemente entusiasta y exigente en la dimensión más social/colaborativa, a la vez que dado al reconocimiento de valor allá donde participan libremente.

La percepción de Colaboración y de Liderazgo es más alta en los miembros de base de la red y resulta un dato interesante si lo contrastamos con la mayor percepción de Legitimidad que tienen los líderes. Quizás la experiencia o necesidad de colaborar se da más en la base, así como reconocer el liderazgo es más propio del nivel subalterno, mientras que entre los desafíos del liderazgo está justamente lograr el asentamiento y continuidad de la red, algo reflejado en este factor.

La pertenencia al sector privado, público o al tercer sector no afecta a la percepción del Liderazgo, lo que afirma la consistencia teórica de este factor. En cambio, los participantes del sector público tienen mejor percepción de Colaboración, así como los profesionales del sector educacional, quizás ambos grupos influidos por experiencias previas más individualistas que el resto.

Observando la alta correlación entre factores que entregan los análisis complementarios, valoramos que esta propuesta es un paso más en la construcción de un modelo integrado para la organización y el liderazgo de redes socioeducativas. La reducción de número de factores y de ítems, así como cierta reformulación, respecto al instrumento del cual se partió más que una simplificación forzada supone mayor claridad conceptual y, según los resultados, más fiabilidad psicométrica. El cuestionario validado permite una fácil aplicación y ayuda a orientar la gestión porque focaliza la mirada sobre conceptos aplicados y más tangibles que los cuestionarios precedentes. Concluimos que el CERS es válido, fiable y supone un aporte valioso en la evaluación de redes de acción socioeducativa, ampliando el camino investigativo que apoya su desarrollo y la construcción de una teoría propia para su promoción efectiva. El instrumento puede ser usado libremente y esperamos que apoye la monitorización y el desarrollo progresivo de las redes locales en la medida que los resultados que aporta pueden ayudar a tomar decisiones basadas en evidencias.

La principal limitación ha sido no disponer de un instrumento Gold Standard para establecer correlaciones con el CERS. La muestra para los análisis factoriales es amplia. Proceden de un mismo modelo de red local (el propuesto por CaixaProinfancia desde 2016) y, aunque son homogéneas en su finalidad, presentan gran diversidad por ser de diferentes CC.AA. y ciudades, con políticas educativas y de acción social diferenciadas, distintas culturas profesionales y enormes diferencias en el tejido asociativo y las culturas de participación. Aunque no dudamos de su validez, sería conveniente continuar con nuevas aplicaciones del instrumento, tanto en muestras distintas como en estudios longitudinales, que pudiesen confirmar nuestro aporte.

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