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.
AbstractIntroduction:
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.
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.
M<sc>etodología</sc>
Se trata de un estudio selectivo no experimental.
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.
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.
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.
A<sc>nálisis de ítems y cargas factoriales estandarizadas para cada ítem del afe (n = 1401) en la matriz rotada con cargas superiores a 0.4</sc>
Ítem
x¯(DS)
Correl
F1
F2
F3
1. Me siento partícipe de las nuevas ideas y acciones que surgen en la red.
3.44 (0.91)
0.72
0.573
2. Los miembros de la red nos sentimos unidos y cohesionados como grupo.
3.38 (0.90)
0.76
0.611
3. Me siento comprometido con la red.
3.72 (0.88)
0.71
0.705
4. Las opiniones que comparto en las reuniones se tienen en cuenta a la hora de tomar decisiones.
3.53 (0.88)
0.75
0.618
5. Identifico la red como espacio de debate donde se pueden expresar tanto las propias percepciones como los desacuerdos.
3.55 (0.90)
0.76
0.655
6. Aplico los conocimientos que aprendo en la red en mi propia organización.
3.52 (0.88)
0.72
0.697
7. Los recursos compartidos con otros profesionales de la red contribuyen a mejorar mi práctica.
3.60 (0.86)
0.72
0.716
8. Entiendo que la implicación de agentes diversos (públicos, privados y/o del tercer sector) a la red comunitario contribuye a alcanzar los objetivos del proyecto educativo.
3.81 (0.86)
0.61
0.716
9. Los objetivos de la red están desarrollados por equipos efectivos de trabajo interdisciplinares.
3.60 (0.86)
0.73
0.679
14. La red cuenta con la colaboración efectiva de centros educativos (de educación infantil, primaria y/o secundaria) de la comunidad.
3.62 (0.90)
0.60
0.457
10. Los miembros que representan la administración (local, autonómica y/o estatal) y los financiadores de proyectos participan en los debates de la red con igual poder cuando se trata de la toma de decisiones.
3.10 (0.89)
0.67
0.493
15. La red cuenta con un apoyo político que contribuye a su sostenibilidad.
2.96 (0.85)
0.54
0.533
17. La red facilita posibilidades de formación y aprendizaje que nos hacen crecer sustancialmente tanto a nosotros como al proyecto global.
3.15 (0.90)
0.67
0.420
19. La red ha logrado alcanzar sus objetivos de forma exitosa.
3.37 (0.81)
0.77
0.413
29. El liderazgo de la red cuenta con la voz de los destinatarios adultos a la hora de tomar decisiones importantes.
3.24 (0.89)
0.79
0.722
30. El liderazgo de la red comunitario cuenta con la voz de los destinatarios jóvenes y/o niños a la hora de tomar decisiones importantes.
3.09 (0.91)
0.75
0.853
31. El liderazgo de la red cuenta con la voz de los destinatarios adultos en la creación de nuevas ideas y proyectos.
3.16 (0.88)
0.78
0.899
32. El liderazgo de la red cuenta con la voz de los destinatarios jóvenes y/o niños en la creación de nuevas ideas y proyectos.
3.10 (0.89)
0.75
0.902
20.El liderazgo de la red establece una visión compartida sobre el proyecto y los retos a abordar.
3.39 (0.84)
0.82
0.617
21.El liderazgo de la red nos escucha y recoge evidencias sobre nuestras necesidades para mejorar la acción educativa y social.
3.47 (0.88)
0.81
0.733
23.El liderazgo de la red busca la colaboración con programas implementados en la comunidad que comparten objetivos con el proyecto.
3.41 (0.84)
0.77
0.432
24. El liderazgo de la red promueve y facilita que todos los miembros podamos liderar acciones y proyectos que surgen en la comunidad.
3.28 (0.86)
0.79
0.538
25. El liderazgo de la red actúa de mediador en el debate frente a las diferencias entre profesionales, centrándose en la parte positiva del conflicto.
3.39 (0.85)
0.80
0.656
26. El liderazgo de la red presta especial atención al incremento y a la calidad de las conexiones entre sus miembros
3.41 (0.86)
0.82
0.670
27. El liderazgo de la red facilita mecanismos para evaluar la tarea organizativa y colaborativa.
3.38 (0.87)
0.80
0.556
28. El liderazgo de la red promueve y facilita el intercambio de ideas nuevas y creativas.
3.42 (0.90)
0.83
0.567
11. En mi espacio de trabajo de la red, las responsabilidades para liderar acciones y proyectos están repartidas entre un amplio grupo de profesionales.
3.34 (0.87)
0.73
0.414
0.402
12. Las ideas nuevas y creativas que surgen en la red se implementan a través de acciones o proyectos diversos
3.31 (0.83)
0.78
0.404
0.476
13. La red establece mecanismos efectivos de participación de personas de la comunidad (familias, jóvenes, voluntariado social y/o aprendizaje-servicio...) en el seno de sus actividades educativas.
3.39 (0.88)
0.72
0.405
0.453
16. La red desarrolla estrategias comunicativas efectivas para conectar con la comunidad y entorno
3.26 (0.86)
0.75
0.412
0.413
18. La red aprovecha y utiliza algunos de los recursos públicos de la comunidad (como bibliotecas, centros culturales, deportivos...) con objetivos educativos y sociales
3.48 (0.91)
0.65
-
-
-
22. El liderazgo de la red persigue la inclusión de entidades gubernamentales, agencias sin ánimo de lucro y agencias privadas con las que comparten objetivos
Con el objetivo de verificar las propiedades psicométricas del cuestionario se realizaron los siguientes análisis:
Análisis de los ítems, a partir de la media, desviación típica, y correlación ítem-total.
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.
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).
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).
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).
R<sc>esultados</sc>
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.
C<sc>argas factoriales estandarizadas para cada ítem del afc (n=1401) y la varianza media extraída</sc>
Ítem
F1
F2
F3
(1) 1. Me siento partícipe de las nuevas ideas y acciones que surgen en la red.
0.666
(2) 2. Los miembros de la red nos sentimos unidos y cohesionados como grupo.
0.689
(3) 3. Me siento comprometido con la red.
0.623
(4) 4. Las opiniones que comparto en las reuniones se tienen en cuenta a la hora de tomar decisiones.
0.673
(5) 5. Identifico la red como espacio de debate donde se pueden expresar tanto las propias percepciones como los desacuerdos.
0.686
(6) 6. Aplico los conocimientos que aprendo en la red en mi propia organización.
0.669
(7) 7. Los recursos que compartimos con otros profesionales de la red contribuyen a mejorar mi práctica.
0.647
(8) 8. Entiendo que la implicación de agentes diversos (públicos, privados y/o del tercer sector) a la red comunitario contribuye a alcanzar los objetivos del proyecto educativo.
0.595
(9) 9. Los objetivos de la red están desarrollados por equipos efectivos de trabajo interdisciplinares.
0.647
(10) 10. Los miembros que representan la administración (local, autonómica y/o estatal) y los financiadores de proyectos participan en los debates de la red con igual poder cuando se trata de la toma de decisiones.
0.628
(14) 11. La red cuenta con la colaboración efectiva de centros educativos (de educación infantil, primaria y/o secundaria) de la comunidad.
0.617
(15) 12. La red cuenta con un apoyo político que contribuye a su sostenibilidad.
0.478
(17) 13. La red facilita posibilidades de formación y aprendizaje que nos hacen crecer sustancialmente tanto a nosotros como al proyecto global.
0.651
(19) 14. La red ha logrado alcanzar sus objetivos de forma exitosa.
0.627
(20) 15. El liderazgo de la red establece una visión compartida sobre el proyecto y los retos a abordar.
0.704
(21) 16. El liderazgo de la red nos escucha y recoge evidencias sobre nuestras necesidades para mejorar la acción educativa y social.
0.729
(23) 17. El liderazgo de la red busca la colaboración con programas implementados en la comunidad que comparten objetivos con el proyecto.
0.688
(24) 18. El liderazgo de la red promueve y facilita que todos los miembros podamos liderar acciones y proyectos que surgen en la comunidad.
0.686
(25) 19. El liderazgo de la red actúa de mediador en el debate frente a las diferencias entre profesionales, centrándose en la parte positiva del conflicto.
0.679
(26) 20. El liderazgo de la red presta especial atención al incremento y a la calidad de las conexiones entre sus miembros.
0.714
(27) 21. El liderazgo de la red facilita mecanismos para evaluar la tarea organizativa y colaborativa.
0.681
(28) 22. El liderazgo de la red promueve y facilita el intercambio de ideas nuevas y creativas.
0.732
(29) 23. El liderazgo de la red cuenta con la voz de los destinatarios adultos a la hora de tomar decisiones importantes.
0.718
(30) 24. El liderazgo de la red comunitario cuenta con la voz de los destinatarios jóvenes y/o niños a la hora de tomar decisiones importantes.
0.686
(31) 25. El liderazgo de la red cuenta con la voz de los destinatarios adultos en la creación de nuevas ideas y proyectos.
0.686
(32) 26. El liderazgo de la red cuenta con la voz de los destinatarios jóvenes y/o niños en la creación de nuevas ideas y proyectos.
0.649
Varianza Media Extraída
0.614
0.606
0.726
Nota: En paréntesis la numeración original de los ítems, seguida de la propuesta definitiva renumerada.
Fuente: Elaboración propia
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.
C<sc>onsistencia interna de los diferentes factores</sc>
Factores
Ω de McDonald
α de Cronbach
F1: Colaboración
0,930
0,929
F2: Legitimidad
0,922
0,919
F3: Liderazgo
0,953
0,952
Total
0,974
0,974
Fuente: Elaboración propia
En la Tabla 4 se presentan los estadísticos descriptivos para cada factor y en la Figura 1 se representa la distribución de las medias.
E<sc>stadísticos descriptivos de los 3 factores cers</sc>
Factores
x¯ (DS)
Min.
Max.
Percentil 25
Percentil 50
Percentil 75
F1: Colaboración
3.59 (0.67)
1.3
5
3
3.5
4.1
F2: Legitimidad
3.17 (0.69)
1
5
2.75
3
3.6
F34: Liderazgo
3.41 (0.74)
1
5
3
3.12
3.87
Fuente: Elaboración propia
H<sc>istogramas de las distribuciones de medias de los 3 factores cers</sc>
Fuente: Elaboración propia
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; pScheffé<.001) y con el grupo de 41-55 años (t = 3.84; pScheffé<.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).
M<sc>edia y desviación estándar de colaboración, legitimidad y liderazgo por grupos de edad y por género</sc>
Variables sociodemográficas
Colaboración
Legitimidad
Liderazgo
n
x¯(DS)
n
x¯(DS)
n
x¯(DS)
Edad
17-25 años
331
3.54 (0.66)
320
3.33 (0.64)
331
3.40 (0.69)
26-40 años
1448
3.60 (0.67)
1430
3.14 (0.70)
1475
3.40 (0.74)
41-55 años
778
3.60 (0.68)
769
3.15 (0.67)
788
3.42 (0.75)
> 55 años
149
3.62 (0.74)
148
3.22 (0.72)
149
3.45 (0.79)
Género
Hombre
585
6.92 (0.67)
578
3.30 (0.72)
598
3.51 (0.77)
Mujer
2123
3.57 (0.67)
2091
3.14 (0.68)
2147
3.38 (0.73)
Fuente: Elaboración propia
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; pScheffé<.001) y entre estos y la coordinación (t = 8.34; pScheffé<.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; pScheffé =.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; pScheffé =<.001) y entre estos y la coordinación (t = 6.22; pScheffé =.004). La percepción de Liderazgo es mayor en quien ocupa el rol de liderazgo, seguido de las coordinaciones y luego los miembros de base.
M<sc>edia y desviación estándar de colaboración, legitimidad y liderazgo por posición en la red, sector y ámbito</sc>
Variables de la red
Colaboración
Legitimidad
Liderazgo
n
x¯(DS)
n
x¯(DS)
n
x¯(DS)
Posición en la red
Líder
685
3.74 (0.70)
668
3.24 (0.76)
696
3.55 (0.81)
Coordinador equipo
1709
3.49 (0.65)
1694
3.14 (0.67)
1733
3.316 (0.71)
Miembro
314
3.83 (0.67)
307
3.19 (0.68)
316
3.595 (0.71)
Sector de la red
Sector privado
776
3.57 (0.65)
755
3.15 (0.66)
777
3.38 (0.72)
Sector público
653
3.65 (0.69)
658
3.27 (0.69)
670
3.45 (0.76)
Tercer sector o filantrópico
1162
3.59 (0.68)
1139
3.11 (0.72)
1181
3.41 (0.75)
Voluntario
117
3.44 (0.63)
117
3.34 (0.60)
117
3.34 (0.66)
Ámbito de la red
Sector educacional
1294
3.62 (0.66)
1292
3.21 (0.66)
1315
3.40 (0.72)
Sector social
975
3.56 (0.69)
942
3.05 (0.69)
989
3.38 (0.76)
Otros
439
3.56 (0.69)
435
3.31 (0.74)
441
3.49 (0.77)
Fuente: Elaboración propia
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; pScheffé =.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; pScheffé =.006), así como entre los profesionales del sector privado y los voluntarios (t = 2.78; pScheffé =.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; pScheffé<.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; pScheffé =.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; pScheffé<.001) y mayor percepción entre otros sectores y el sector educacional (t = 2.46; pScheffé =.028). También se obtienen diferencias estadísticamente significativas entre la percepción de los participantes del sector social y la de otros (t = 6.56; pScheffé<.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; pScheffé =.016).
D<sc>iscusión y conclusiones</sc>
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.
The emergence and evolution of intersectoral collaboration in education is of growing interest for research that seeks to understand and support new networked organizational structures. This study seeks 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:
A sample of 2,802 individuals involved in 158 networks across Spain was used, and exploratory and confirmatory factor analyses were conducted on two randomized subsamples.
Results:
The result was a 26-item questionnaire grouped into 3 factors (Collaboration, Legitimacy, and Leadership).
Discussion:
The model’s good fit, with high indices of goodness-of-fit, internal consistency, and reliability, means that an easy-to-apply tool that is useful for the leadership and promotion of networks can be provided. We conclude that this instrument is valid and reliable and offers valuable input for evaluating socio-educational action networks, expanding research that supports their development, and constructing a theory to promote their effective implementation. It is a valuable resource for free use at the national level. Accordingly, it can be used by leaders of socio-educational networks and by regional governance teams to monitor the progressive development of local networks. In addition, 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.
ResumenIntroducción:
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.
New intersectoral collaboration or networking strategies have emerged in response to the growing complexity of the challenges faced by education systems all over the world (UNESCO, 2015) and the situations of inequality that shape educational success (Civís & Longás, 2015; Longás & Civís, 2019; OECD, 2020). These experiences of collective action to improve education (Azorín, 2019) or community action (Longás, et al., 2016) seek to improve coordination and cooperation between socio-educational stakeholders in an eco-social space (Alonso et al., 2023; Cos et al., 2023; González, 2023), attempting to overcome the professional isolation and the disciplinary and organizational fragmentation characteristic of service provision systems (Harris y Jones, 2017). Although there is evidence for their effectiveness and their use has spread through numerous countries, few instruments are available for evaluating them as an organizational structure. Progress towards this goal would be of theoretical and practical value.
The literature has considered different experiences of organizing socio-educational action at a local level that have started to appear over the last 20 years following a systems approach with notable results in educational and social improvement. We note the cases of the United Kingdom (Godfrey y Brown, 2019), the Netherlands (Moolenaar et al., 2009), the USA (Clayton, 2016), Denmark (Sørensen y Torfing, 2011), Portugal (de Lima, 2007), and Spain (Longás y Civís, 2019). It should be noted that this type of initiative emerges in contexts of vulnerability, focussing on the fight against exclusion and improving social cohesion, educational achievement, and the development of citizenship competences. They are usually self-organized experiences that mature over time, implicitly or explicitly based on promoting and consolidating networking among schools, social services, nonprofit entities, cultural advocates, sometimes health services, volunteers, etc. They are transversal structures that operate at a local level with a community basis and centre on promoting socio-educational actions aimed at strengthening the social and learning environment (Curcic et al., 2011; Muijs, 2015; Godfrey & Brown, 2019).
Some valuable effects of collaborative interinstitutional work at a local level stand out: a) optimization of socio-educational resources and improved organizational efficiency (Díaz-Gibson et al., 2017); b) driving educational innovation and change (Díaz-Gibson et al., 2020; Singh y Eggers, 2009); c) support for integral, non-fragmented action when facing complex situations (Harris y Jones, 2017); d) professional development and learning through the generation of synergies and mutual support (Brown y Flood, 2020; Campbell et al., 2017); e) improvements in educational performance and reduced social vulnerability (Azorín y Muijs, 2017; Longás, et al., 2016); and f) holding society more accountable in the process of education (Román y Murillo, 2010).
However, these networks are often fragile structures superimposed on the organizations involved in them, with these organizations’ adherence to the shared project requiring generosity, mutual trust, and consensus (Clayton, 2016; Díaz-Gibson et al., 2020). Their leadership is, in practice, often shared and/or distributed, focussing strongly on relational aspects (Azorín, et al., 2020), emphasising the systematization of relations between socio-educational stakeholders and the generation of positive ties (Kallio y Halverson, 2020). As a guide for good leadership of networks, Pino-Yancovic and Ahumada (2022) emphasize the need to develop collaborative activities that promote deep collaboration, trust, and joint responsibility, seeking to ensure that the distribution of the leadership is a characteristic of the organizational culture (MacBeath, 2011).
According to Longás, et al. (2020), the promotion and management of networks is formed on the basis of a certain shared pattern directed towards: having the same common purpose, generating collaborative strategies, and obtaining the results and recognition that give them legitimacy, thus fostering their sustainability. Other research explains that the effective leadership of networks involves increasing the number and quality of relationships among the stakeholders involved, increasing membership and resources, fostering information exchange, strengthening shared objectives, and ensuring sustainable collaboration between organizations (Clayton, 2016; OECD, 2020; Rincón-Gallardo y Fullan, 2016; UNESCO, 2020). The line of research followed by Díaz-Gibson, et al. (2013) proposes six theoretical principles of the specific leadership of networks: joint responsibility, transversality, horizontality, collaboration, proximity and projection.
Until now, there have been few instruments that allow the evaluation of the development of networks as socio-educational organizations (Díaz-Gibson et al., 2023). Recent research has made a significant contribution to the evaluation of collaborative work in educational contexts, increasing the available tools and improving their validity. Martínez Venegas et al. (2023) adapted and validated a rubric that permits the evaluation of key dimensions of team work, such as joint planning and conflict management. For their part, Torres-Hernández and Gallego-Arrufat (2022) have revealed the benefit of combining self-evaluation, peer evaluation, and teacher evaluation to provide a fuller overview of collaboration between students. Finally, Zangara and Sanz (2020) have developed a specific methodology for monitoring work mediated by collaborative technology, proposing concrete indicators for its evaluation. These studies offer frameworks and tools that are transferable to the evaluation of interinstitutional networks, especially with regards to processes of collaboration, shared decision making and collective setting of objectives. Nonetheless, these are proposed as institutional tools and not as collective communal processes as a whole.
In the context of Spain, very few studies have validated instruments designed with this objective. One of the them is the ACOES Evaluation Questionnaire, developed by García, et al. (2012), which centres on analysing the cooperative working methodology in higher education. Another example is the study by López et al. (2013), which investigated the functioning of educational networks in schools from the perspective of collaborative work. These questionnaires identified organizational improvements and improvements relating to development derived from participation in networks, underlining the importance of interchanging pedagogical experiences and joint planning. In this sense, Gairín, et al. (2012) presented an evaluation proposal for the Red de Apoyo a la Gestión Educativa (RedAGE, Educational Management Support Network), focussed on improving educational management in the Ibero-American setting. This evaluation considered variables such as the network’s cohesion and its capacity to bolster educational management, providing a framework to analyse the functioning of interinstitutional networks.
Although these instruments contributed to evaluating networking between educational and social organizations, they display significant limitations. In general, they lack an adequate theoretical and contextualized adaptation to the complexity of the interinstitutional and interdisciplinary character of these networks, they offer a static vision without considering the networks’ evolution over time, they often use small or unrepresentative samples, and they lack a solid psychometric validation, which limits their applicability to other contexts.
A frequent method for evaluating intersectoral collaboration networks is to create relationship maps with software, identifying the density of the relations and the more or less decentralized role of the nodes in the system (Daly, 2010). Another evaluation strategy is pre–post comparison and comparison with reference groups of indicators of networked actions, considering the hypothetical impact of collaborative work (for example, Longás and Riera, 2016), although they do not specifically report on the network as an organization. For our part, we have carried out qualitative studies of networks, with a quasi-ethnographic approach. These are of value for understanding their functioning, but have a high cost and are difficult to standardize (Longás et al., 2018; Longás, et al., 2020). These latter pieces of research, undertaken following the development of 172 socio-educational networks promoted in Spain by the CaixaProinfancia programme since 2016, have shown different degrees of what we call organizational maturity (stability, autonomy, sustainability, and satisfaction with their functioning), relating to improved educational outcomes (Cañete-Massé et al., 2023; Cussó-Parcerissas et al., 2024).
The instrument published by Díaz-Gibson, et al. (2014) seeks to estimate the organizational capital and social capital of educational collaboration networks. It validates these two dimensions in a sample of 90 members of 2 consolidated networks in Barcelona and Madison, Wisconsin. The organizational dimension incorporates five factors that supposedly shape it: joint responsibility (members actively assume their task in the shared project); transversality (the composition of the network represents the highest number of sectors involved); horizontality (reflection and decision making are participatory or even collegiate); collaboration (members help one another to achieve goals); and projection (it is not just a team for reflection but it also seeks results in the form of improvement and recognition). We share the theoretical focus of this work, although its sample size poses inherent limitations when extrapolating the results, and there are also certain psychometric difficulties, especially with the transversality factor, as the authors observe. Its exploratory nature and the need to update models developed at the start of the century (when networking in education emerged) justify continuing with this line of research.
We have found no studies that associate sociodemographic or professional variables with the perceptions of the socio-educational networks. If we bear in mind that the particular characteristic of the networks is the integration of very diverse members who, from different spheres and sectors, have an interest in educational improvement, including this perspective on the research seems appropriate.
In view of the above, to support the leadership and development of the networks as structures of socio-educational governance, we asked ourselves how to measure their maturity. Therefore, the primary aim of this study is to validate an easily applied instrument that makes it possible to estimate reliably the organizational maturity of interinstitutional collaboration networks for socio-educational improvement. As specific objectives we propose building a model of theoretically consistent organizational factors and analysing possible differences between the perceptions of the members of the networks taking into account their diversity.
M<sc>ethodology</sc>
This study is selective and non-experimental.
Participants
A total of 2,802 people participated from 158 socio-educational networks out of a total of 172 possible ones. Of the participants, 78.2% were female. Regarding their positions, 63.3% were grassroots members, 25% held coordination positions, and 11.6% were leaders or backers. All of them are connected to organizations from the third sector, principally from the social and educational sphere: 43.3% were from nonprofit organizations, 28.4% from the private sector, 24.1% from the public sector, and 4.2% were volunteers. In relation to their professional sphere, 48% were from the education sector, 36.1% the social sector, 7.5% the recreational sector, 3.7% the health sector, and 4.6% from other sectors. Finally, with regards to age, 12.1% were aged between 17 and 25 years, 53.7% between 26 and 40, 28.7% between 41 and 55, and 5.4% were older than 55.
Design and validation of the instrument
The construction of the scale and the corresponding steps to confirm its validity and reliability followed the recommendations of Boateng et al. (2018) and Prinsen et al. (2018). After the literature review, we decided to use the questionnaire of Díaz-Gibson, et al. (2014) as a starting point owing to its particular orientation towards socio-educational networks in Spain. In the present work we discussed the wording of the items with professionals, academics, and researchers specialising in social education. Two in-person focus groups were organized (of approximately 3 hours length and with 6 different professionals from the socio-educational intervention in each case), with people with experience of promoting and leading community-based socio-educational action networks and/or educational projects, from the local government and third-sector bodies. Their proposals for improvement resulted in a total of 60 items relating to the factors that could explain different degrees of maturity of the networks. In a second process of revision by experts with the involvement of 9 experts (4 researchers and 5 leaders of networks with more than 15 years of experience), content validity was assessed, evaluating each item’s suitability by means of a questionnaire with a 1–3 scale considering the criteria of clarity, pertinence, and relevance. They also suggested improvements for the comprehension of the wording. In this phase, 28 items were eliminated owing to inaccuracy or repetitions, and primarily for having mean evaluations of less than 2.5 points. This cutoff point made it possible to select the items above the mean and median of the valuations (1–3), as a required measure in the established criteria. As a result, the scale of 32 items administered was obtained.
The questionnaire was answered by members of socio-educational action networks from 11 Autonomous Regions of Spain that implemented the CaixaProinfancia programme (Longás, et al., 2016). This programme encourages collaboration between social entities, schools, and social services to help with systematic social and educational support for young children in situations of relative poverty and give them free access to quality support services. The different networks were contacted and were asked to help distribute the questionnaire among their members. The questionnaire was accessible online on the Google Forms platform. Participation was voluntary. Participants were informed of the aim of the study and their confidentiality was guaranteed. We also committed to return the results to each network. Only responses from networks with more than 50% participation by their members were considered in the study, giving a response rate of 95.2% of the total of the networks invited.
Instruments administered
The Socio-Educational Networks Evaluation Questionnaire (CERS) that we administered was designed around 7 hypothetical factors, expanding the proposal from the questionnaire of Díaz-Gibson, et al. (2014) with the theoretical-practical contributions generated from the successful experiences that the participants in the discussion phase of the construct contributed. As well as the sociodemographic variables included (gender, age, position in the network, sector in which the network operates, and sphere of work), the CERS included 32 items (Table 1) to evaluate the following factors in the networks’ organizational maturity: joint responsibility among members (items 2, 3, 13, and 16); transversality in the composition and forms of work (items 8, 9, 14, 15, 22, and 23); horizontality in organization and decision making (items 10, 11, 29, and 30); internal collaboration to achieve results (items 7, 18, 25, and 26); improvements in the form of innovation resulting from shared work and learning (items 6, 12, 17, 27, 28, 31, and 32); mutual trust, which is both a precondition for and result of networking (items 1, 4, 5, 21, and 24); and perception of success in the results obtained (items 19 and 20). The answer format is a five-point Likert-type scale depending on the level of agreement (1 = strongly disagree, 5 = strongly agree). The final instrument is the result of the psychometric validation that we report in this article.
A<sc>nalysis of items and standardized factor loadings for each item from the efa</sc> (<italic><sc>n</sc></italic> = 1401) <sc>in the rotated matrix with loadings greater than</sc> 0.4
Item
x¯(SD)
Correl.
F1
F2
F3
1. I feel like I participate in the new ideas and actions that emerge in the network.
3.44 (0.91)
0.72
0.573
2. The members of the network feel united and cohesive as a group.
3.38 (0.90)
0.76
0.611
3. I feel committed to the network.
3.72 (0.88)
0.71
0.705
4. The opinions I share in meetings are taken into account when taking decisions.
3.53 (0.88)
0.75
0.618
5. I identify the network as a space for debate where we can express our own views and disagreements.
3.55 (0.90)
0.76
0.655
6. I apply the knowledge that I learn in the network in my own organization.
3.52 (0.88)
0.72
0.697
7. The resources shared with other professionals from the network help improve my practice.
3.60 (0.86)
0.72
0.716
8. I understand that the involvement of a variety of stakeholders (public, private, and/or third sector) in the community network contributes to achieving the educational project’s objectives.
3.81 (0.86)
0.61
0.716
9. The network’s objectives are developed by effective interdisciplinary working teams.
3.60 (0.86)
0.73
0.679
14. The network has the effective collaboration of schools (early childhood, primary, and/or secondary) in the community.
3.62 (0.90)
0.60
0.457
10. The members who represent the administration (local, autonomous region, and/or state) and the project funders participate in the network’s debates with equal power when it comes to decision making.
3.10 (0.89)
0.67
0.493
15. The network has political support that contributes to its sustainability.
2.96 (0.85)
0.54
0.533
17. The network provides possibilities for training and learning that make us as individuals and the project as a whole grow meaningfully.
3.15 (0.90)
0.67
0.420
19. The network has been able to achieve its objectives successfully.
3.37 (0.81)
0.77
0.413
29. The leadership of the network takes the voice of adult service users into account when taking important decisions.
3.24 (0.89)
0.79
0.722
30. The leadership of the community network takes the voice of young and/or child service users into account when taking important decisions.
3.09 (0.91)
0.75
0.853
31. The leadership of the network takes the voice of adult service users into account when creating new ideas and projects.
3.16 (0.88)
0.78
0.899
32. The leadership of the network takes the voice of young and/or child service users into account when creating new ideas and projects.
3.10 (0.89)
0.75
0.902
20. The leadership of the network establishes a shared vision of the project and the challenges to confront.
3.39 (0.84)
0.82
0.617
21. The leadership of the network listens to us and collects evidence about our needs to improve the educational and social action.
3.47 (0.88)
0.81
0.733
23. The leadership of the network seeks to collaborate with programmes implemented in the community that share objectives with the project.
3.41 (0.84)
0.77
0.432
24. The leadership of the network promotes and facilitates all members being able to lead actions and projects that emerge in the community.
3.28 (0.86)
0.79
0.538
25. The leadership of the network acts as a mediator in discussions regarding differences between professionals, centring on the positive part of the conflict.
3.39 (0.85)
0.80
0.656
26. The leadership of the network pays special attention to increasing the number and quality of connections between its members.
3.41 (0.86)
0.82
0.670
27. The leadership of the network facilitates mechanisms for evaluating the organizational and collaborative task.
3.38 (0.87)
0.80
0.556
28. The leadership of the network promotes and facilitates the interchange of new and creative ideas.
3.42 (0.90)
0.83
0.567
11. In my working space in the network, responsibilities for leading actions and projects are shared between a large group of professionals.
3.34 (0.87)
0.73
0.414
0.402
12. The new and creative ideas that emerge in the network are implemented through diverse actions or projects.
3.31 (0.83)
0.78
0.404
0.476
13. The network establishes effective mechanisms for participation by people from the community (families, young people, social volunteering, and/or service-learning, etc.) within its educational activities.
3.39 (0.88)
0.72
0.405
0.453
16. The network develops effective communication strategies to connect with the community and situation
3.26 (0.86)
0.75
0.412
0.413
18. The network takes advantage of and uses some of the community’s public resources (such as libraries, cultural centres, sports centres, etc.) with educational and social objectives.
3.48 (0.91)
0.65
-
-
-
22. The leadership of the network pursues the inclusion of governmental bodies, nonprofit agencies, and private agencies with which it shares objectives.
The following analyses were performed to verify the psychometric properties of the questionnaire:
Analysis of items, based on the mean, standard deviation, and item–total correlation.
Exploratory factor analysis (EFA) of a randomly selected half of the sample (n = 1401) to review the dimensionality of the questionnaire and test the factor structure of the scale. No statistically significant differences between the two random subsamples for the EFA and the confirmatory factor analysis (CFA) were found in sociodemographic variables or in the questionnaire itself. The latent domains that make up the questionnaire were extracted with oblique rotation given the correlated nature of the factors. The principal axis method was used owing to the multidimensional nature of the scale and its origin as a Likert-scale in the items. Parallel analysis based on principal components was used. The following criteria were used to make decisions about whether or not to keep a domain: 1) explained variance; 2) number of items included; 3) factors that included three items or fewer were eliminated. Items were kept in each factor if they had a factor loading greater than 0.4 and did not simultaneously load in two or more factors. Acceptable results were not obtained when forcing the analyses according to the theoretical factors.
First-order CFA owing to the justified theoretical model. This CFA was done on the other half of the sample by applying the maximum likelihood criterion owing to the multivariate normal distribution of the data, to achieve the global fit of the model and the functioning of its factors. The goodness of fit indices taken into account (Hu & Bentler, 1999) were the comparative fit index (CFI) and the TLI (Tucker-Lewis Index) with a cutoff point equal to or greater than.95 (Prinsen et al., 2018). Finally, the root mean square error of approximation (RMSEA) and standardized root mean residuals (SRMR) were used, which indicate goodness of fit from values equal to or less than.06 (Prinsen et al., 2018).
Internal consistency was evaluated with Cronbach’s alpha and McDonald’s omega. Values equal to or greater than 0.70 indicate good internal consistency (Prinsen et al., 2018).
Complementary analyses: For the appraisal of the instrument, the means for each factor were calculated by adding the corresponding values and dividing by the total number of items in the factor. The Pearson correlations between factors were studied with the aim of ascertaining the relationship between them. Bivariate analyses were also performed for each factor with distinct sociodemographic variables (age, gender, position, sector, and sphere). In the case of gender, as homoscedasticity was not found, the corresponding non-parametric test was used.
The analyses were done using IBM SPPS version 25 for the standard descriptive statistics and RStudio version 4.0.1 for the exploratory and confirmatory analyses, and also using lavaan (Rosseel, 2012) for the bivariate analyses. It should be noted that in all of the cases parametric and technical tests based on scale scores were performed, despite the use of a Likert-type scale. These analyses were performed owing to the sample size (parametric tests are sufficiently robust with ordinal data) and owing to their behaviour with ordinal data (Martínez-Abad & Rodríguez-Conde, 2017).
R<sc>esults</sc>
The analysis of the items (Table 1) includes the mean, the standard deviation, and the item–rest correlation. The correlations of each item with the others are very high and so no items were eliminated. Before proceeding with the EFA, the Kaiser–Meyer–Olkin (KMO) measure of suitability of the sample, and Bartlett’s test of sphericity were calculated. Both statistics confirmed the suitability of performing two factor analyses (KMO =.974, Bartlett’s χ2 test (325) = 29352.734; p <.001). The EFA was done on the first half of the sample (Table 1) and gave a 3-factor result, with eigenvalues of 18.42 (F1), 1.53 (F2), 1.10 (F3) and 62.5% of the explained variance (22.9% for F1; 21.3% for F2; and 18,2% for F3). Items with loadings of less than 0.4 were eliminated (18 and 19) as were ones that simultaneously loaded in two or more factors (11, 12, 13, and 16). Factor 1 comprises 10 items (1, 2, 3, 4, 5, 6, 7, 8, 9, and 14) relating to the perception of the conditions that favour horizontal work, help with trust, and facilitate joint work, and so we call it Collaboration. Factor 2 comprises 8 items (10, 15, 17, 19, 29, 30, 31, and 32) relating to the perception of the conditions that allow for recognition of the network and affirmation of its meaning and results, and so it is called Legitimacy. Factor 3 comprises 8 items (20, 21, 23, 24, 25, 26, 27, and 28) relating to the perception of the type of direction and management that helps to develop a networked organization, and it is called Leadership.
In the CFA on the second half of the sample, the goodness of fit indices for the proposed 3-factor model are adequate as the CFI was 0.997, the TLI 0.997, the RMSEA 0.0027, and the SRMR 0.043. Table 2 presents the final factor loadings and the definite proposal for the questionnaire with the items renumbered.
S<sc>tandardized factor loadings for each item from the cfa</sc> (<italic><sc>n</sc></italic> = 1401) <sc>and the average variance extracted</sc>
Item
F1
F2
F3
(1) 1. I feel like I participate in the new ideas and actions that emerge in the network.
0.666
(2) 2. The members of the network feel united and cohesive as a group.
0.689
(3) 3. I feel committed to the network.
0.623
(4) 4. The opinions I share in meetings are taken into account when taking decisions.
0.673
(5) 5. I identify the network as a space for debate where we can express our own views and disagreements.
0.686
(6) 6. I apply the knowledge that I learn in the network in my own organization.
0.669
(7) 7. The resources that we share with other professionals from the network help improve my practice.
0.647
(8) 8. I understand that the involvement of a variety of stakeholders (public, private, and/or third sector) in the community network contributes to achieving the educational project’s objectives.
0.595
(9) 9. The network’s objectives are developed by effective interdisciplinary working teams.
0.647
(10) 10. The members who represent the administration (local, autonomous region, and/or state) and the project funders participate in the network’s debates with equal power when it comes to decision making.
0.628
(14) 11. The network has the effective collaboration of schools (early childhood, primary, and/or secondary) in the community.
0.617
(15) 12. The network has political support that contributes to its sustainability.
0.478
(17) 13. The network provides possibilities for training and learning that make us as individuals and the project as a whole grow meaningfully.
0.651
(19) 14. The network has been able to achieve its objectives successfully.
0.627
(20) 15. The leadership of the network establishes a shared vision of the project and the challenges to confront.
0.704
(21) 16. The leadership of the network listens to us and collects evidence about our needs to improve the educational and social action.
0.729
(23) 17. The leadership of the network seeks to collaborate with programmes implemented in the community that share objectives with the project.
0.688
(24) 18. The leadership of the network promotes and facilitates all members being able to lead actions and projects that emerge in the community.
0.686
(25) 19. The leadership of the network acts as a mediator in discussions regarding differences between professionals, centring on the positive part of the conflict.
0.679
(26) 20. The leadership of the network pays special attention to the increase and quality of connections between its members.
0.714
(27) 21. The leadership of the network facilitates mechanisms for evaluating the organizational and collaborative task.
0.681
(28) 22. The leadership of the network promotes and facilitates the interchange of new and creative ideas.
0.732
(29) 23. The leadership of the network takes the voice of adult service users into account when taking important decisions.
0.718
(30) 24. The leadership of the community network takes the voice of young and/or child service users into account when taking important decisions.
0.686
(31) 25. The leadership of the network takes the voice of adult service users into account when creating new ideas and projects.
0.686
(32) 26. The leadership of the network takes the voice of young and/or child service users into account when creating new ideas and projects.
0.649
Average Variance Extracted
0.614
0.606
0.726
Note: The original numbering of the items is shown in parentheses followed by the numbers from the final proposal.
Source: Prepared by the authors
Table 3 shows the results for reliability measured with McDonald’s ω and Cronbach’s α. In all cases, there is high internal consistency for all of the factors and for the total. Consequently, the questionnaire adopts its final form with 3 factors.
I<sc>nternal consistency of the different factors</sc>
Factors
McDonald’s Ω
Cronbach’s α
F1: Collaboration
0.930
0.929
F2: Legitimacy
0.922
0.919
F3: Leadership
0.953
0.952
Total
0.974
0.974
Source: Prepared by the authors
Table 4 shows the descriptive statistics for each factor and Figure 1 shows the distribution of the means.
D<sc>escriptive statistics of the 3 cers factors</sc>
Factors
x¯ (DS)
Min.
Max.
25th percentile
50th percentile
75th percentile
F1: Collaboration
3.59 (0.67)
1.3
5
3
3.5
4.1
F2: Legitimacy
3.17 (0.69)
1
5
2.75
3
3.6
F34: Leadership
3.41 (0.74)
1
5
3
3.12
3.87
Source: Prepared by the authors
H<sc>istograms of the distributions of mean of the 3 cers factors</sc>
Source: Prepared by the authors
The analyses show a positive correlation between Collaboration and Legitimacy (r = 0.757; p <.001, r2 = 0.573) with a large effect size as well as between Leadership and Collaboration (r = 0.815; p <.001, r2 = 0.664) and between Leadership and Legitimacy (r = 0.830; p <.001, r2 = 0.689).
In the case of age (Table 5), there are no statistically significant differences between age groups in Collaboration (F = 0.77; df = 2, 2702; p = 0.51). In Legitimacy, there are statistically significant differences by age group, with a small effect size (F = 6.61; df = 3, 2663; p <.001; η² = 0.007). We observed differences between the 17–25 and 26–40 age groups on the one hand (t = 4.27; pScheffé <.001) and the 41–55 age group on the other (t = 3.84; pScheffé <.001). Participants aged 17–25 report a better perception of Legitimacy than the others. In the case of Leadership, there are no statistically significant differences between age groups (F = 0.41; df = 3, 2739; p = 0,75).
M<sc>ean and standard deviation of collaboration, legitimacy and leadership by age groups and by gender</sc>
Sociodemographic variables
Collaboration
Legitimacy
Leadership
n
x¯(SD)
n
x¯(SD)
n
x¯(SD)
Age
17–25 years
331
3.54 (0.66)
320
3.33 (0.64)
331
3.40 (0.69)
26–40 years
1448
3.60 (0.67)
1430
3.14 (0.70)
1475
3.40 (0.74)
41–55 years
778
3.60 (0.68)
769
3.15 (0.67)
788
3.42 (0.75)
> 55 years
149
3.62 (0.74)
148
3.22 (0.72)
149
3.45 (0.79)
Gender
Male
585
6.92 (0.67)
578
3.30 (0.72)
598
3.51 (0.77)
Female
2123
3.57 (0.67)
2091
3.14 (0.68)
2147
3.38 (0.73)
Source: Prepared by the authors
Regarding gender (Table 5), we can observe statistically significant differences in the perception of Collaboration (UMann-Whitney = 687151.0, p <.001), Legitimacy (UMann-Whitney = 677886.0, p <.001), and Leadership (UMann-Whitney = 710828.0, p. <.001), all of which are greater in men.
Table 6 shows the descriptive data by position in the network, the sector that the network is part of, and the working sphere of the respondents. Regarding the position, in Collaboration there are statistically significant differences (F = 55.90; df = 2, 2705; p <.001; η² = 0.04). We observe differences between leaders and grassroots members (t = 8.10; pScheffé <.001) and between grassroots members and coordinators (t = 8.34; pScheffé <.001), with technical coordinators having the highest perception of Collaboration, followed by the leaders. As for Legitimacy, there are also statistically significant differences (F = 5.31; df = 2, 2666; p = 005; η² = 0.004), with leaders perceiving greater Legitimacy than the grassroots members (t = 3.10; pScheffé =.004). In Leadership, there are statistically significant differences (F = 36.65; df = 2, 2742; p <.001; η² = 0.026) between the perception of the leaders and of the grassroots members of the network (t = 7.06; pScheffé = <.001) and between grassroots members and coordinators (t = 6.22; pScheffé =.004). The perception of Leadership is greater among people in leadership positions, followed by coordinators and then grassroots members.
M<sc>ean and standard deviation of collaboration, legitimacy and leadership by position in the network, sector and sphere</sc>
Network variables
Collaboration
Legitimacy
Leadership
n
x¯(SD)
n
x¯(SD)
n
x¯(SD)
Position in the network
Leader
685
3.74 (0.70)
668
3.24 (0.76)
696
3.55 (0.81)
Team coordinator
1709
3.49 (0.65)
1694
3.14 (0.67)
1733
3,316 (0.71)
Member
314
3.83 (0.67)
307
3.19 (0.68)
316
3,595 (0.71)
Sector of the network
Private sector
776
3.57 (0.65)
755
3.15 (0.66)
777
3.38 (0.72)
Public sector
653
3.65 (0.69)
658
3.27 (0.69)
670
3.45 (0.76)
Third or philanthropic sector
1162
3.59 (0.68)
1139
3.11 (0.72)
1181
3.41 (0.75)
Volunteer
117
3.44 (0.63)
117
3.34 (0.60)
117
3.34 (0.66)
Sphere of the network
Education sector
1294
3.62 (0.66)
1292
3.21 (0.66)
1315
3.40 (0.72)
Social sector
975
3.56 (0.69)
942
3.05 (0.69)
989
3.38 (0.76)
Others
439
3.56 (0.69)
435
3.31 (0.74)
441
3.49 (0.77)
Source: Prepared by the authors
Regarding the sector, in Collaboration there are statistically significant differences (F = 3.92; df = 3, 2704; p =.008; η² = 0.004) with a small effect size between participants from the public sector and volunteers (t = 3.15; pScheffé =.009), with the former having a more positive perception. In Legitimacy there are statistically significant differences (F = 10.21; df = 3, 2604; p <.001; η² = 0.011) with professionals from the private sector having a higher perception than those from the public sector (t = 3.24; pScheffé =.006), as well as between professionals from the private sector and volunteers (t = 2.78; pScheffé =.028), with volunteers giving higher scores. Statistically significant differences were also found between participants from public-sector institutions and those from the third or philanthropic sector (t = 4.77; pScheffé <.001), with the ones from the public sector scoring higher. There are also statistically significant differences in Legitimacy with volunteers having a higher perception than professionals from the third or philanthropic sector (t = 3.47; pScheffé =.003). Finally, in Leadership there are no statistically significant differences (F = 1.51; df = 3, 2741; p =.209).
As for the professional sphere, there are no statistically significant differences in Collaboration (F = 2.39; df = 2, 2705; p =.09). In Legitimacy there are statistically significant differences (F = 26.60; df = 2, 2666; p <.001; η² = 0.02) with respondents from the education sector having a higher perception than those from the social sector (t = 5.68; pScheffé <.001) and other sectors having a higher perception than the education sector (t = 2.46; pScheffé =.028). Statistically significant differences were also found between the perception of participants from the social sector and the perceptions of others (t = 6.56; pScheffé <.001), with the others giving higher scores. Finally, in Leadership there are statistically significant differences (F = 3.89; df = 2, 2742; p =.021; η² = 0.003), albeit with a small effect size, only between the greater perceptions of good Leadership from the other sectors compared with the participants from the social sector (t = 2.77; pScheffé =.016).
D<sc>iscussion and conclusions</sc>
We believe that the proposed objectives of this study have been satisfactorily achieved having followed the current recommendations for constructing and validating scales and cleaning items (Prinsen et al., 2018). The sample of people directly involved in socio-educational action networks was of a sufficient size. The statistical analyses revealed a high correlation between items and the scale as a whole, demonstrating the high construct validity. The results of the factor analyses reveal the existence of three factors (Collaboration, Legitimacy, and Leadership) instead of the seven in the hypothetical design. The confirmatory factor analysis revealed a good fit of the model, complying with the indices proposed by Prinsen et al. (2018). The analysis of internal consistency, Cronbach’s alpha, and McDonald’s omega indicate high reliability.
We must categorically acknowledge that our initial theoretical factors were not confirmed, although the selection of items and their subsequent cleansing have made it possible to identify three factors based on networks theory (MacBeath, 2011; Díaz-Gibson, et al., 2013; Clayton, 2016; Kallio & Halverson, 2020; Longás, et al., 2020). It may be that the hypotheses underlying the starting construct could not be confirmed in the psychometric analysis as they respond to different planes, one of a structural and managerial type (transversal composition, horizontality) and others closer to axiomatic principles (joint responsibility, trust and innovation). The factors of transversality in the networks and horizontality in their organization did not display consistency, although a good number of their items appear within the Collaboration, Legitimacy, and Leadership factors. We understand that these are hard to isolate and so a level of interdependence is found between these determinants, which could even be constituents of the network as an organizational structure. Networks are not possible without the integration of different institutions and without them participating on an equal footing. This factor already presented difficulties in its fitting in Díaz-Gibson, et al. (2014). Regarding trust among members, although this is theoretically justifiable, it can at the same time be a precondition for a good experience of collaboration and the result of it. Equally, innovation (the result of “joint learning” and “joint building”) was not reflected in the analyses, perhaps being more of a long-term effect of collaborative work than a precondition for the network to be a mature or well-established organization. Trust and innovation were also proposed as hypothetical factors in the phase of working with experts in Díaz-Gibson, et al. (2014) and were then dismissed in the psychometric analyses.
With regards to the initial questionnaire by Díaz-Gibson, et al. (2014), a certain principle of parsimony seems to impose itself, reducing the proposal for evaluation of the organizational maturity of the networks to 3 factors that are more consistent and robust thanks to their greater precision and better reliability and validity results. The initial associations between items and factors were derived from consultation of earlier theoretical proposals with little empirical foundation as there was no equivalent research, and they were strongly influenced by the different qualitative works close to grounded theory strategies. The research we have presented also included this process of constructing theory from practice in its first phase. Rather than being a case of overfitting of the model, the smaller number of factors and their new names could be due to the difficulty of precisely delimiting or defining certain factors with too many crossed or ambivalent items. Although indicators of external validity were not used, the good indicators of fit that confirm the internal validity of the questionnaire encourage us to continue with this line of research. The sample size and the possibility of performing a CFA are a notable methodological advance. According to the significance of the items, the 3 factors explain 3 critical dimensions in the management of networks that are well defined and are coherent with the research mentioned below.
The Collaboration factor is key from the theoretical perspective, simultaneously resulting from and creating trust, as an expression of the joint responsibility of the members of the network, and closely linked to recognition of transversality given that the innovative element of collaboration is found in the fact that it takes place between people who are part of organizations with different types of ownership and/or differing working spheres (Clayton, 2016; Rincón-Gallardo & Fullan, 2016). Much has been written about intersectoral educational networks and local socio-educational action networks as collaborative working networks (Civís & Longás, 2015; Pino-Yancovic & Ahumada, 2022), recognising in this their value as social innovation.
The perception of Legitimacy by members of the network is not considered in depth in the literature, perhaps because of the characteristic idiosyncrasy of intersectoral networks. Most members of these networks are not professionals employed by the networks and their membership often comes into conflict with the scheduling obligations imposed by the organizations to which each person belongs. Beyond the positive experience of collaboration or the good social relations obtained, the growth and sustainability of networks is directly related to their effectiveness, whether they achieve successful results, their perceived achievements, and so achieving recognition (Longás, et al., 2020).
As for the Leadership factor, we believe that it is expressed unequivocally in the corresponding items as they directly question the type of direction and management of the network aimed at making it effective and sustainable, taking into account the needs for integration and harmonization of members with different filiations (Azorín, et al., 2020; Pino-Yancovic & Ahumada, 2022).
The differences by the sociodemographic variables that have been detected provide a first point of reference for future studies, opening up further possibilities for research that take into account the great diversity of members. Differences by gender are revealed in the three factors, with men having stronger perceptions of Collaboration, Legitimacy, and Leadership. We do not have references that enable us to discuss these results and so we can only make hypotheses of differences between men’s and women’s expectations of networking.
In the case of results divided by age, a lower perception of Collaboration and Legitimacy is apparent in participants aged between 17 and 25 years. Given the age ranges, it can be assumed that many will be volunteers, a profile that is presumably enthusiastic and demanding in the more social/collaborative dimension, and at the same time likely to recognize value wherever they freely participate.
The higher perception of Collaboration and Leadership among grassroots members of networks is of interest, contrasting with the leaders’ greater perception of the networks’ Legitimacy. It could be that the experience of or need for collaboration occurs more among the grassroots, and that recognising leadership is more characteristic of the lower level, while the challenges of leadership include ensuring the consolidation and continuity of the network, something reflected in this factor.
Being in the private, public, or third sector does not affect the perception of Leadership, which confirms the theoretical consistency of this factor. In contrast, participants from the public sector have a better perception of Collaboration, as do professionals from the education sector, with these two groups perhaps being influenced by more individualistic prior experiences than the others.
Given the strong correlation between factors that the additional analyses identify, we believe that this proposal is a step forward in the construction of an integrated model for the organization and leadership of socio-educational networks. Rather than being a forced simplification, the reduced number of factors and items and the degree of reformulation compared to the initial instrument provide better conceptual clarity and, according to the results, improved psychometric reliability. The validated questionnaire is easy to apply and can help guide management because it focusses its outlook on applied and more tangible concepts than previous questionnaires did. We conclude that the CERS is valid and reliable and offers valuable input for evaluating socio-educational action networks, expanding research that supports their development, and constructing a theory to promote their effective implementation. The instrument can be freely used and we expect it will support the monitoring and progressive development of local networks since the results it provides can help with evidence-based decision making.
This work’s main limitation is the lack of a gold-standard instrument with which correlations with CERS can be established. The sample for the factor analyses is large. The networks are all from the same model of local networks (the model that CaixaProinfancia has been promoting since 2016) and while they all have the same purpose, there are also large differences between them as they are from different autonomous regions and cities with different educational and social action policies, distinct professional cultures, and large differences in the fabric of associations and cultures of participation. Although we have no doubt about its validity, further applications of the instrument would be advisable, both using different samples and in longitudinal studies, in order to confirm our contribution.
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