La motivación para las matemáticas en la ESO. Un estudio sobre las diferencias en función del curso y del sexo

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1 ISSN: Volumen 86, julio de 2014, páginas La motivación para las matemáticas en la ESO. Un estudio sobre las diferencias en función del Javier Gasco Txabarri Jose Domingo Villarroel Villamor (Universidad del País Vasco. España) Fecha de recepción: 20 de junio de 2013 Fecha de aceptación: 10 de enero de 2014 Resumen Palabras clave Es conocida la importancia de la motivación en educación; la presente investigación analiza este constructo psicoinstruccional en el aula de matemáticas de Educación Secundaria Obligatoria (ESO). Para tal fin, se han estudiado las variaciones de la motivación en función del curso académico y del sexo. La muestra empleada está formada por 631 alumnos y alumnas de 2º, 3º y 4º de la ESO. La herramienta de medida está compuesta por un cuestionario de autoinforme basado en el modelo de expectativavalor de Eccles et al. (1983) y adaptado para el aprendizaje de las matemáticas. Los resultados indican una tendencia moderada a aumentar la motivación de 2º a 3º curso y un estancamiento de 3º a 4º. En cuanto a las diferencias de sexo, se han encontrado débiles variaciones en autoeficacia a favor de los chicos. educación matemática, motivación, diferencias entre cursos, diferencias entre sexos, educación secundaria Abstract Keywords It is known the importance of motivation in education; the present research examines this construct in math classroom of Secondary School. To this end, it have been studied the variations of motivation in terms of the academic year and sex. The sample used consists of 631 students from 8th, 9th and 10th grades. The measurement tool is comprised of a self-report questionnaire based on the expectancy-value model of Eccles et al. (1983) and adapted for maths learning. The results indicate a moderate tendency to increase the motivation from 8th to 9th grades and a stagnation from 9th to 10th. As for gender differences, it have been found weak variations in self-efficacy in favor of boys. math education, motivation, sex differences, course differences, secondary school 1. Introducción Uno de los mayores retos para los docentes del presente siglo es proporcionar un ambiente que puede estimular la motivación para aprender del alumnado (Theobald, 2006). La motivación relacionada con el aprendizaje de las matemáticas ha sido estudiada en multitud de niveles educativos; sin embargo, representa una variable psicoinstruccional compleja, tanto por la multitud de enfoques y medidas que se le asocian, como por las variaciones que puede sufrir entre diferentes disciplinas educativas (Bong, 2001). Sociedad Canaria Isaac Newton de Profesores de Matemáticas

2 La teoría de expectativa-valor (Expectancy-Value Theory), desarrollado por Eccles et al. (1983), se encuentra entre las teorías motivacionales más relevantes debido a que se ha empleado ampliamente como marco conceptual para explicar la motivación en diferentes disciplinas educativas. El modelo se basa en el análisis de las expectativas y el valor de la tarea percibido por el alumnado y sus vinculaciones con el rendimiento escolar, la persistencia y la elección de estudios posteriores, entre otros factores (Eccles y Wigfield, 2002). Por tanto, los elementos principales del modelo se categorizan en dos: el valor de la tarea, que está relacionado con la importancia que se otorga al aprendizaje; y la expectativa, que se refiere a las creencias acerca de la competencia educativa que tiene la persona de sí misma. En este contexto, la expectativa coincide con el término de autoeficacia (Self-efficacy) introducido por Bandura (1977) y que ha obtenido una gran repercusión en las investigaciones sobre motivación académica. Las personas con creencias de autoeficacia débiles pueden verse afectadas por dudas e incertidumbre, mientras que una alta autoeficacia promueve la seguridad y los sentimientos positivos hacia las propias habilidades. El componente de valor incluye cuatro componentes: la importancia, el interés, la utilidad, y el coste. La importancia analiza el valor que da cada cual al aprendizaje de la materia en cuestión. El interés, o valor intrínseco, hace referencia al disfrute que la persona obtiene al realizar la tarea. La utilidad, o valor extrínseco, relaciona el aprendizaje con las metas personales actuales y futuras, ya sean académicas o laborales. Por último, el coste mide los aspectos negativos que tiene implicarse en la tarea, así como el esfuerzo que requiere y las actividades alternativas a las que debe renunciar. La investigación previa apoya la validez de esta teoría motivacional demostrando que, tanto la expectativa como el valor, están directamente relacionados con el rendimiento académico y con la elección de líneas de estudio en el dominio específico de las matemáticas (Spinath, Spinath, Harlaar, y Plomin, 2006). Más concretamente, el rendimiento mantiene una relación más estrecha con las expectativas que con el valor (Steinmayr y Spinath 2009), mientras que es el valor el predictor más eficaz de la persistencia y de la conducta de elección de planes de estudio (Eccles, 2005a; Wigfield y Eccles, 1992). Los estudios realizados sobre la variación de la motivación para las matemáticas entre los cursos de Educación Secundaria no ofrecen una visión clara sobre la evolución de esta variable del comportamiento. Las escasas investigaciones sobre el modelo motivacional de valor-expectativa que se han realizado en la asignatura de matemáticas en este ciclo educativo (Cleary y Chen, 2009; Frederick y Eccles, 2002; Jacobs et al., 2002) parecen indicar que se da un decrecimiento a medida que se avanza de curso; no obstante, los resultados no están exentos de matices. Las diferencias de sexo también han sido estudiadas en el ámbito de la motivación en esta disciplina educativa. A pesar de que estudios recientes informan sobre la ausencia de diferencias entre alumnas y alumnos en el rendimiento en matemáticas, tanto en Primaria como en Secundaria (Hyde, Lindberg, Linn, Ellis, y Williams, 2008), los estudios no son unánimes al respecto. Las primeras investigaciones, realizadas en los años 70, afirman que las mujeres se muestran menos confiadas en sus habilidades matemáticas, sufren mayor ansiedad en el estudio y es menos probable que persistan en tareas complicadas (Aiken, 1970; Fennema y Sherman, 1976). Más recientemente, los resultados arrojan datos más complejos: se advierte de la ausencia de variaciones en función del sexo en el valor atribuido al estudio de las matemáticas, si se tienen en cuenta todos sus componentes (Jacobs et al., 2002); sin embargo, el análisis componente a 40 Vol. 86 julio de 2014 NÚMEROS

3 componente muestra que los chicos perciben mayor interés para las matemáticas (Frenzel, Goetz, Pekrun, y Watt, 2010), aunque ambos sexos las consideran igual de útiles (Watt, 2004). El componente de coste no se ha investigado lo suficiente como para obtener datos concluyentes en función del sexo; de todos modos, puede ser sensible al sexo del alumnado ya que se relaciona con las emociones, tales como la ansiedad matemática y el miedo al rechazo por elegir opciones tradicionalmente distintas al rol establecido (Eccles, 2005b). En lo que respecta a la expectativa de autoeficacia, varios estudios indican que el sexo está ligado a estas creencias. Concretamente, Gallagher y Kaufman (2005) señalan que los alumnos tienden a mostrar percepciones de autoeficacia matemática más altas que las alumnas. En este mismo sentido, Vrugt, Oort, y Waardenburg (2009) indican que los chicos tienen sentimientos más positivos sobre sus habilidades matemáticas que las chicas. 2. Objetivos El objetivo general de esta investigación es analizar las diferencias en la motivación para las matemáticas en alumnado de Educación secundaria Obligatoria (ESO). Se indaga en las variaciones tanto por curso como por sexo. Más generalmente, el estudio trata de ahondar en las potencialidades de la motivación como impulsora de la enseñanza y el aprendizaje de las matemáticas, dada la relevancia educativa de esta disciplina en Educación Secundaria. 3. Método 3.1. Instrumento de medida La motivación académica está relacionada con las percepciones que el alumnado tiene de sí mismo y de su entorno y que le incita a elegir una actividad, a comprometerse con ella y a perseverar en su finalización. Para el estudio de la motivación, se ha seguido el criterio de Berger y Karabenick (2011) y el modelo de expectativa-valor. Por una parte, se mide la escala de expectativa de autoeficacia, para la cual los ítems se han seleccionado de la escala de autoeficacia del cuestionario MSLQ (Pintrich et al., 1991). Por otra parte, se evalúa la escala de valor de la tarea que está compuesta por cuatro categorías. Los componentes del valor de la tarea están definidos y evaluados por Eccles y sus colaboradores (Eccles et al., 1983; Eccles y Wigfield, 1995). Todos los ítems han sido adaptados por Berger y Karabenick (2011) para su aplicación en alumnado de matemáticas. Se ha empleado una traducción al castellano de dicho cuestionario (ver Anexo). Como recomiendan los autores del cuestionario original, se han agrupado los tres primeros componentes de valor (interés, utilidad e importancia) y se ha medido el coste por separado. De esta manera, los indicadores de motivación estudiados son tres: el valor, el coste y la expectativa de autoeficacia. Concretamente, el cuestionario consta de 9 ítems de la escala de valor (3 ítems pertenecientes al interés, 3 para la utilidad y 3 para la importancia), 2 ítems que analizan el coste y 3 ítems que evalúan la expectativa de autoeficacia El alumnado debe responder con arreglo a una escala tipo Likert de 5 puntos (donde 1= completamente en desacuerdo y 5= completamente de acuerdo). Sociedad Canaria Isaac Newton de Profesores de Matemáticas Vol. 86 julio de

4 3.2. Participantes Los participantes en este estudio han sido 631 estudiantes de 2º de la Educación Secundaria obligatoria (13-14 años), de 3º de la ESO (14-15 años) y de 4º de la ESO (15-16 años), de los cuales 292 eran mujeres y 242 hombres. Por motivos de errores u omisiones en los cuestionarios, la muestra final se ha reducido a 598 sujetos. La recogida de datos se ha realizado en 8 centros educativos pertenecientes a la Comunidad Autónoma Vasca, de los cuales 5 eran integrantes de la red pública y 3 de la red privada concertada Análisis estadístico Con el objetivo de estudiar las diferencias entre variables se realiza la prueba no paramétrica para k muestras independientes de Kruskal-Wallis y la prueba U de Mann-Withney para 2 muestras independientes. Para realizar los test post-hoc se ha empleado, asimismo, la prueba no paramétrica U de Mann-Withney. La razón de la elección de dichas pruebas no paramétricas es que los datos recogidos no cumplen los criterios ni de normalidad ni de homocedasticidad. En las pruebas para el análisis de dos muestras independientes, para la U de Mann-Withney, se ha calculado el tamaño del efecto (effect size), denotado por el parámetro r (Field, 2009; Rosenthal, 1991). La interpretación del coeficiente r es la siguiente: r=.10, tamaño del efecto débil; r=.30, tamaño del efecto moderado; y a partir de r=.50 tamaño del efecto fuerte (r toma valores entre 0 y 1). 4. Resultados Se muestran a continuación los resultados de la investigación. En la tabla 1 se describe la distribución de la muestra: CURSO SEXO Mujer Hombre Total 2ºESO (32.1%) 3ºESO (35.3%) 4ºESO (32.6%) Total (54%) (46%) N=598 Tabla 1. Distribución de la muestra por cursos y sexos (N=598) En la tabla 2 se expone el análisis de diferencias en las escalas de motivación de valor, coste y autoeficacia en función del curso académico: 42 Vol. 86 julio de 2014 NÚMEROS

5 Descriptivos Prueba de Kruskal-Wallis Escala Curso Media Desv. típ. χ² gl p 2º ESO Valor 3º ESO º ESO º ESO Coste 3º ESO º ESO º ESO Autoeficacia 3º ESO º ESO Tabla 2. Diferencias en las escalas de motivación en función del curso académico Se dan diferencias estadísticamente significativas en las escalas de valor y autoeficacia. El valor se refiere al interés, utilidad e importancia que otorga el alumnado al aprendizaje de las matemáticas. La autoeficacia mide la creencia de eficacia personal que tiene el alumnado en cuanto al estudio de las matemáticas se refiere. Con el objetivo de precisar las diferencias dos a dos existentes entre los cursos, se procede a efectuar los correspondientes test post-hoc: 1) Diferencias entre los cursos 2º y 3º: Se encuentran diferencias estadísticamente significativas en las dos escalas de motivación (Valor (Z=-4.48, p<.001, r=.22, Mann Withney U-test); Autoeficacia (Z=-4.54, p<.001, r=.23, U-test)). En ambos casos, 3º de la ESO obtiene puntuaciones superiores a 2º, lo que indica una valoración de la tarea y una expectativa de autoeficacia en matemáticas mayor del alumnado de 3º de la ESO. El tamaño del efecto, representado por el parámetro r, es entre débil y moderado (.10<r<.30). 2) Diferencias entre los cursos 3º y 4º: No se encuentran diferencias estadísticamente significativas (Valor (Z=-.22, p=.831, Mann Withney U-test); Autoeficacia (Z=-.80, p=.434, U-test)). 3) Diferencias entre los cursos 2º y 4º: Se dan diferencias estadísticamente significativas tanto en el valor como en la autoeficacia (Valor (Z=-3.69, p<.001, r=.19, Mann Withney U-test); Autoeficacia (Z=-3.68, p<.001, r=.19, U-test)). En ambos escalas, 4º de la ESO obtiene puntuaciones superiores a 2º. El tamaño del efecto, representado por el parámetro r, es entre débil y moderado. Sociedad Canaria Isaac Newton de Profesores de Matemáticas Vol. 86 julio de

6 En la tabla 3 se exponen los resultados asociados a las variaciones de las escalas de motivación en función del sexo: Descriptivos Escala Sexo Media Desviación Típica Valor Coste Autoeficacia Mujer Hombre Mujer Hombre Mujer Hombre Prueba U de Mann-Withney χ² p r Tabla 3. Diferencias de sexo en las escalas de motivación Únicamente se dan diferencias estadísticamente significativas en autoeficacia (Z=7.47, p=.006, r=.12, U-test). Los hombres obtienen puntuaciones superiores a las de las mujeres en dicha escala. El tamaño del efecto es débil. 5. Discusión Los resultados obtenidos en esta investigación analizan la motivación para las matemáticas y su variación en función del curso académico y el sexo. Con respecto a las diferencias entre cursos, los resultados obtenidos no se ajustan a la expectativa de un decrecimiento en la motivación a medida que el curso aumenta. Sin embargo, la motivación es mayor en las escalas de valor (el valor que se le da al aprendizaje de las matemáticas) y autoeficacia (la eficacia percibida en matemáticas) a medida que el curso aumenta, es decir, el alumnado de 3º de la ESO y de 4º de la ESO obtiene puntuaciones superiores en ambas escalas en comparación con el alumnado de 2º de la ESO, siendo el tamaño del efecto entre débil y moderado. En la escala de coste no se hallan diferencias. Los datos obtenidos en 3º de la ESO no coinciden con lo indicado por las escasas investigaciones sobre el modelo motivacional de valor-expectativa que se han realizado en la asignatura de matemáticas (Cleary y Chen, 2009; Frederick y Eccles, 2002; Jacobs et al., 2002). No obstante, no hay un consenso pleno sobre los cursos en que comienza a decrecer la motivación, ni tampoco hasta qué nivel académico se mantiene dicha tendencia descendente, ni en la magnitud de las diferencias. Se han detectado incluso incrementos en la importancia otorgada a las matemáticas en 4º de la ESO (10º grado) (Frederick y Eccles, 2002). La fluctuación de la motivación se atribuye a factores tanto individuales como contextuales (Frederick y Eccles, 2002). En la transición de la Educación Primaria a la Secundaria, la competencia se incrementa y por tanto los estudiantes son más propensos a experimentar un descenso en su 44 Vol. 86 julio de 2014 NÚMEROS

7 rendimiento; como consecuencia, los individuos muestran una percepción del valor menor con el fin de proteger su autoestima (Steele, 1998). En la misma línea, otros estudios advierten de que el cambio de ciclo educativo conlleva percepciones del valor de la tarea y la autoeficacia negativas debido a las mayores oportunidades para realizar un aprendizaje autónomo, una exigencia mayor en la toma de decisiones y una orientación hacia objetivos de rendimiento (Urdan y Migley, 2003). Dichos factores se traducen en conductas que producen una merma en la motivación, el esfuerzo y la persistencia (Reeve y Jang, 2006; Zimmeman, 2000). Otros factores que influyen en la disminución en la percepción del valor y la autoeficacia son el menor optimismo del alumnado al llegar a Secundaria, la menor atención personal, los cambios actitudinales relacionados con la pubertad y la comparativa social entre pares (Frederick y Eccles, 2002). Asociada al efecto que produce la comparación-competencia entre estudiantes, Zimmerman y Martínez-Pons (1990) distinguen entre autopercepción de la competencia y autoeficacia; yendo en contradicción con otros estudios, indican que la autoeficacia va en aumento entre el penúltimo curso de Primaria (5º grado), 2º de la ESO (8º grado) y primero de Bachillerato (11º grado). La explicación ofrecida es la siguiente: mientras las percepciones sobre el desempeño académico (autoeficacia) crecen, la autopercepción de competencia en relación con los iguales decrece debido al efecto negativo producido por la comparación social. Por tanto, sugieren tener en cuenta los factores que se están evaluando. Según algunos estudios, el descenso más acusado en la motivación en matemáticas se produce en los dos primeros cursos de Secundaria (Frederick y Eccles, 2002; Jacobs et al., 2002;); de hecho, a partir de 2º de la ESO las diferencias tienden a desaparecer (Watt, 2004). Según Watt (2004) y Watt et al. (2011), las características del currículo de Educación Secundaria son determinantes en la variación de la motivación en matemáticas, según un análisis realizado desde el último curso de Primaria (7º grado) hasta 2º de Bachillerato (12º grado) en el sistema educativo australiano. Se constata un decrecimiento del valor y la autoeficacia significativo tanto en 1º de la ESO (8º grado) como en primero de Bachillerato (11º grado). Las razones argüidas son de carácter curricular. En ambos cursos se da un salto cualitativo en la dificultad de la materia, mientras que los cursos inmediatamente anteriores eran fundamentalmente de repaso de los conocimientos previamente adquiridos. Los resultados obtenidos en este estudio podrían encajar con la explicación ofrecida en la bibliografía. El incremento del valor y la autoeficacia en 3º de la ESO puede responder a una mayor competencia en matemáticas en general y en la resolución de problemas en particular. Los resultados obtenidos en el apartado de resolución de problemas corroboran la diferencia existente entre 2º y 3º de la ESO en aptitud resolutoria. Es posible que en 2º de la ESO el nuevo procedimiento de resolución algebraico todavía no esté afianzado y en 3º se consolide. El estancamiento de la motivación en 4º de la ESO se explicaría por la creciente abstracción a la que se ven sometidas las matemáticas, lo que puede suponer la percepción por parte del alumnado de un alejamiento de la realidad (Watt, 2004). Sobre la escala de motivación de coste no se han encontrado estudios sobre la evolución educativa de la renuncia que supone el aprendizaje de las matemáticas de cara a realizar otras actividades. Los resultados obtenidos en esta investigación indican que no se producen cambios en dicha variable en los tres cursos analizados. Por tanto, el incremento del valor y la autoeficacia observados en el paso de 2º a 3º de la ESO no se corresponden con variaciones en el coste, lo que da a Sociedad Canaria Isaac Newton de Profesores de Matemáticas Vol. 86 julio de

8 entender que en esta escala no se observan los patrones evolutivos del resto de indicadores de la motivación. En definitiva, en Educación Secundaria, es evidente que son necesarias más investigaciones que aclaren las causas del cambio de motivación en matemáticas y los múltiples factores involucrados en el mismo. Asimismo, sería conveniente ahondar en la evolución de la motivación en función del contenido curricular de cada curso. El segundo bloque sometido a estudio se ha ocupado del análisis de las diferencias de sexo en la motivación. De acuerdo a los resultados, se concluye que tan solo existe variación estadísticamente significativa a favor de los alumnos en la escala de autoeficacia. En realidad, los estudios recogidos en educación matemática en Secundaria no son unánimes al respecto. Las primeras investigaciones realizadas en los años 70 muestran la relación entre la utilidad percibida (escala perteneciente al valor de la tarea) y el rendimiento académico, señalando diferencias entre las actitudes del alumnado en detrimento de las alumnas, que se muestran menos confiadas en sus habilidades matemáticas, sufren mayor ansiedad en el estudio y es menos probable que persistan en tareas complicadas (Aiken, 1970; Fennema y Sherman, 1976). Más recientemente, en directa conexión con la utilidad percibida de las matemáticas, se ha observado que los chicos muestran una mayor motivación extrínseca que las chicas (Anderman y Anderman, 1999; Midgley y Urdan, 1995; Urdan, Midgley, y Anderman, 1998). El informe internacional PISA 2003 (OCDE, 2005) advierte de las diferentes actitudes de chicas y chicos. Así, aunque las chicas acceden más a la Educación Secundaria y a la Superior, muestran menor autoeficacia matemática. Esta diferencia influye en la elección de su futuro profesional. El informe destaca que las alumnas demuestran un menor interés y disfrute en relación con la asignatura, unos sentimientos inferiores hacia sí mismas y unos mayores índices de impotencia y estrés en las clases de matemáticas. En la misma línea, otros estudios indican que el sexo está ligado a las creencias de autoeficacia matemática, comprobando que los alumnos tienden a mostrar percepciones de autoeficacia matemática más altas que las alumnas (Gallagher y Kaufman, 2005; Pajares y Miller, 1994). El factor más sensible mencionado a la hora de abordar las diferencias en motivación en matemáticas en Educación Secundaria es el estereotipo de género que históricamente ha impuesto que las matemáticas sean un dominio de los hombres (Meece, Glienke, y Burg, 2006; Watt, 2004). Incluso aunque no haya diferencia en el rendimiento entre alumnas y alumnos, se ha comprobado que las percepciones de valor y autoeficacia de los chicos son superiores (Eccles et al., 1993). Esta diferencia de género ha sido amplificada por los mass media (Hyde, 2005); este refuerzo del estereotipo continúa siendo pernicioso para la confianza, la valoración y autoeficacia que las alumnas perciben en la materia en cuestión. Las investigaciones al respecto advierten del importante papel que juega el contexto social y educativo en la disminución de las desigualdades mencionadas (Frederick y Eccles, 2002; Meece, Glienke, y Burg, 2006). Como contrapunto a las diferencias mencionadas, diversos estudios indican que la brecha sexual en la motivación en matemáticas en Secundaria tiende a desaparecer, incluso no apareciendo en algunos casos (NCES, 2004). Tanto Frederick y Eccles (2002) como Jacobs et al. (2002) encuentran diferencias que van disminuyendo a medida que se avanza en la Educación Secundaria. 46 Vol. 86 julio de 2014 NÚMEROS

9 A este respecto, los resultados de este estudio van en la línea de la disminución de las diferencias de sexo apuntadas. No se han hallado diferencias ni en el valor de la tarea ni en el coste; es decir, las alumnas y alumnos evaluados perciben un interés, una utilidad, una importancia y un coste similares en el aprendizaje de las matemáticas. La única variación detectada, en detrimento de las alumnas, se produce en la autoeficacia y no deja de ser leve (como indica en tamaño del efecto). Es posible que los clásicos estereotipos de género, que han marcado la trayectoria de las diferencias sexuales en motivación para las matemáticas, estén cambiando paulatinamente. En esta línea y como perspectiva para investigaciones futuras, una muestra más amplia podría esclarecer la previsible tendencia a la desaparición de desigualdades en las percepciones motivacionales en función del sexo. Si persistieran las diferencias en las expectativas de autoeficacia, el sistema educativo en general y los currículos científicos en particular deberían analizar cómo atajarlas. Una forma de incidir en este aspecto, tal y como apuntan diversas investigaciones, sería eliminando estereotipos de género que históricamente han vinculado el aprendizaje de las matemáticas (y de las ciencias en general) con el género masculino. Bibliografía Aiken, L. R. (1970). No intellective variables and mathematics achievement: Directions for research. Journal of School Psychology, 8, Anderman, L. H. y Anderman, E. M. (1999). Social predictors of changes in student s achievement goal orientations. Contemporary Educational Psychology, 25, Bandura. A. (1977). Self-efficacy: Toward a unifying theory of behavioural change. Psychological Review, 84, Berger, J. y Karabenick, S.A. (2010). Motivation and student s use of learning strategies: Evidence of unidirectional effects in mathematics classroom. Learning and Instruction, 21(3), Bong, M. (2001). Between- and within-domain relations of academic motivation among middle and high school students: Self-efficacy, task-value, and achievement goals. Journal of Educational Psychology, 93(1), Cleary, T. J. y Chen, P. P. (2009). Self-regulation, motivation, and math achievement in middle school: Variations across grade level and math context. Journal of School Psychology, 47, Eccles, J. S. (2005a). Subjective task-value and the Eccles et al. model of achievement-related choices. En A. J. Elliot y C. S. Dweck (Eds.), Handbook of competence and motivation (pp ). New York, NY: Guilford. Eccles, J. S. (2005b). Studying gender and ethnic differences in participation in math, physical science, and information technology. New Directions in Child and Adolescent Development, 110, Eccles, J. S., Adler, T. F., Futterman, R., Goff, S. B., Kaczala, C. M., Meece, J. L., et al. (1983). Expectancies, values, and academic behaviors. En J. T. Spence (Ed.), Achievement and achievement motivation (pp ). San Francisco, CA: Freeman. Eccles, J. S. y Wigfield, A. (1995). In the mind of the actor: the structure of adolescent s achievement task values and expectancy-related beliefs. Personality and Social Psychology Bulletin, 21(3), Eccles, J. S. y Wigfield, A. (2002). Motivational beliefs, values, and goals. Annual Review of Psychology, 53, Eccles, J. S., Wigfield, A., Harold, R., y Blumenfeld, P. B. (1993). Age and gender differences in children s self and task-perceptions during elementary school. Child Development, 64, Fennema, E. y Sherman, J. (1976). Fennema-Sherman mathematics attitudes scales: instruments designed to measure attitudes toward the learning of mathematics by females and males. Journal for Research in Mathematics Education, 7, Sociedad Canaria Isaac Newton de Profesores de Matemáticas Vol. 86 julio de

10 Field, A. (2009). Non-parametric tests. En Discovering statistics using SPSS (pp , tercera edición). London: Sage. Fredericks, J. A. y Eccles, J. S. (2002). Children's competence and value beliefs from childhood through adolescence: Growth trajectories in two male sex-typed domains. Developmental Psychology, 38, Frenzel, A. C., Goetz, T., Pekrun, R., y Watt, H. M. G. (2010). Development of mathematics interest in adolescence: Influences of gender, family, and school context. Journal of Research on Adolescence, 20(2), Gallagher, A. y Kaufman, J. (2005). Gender differences in mathematics. An integrative psychological approach. NY: Cambridge University Press. Hyde, J. S. (2005). The gender similarities hypothesis. American Psychologist, 60, Hyde, J. S., Lindberg, S. M., Linn, M. C., Ellis, A. B., y Williams, C. C. (2008). Gender similarities characterize math performance. Science, 321, Jacobs, J. E., Lanza, S., Osgood, D. W., Eccles, J. S., y Wigfield, A. (2002). Changes in children s self-competence and values: Gender and domain differences across grades one through twelve. Child Development, 73, Meece, J. L., Glienke, B. B., y Burg, S. (2006). Gender and motivation. Journal of School Psychology, 44, Midgley, C. y Urdan, T. (1995). Predictors of middle school student s use of self-handicapping strategies. Journal of Early Adolescence, 15, OCDE (2005). Informe Pisa Aprender para el mundo de mañana. OCDE-PISA: Santillana. Pajares, F. y Miller, M. D. (1994). Role of self-efficacy and self-concept beliefs in mathematical problem solving: a path analysis. Journal of Educational Psychology, 86, Pintrich, P. R., Smith, D. A., García, T., y McKeachie, W. J. (1991). A Manual for the Use of the Motivational Strategies for Learning Questionnaire (MSLQ). Ann-Arbor, MINCRIPTAL: The University of Michigan. Reeve, J. M. y Jang, H. (2006). What teachers say and do to support student s autonomy during a learning activity. Journal of Educational Psychology, 98, Rosenthal, R. (1991). Meta-analytic procedures for social research (segunda edición). Newbury Park, CA:Sage. Spinath, B., Spinath, F. M., Harlaar, N., y Plomin, R. (2006). Predicting school achievement from general cognitive ability, self-perceived ability, and intrinsic value. Intelligence, 34(4), Steele, C. M. (1998). A threat in the air: how stereotypes shape intellectual identity and performance. American Psychologist, 52, Theobald, M. A. (2006). Increasing student motivation: Strategies for middle and high school teachers. Thousand Oaks, CA: Corwin. Steinmayr, R. y Spinath, B. (2009). The importance of motivation as a predictor of school achievement. Learning and Individual Differences, 19(1), Urdan, T. y Midgley, C. (2003). Changes in the perceived classroom goal structure and pattern of adaptive learning during early adolescence. Contemporary Educational Psychology, 28, Urdan, T., Midgley, C., y Anderman, E. M. (1998). The role of classroom goal structure in student s use of self-handicapping strategies. American Educational Research Journal, 35, Vrugt, A., Oort, F.J., y Waardenburg, L. (2009). Motivation of men and women in mathematics and language. International Journal of Psychology, 44(5), Watt, M. G. (2004). Development of adolescents self-perceptions, values, and task perceptions according to gender and domain in 7 th through 11 th grade australian students. Child Development, 75(5), Watt, H. M., Shapka, J. D., Morris, Z. A., Durik, A. M., Keating, D. P., y Eccles, J. S. (2012). Gendered motivational processes affecting high school mathematics participation, educational aspirations, and career plans: A comparison of samples from Australia, Canada, and the United States. Developmental Psychology, 48(6), Vol. 86 julio de 2014 NÚMEROS

11 Wigfield, A. y Eccles, J. S. (1992). The development of achievement tasks values: A theoretical analysis. Developmental Review, 12, Zimmerman, B. J. (2000). Attaining self-regulation: A social cognitive perspective. En M. Boekaerts, P. Pintrich, y M. Zeidner (Eds.), Handbook of self-regulation (pp ). Orlando, FL: Academic Press. Zimmerman, B. J. y Martínez-Pons, M. (1990). Student differences in self-regulated learning: Relating grade, sex and giftedness to self efficacy and strategy use. Journal of Educational Psychology, 82, Javier Gasco Txabarri. Es licenciado en Matemáticas y doctor en Psicodidáctica por la Universidad del País Vasco-Euskal Herriko Unibertsitatea (UPV-EHU). Su área de estudio es la didáctica de las matemáticas. Actualmente, sus líneas de investigación están relacionadas con las estrategias de aprendizaje, la motivación y la resolución de problemas en Educación Secundaria. Txomin Villlarroel Villamor. Es Profesor Agregado en el departamento de Didáctica de la Matemática y de las Ciencias Experimentales de la Universidad del País Vasco-Euskal Herriko Unibertsitatea (UPV-EHU). Ha publicado multitud de artículos de investigación centrados en la enseñanza de las ciencias y de las matemáticas. Sociedad Canaria Isaac Newton de Profesores de Matemáticas Vol. 86 julio de

12 Anexo Cuestionario de motivación para las matemáticas (Traducción castellana del original de Berger y Karabenick, 2011) Notas: 1) Todas las respuestas se ajustan a una escala Likert 5 (donde 1=Completamente en desacuerdo, 2=En desacuerdo, 3=Ni de acuerdo ni en desacuerdo, 4=De acuerdo y 5= Completamente de acuerdo). 2) El orden de los ítems expuesto no se ajusta con el empleado en la prueba llevada a cabo con la muestra. Valor de la tarea Interés 1. Me gustan las matemáticas. 2. Disfruto con las matemáticas. 3. Las matemáticas son emocionantes. Importancia 1. Es importante para mí ser alguien que sea bueno en matemáticas. 2. Creo que ser bueno en matemáticas es parte importante de mi personalidad. 3. Es importante para mí ser alguien que puede razonar utilizando fórmulas y operaciones matemáticas. Utilidad 1. Creo que las matemáticas pueden ser útiles en el futuro porque me pueden ayudar. 2. Creo que ser bueno en matemáticas puede ser útil en el futuro. 3. Creo que ser bueno en matemáticas puede ser útil para encontrar trabajo o para ir a la universidad Coste 1. Tengo que dejar de hacer muchas cosas para aprender bien matemáticas. 2. Creo que el éxito en matemáticas requiere dejar otras actividades que me gustan. Expectativa de autoeficacia 1. Creo que tendré una excelente nota en matemáticas. 2. Estoy seguro de que puedo entender los contenidos más difíciles en matemáticas. 3. Tengo confianza en que puedo aprender los conceptos básicos enseñados en matemáticas. 50 Vol. 86 julio de 2014 NÚMEROS

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