Conductas disruptivas en estudiantes de escuelas diferenciadas, coeducativas e intereducativas

Enrique G. Gordillo^a, Renzo Rivera-Calcina^b, Giancarlo J. Gamero^c

^a Universidad Católica San Pablo, Arequipa (Perú).
egordillo@ucsp.edu.pe

^b Universidad Nacional de San Agustín, Arequipa (Perú).
renzorivera856@gmail.com

^c Estudiante, Universidad Católica San Pablo, Arequipa (Perú).
giancarlo.gamero@ucsp.edu.pe

10.5294/edu.2014.17.3.2

Recepción: 2014-07-16
Envío a pares: 2014-08-14
Aceptación por pares: 2014-11-03
Aprobación: 2014-11-18

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Gordillo, E. G., Rivera-Calcina, R. y Gamero, G. J. (2014). Conductas disruptivas en estudiantes de escuelas diferenciadas, coeducativas e intereducativas. Educ. Educ. Vol. 17, No. 3, 427-443. DOI: 10.5294/edu.2014.17.3.2

En el mundo educativo internacional, existe actualmente un debate sobre el mejor modo de organización de los estudiantes en el sistema educativo formal: si separados por sexos (educación diferenciada) o no (educación mixta)¹. Desde ambas partes se ha tratado de sumar evidencia empírica para determinar el mejor modo de agrupación (Ferrara, 2010; Jost, 2002; Tortuga Pedagógica, 2005), si bien el debate mismo, así como el acopio de evidencia, son aún insuficientes (U. S. Department of Education, 2005). En este contexto, algunas fuentes hablan de una suerte de tercera vía (Sánchez, 2002): se trataría de la intereducación, modelo en el que chicos y chicas son educados en paralelo y simultáneamente en la misma institución, pero separadamente según su sexo (Asociación Española Guías y Scouts de Europa, 2008; Associazione Italiana Guide e Scouts d'Europa Cattolici, 2013). En varias escuelas, los estudiantes varones están separados de las mujeres en sendas aulas durante las actividades académicas, si bien se encuentran en el mismo edificio, y coinciden en las horas de entrada y salida, en los recreos y, eventualmente, en algunas actividades extracurriculares (Austin Independent School District, 2011; Ibanez, 2011; Sax, 2006).

La intereducación es un modelo relativamente novedoso en la educación formal. Tal vez ello explique su poco desarrollo teórico y empírico. Se cree que la concepción nació en Europa, concretamente en Italia, asociada con el movimiento escultista italiano (Associazione Italiana Guide e Scouts d'Europa Cattolici, 2013; Gruppo Scouts Pescara 2 F. S. E., 2003); de ahí pasó al sistema formal. Algunos promueven la intereducación como una alternativa a la educación diferenciada, dado que si bien se busca respetar las diferencias especificas de cada sexo en la formación de los estudiantes, se procura no aislarlos de sus pares del sexo opuesto, debido a que esto se considera un "esquema estéril" (Associazione Italiana Guide e Scouts d'Europa Cattolici, 2013); al mismo tiempo, sin embargo, busca diferenciarse de la coeducación precisamente para respetar las diferencias a las que se aludió inicialmente, lo cual justificaría la separación por sexos (Associazione Italiana Guide e Scouts d'Europa Cattolici, 2013; Gruppo Scouts Pescara 2 F. S. E., 2003).

A pesar de la ausencia de desarrollo teórico, no son pocas las instituciones educativas que de un modo u otro siguen este modelo de agrupamiento, bien sea por opción propia o porque la toman como una estrategia de transición del esquema coeducativo al diferenciado (Austin Independent School District, 2011). Sin embargo, ¿se trata propiamente de un tercer modo de agrupar a los estudiantes en el aula y en la institución educativa?, ¿cuál es específicamente el efecto de dichos espacios de interacción con el sexo opuesto sobre los distintos resultados del proceso educativo diferenciado?, ¿son suficientes para hablar en rigor de un modelo con características distintas a la educación diferenciada, o es simplemente una versión ligeramente diferente de esta, como opinan algunos expertos? (Riordan, 2014). Estas preguntas no han sido contestadas desde el punto de vista empírico; de hecho, la intereducación prácticamente no ha sido estudiada.

Por otra parte, uno de los ámbitos del proceso educativo que ha salido a relucir en el debate mencionado al inicio es el de la indisciplina escolar. Algunos testimonios dan cuenta de que las escuelas diferenciadas tienen menos indisciplina que las mixtas (Dicapua, 2003; Gurian, 2001; Jost, 2002; Masterson, 2003; National Association for Single-Sex Public Education, s. d.-b). El tema es importante debido a la trascendencia de la indisciplina para el proceso educativo (Gotzens, 1986; Gotzens, Castelló, Genovard y Badia, 2003; Millman, Schaefer y Cohen, 1980; Tomal, 1998). No solo es un tópico frecuente en los discursos de los maestros sobre sus problemas en el aula (Carrascosa, 1996; Carrascosa y Martínez Mut, 1998; Eggleton, 2001; Peralta, Sánchez, Trianes y De la Fuente, 2003; Tomal, 1998), sino que esta variable parece estar relacionada con el síndrome de burnout que algunos experimentan (Arias y Jiménez, 2013; Carrascosa, 1996; Carrascosa y Martínez Mut, 1998; Hastings y Bham, 2003; Tomal, 1998). Por ejemplo, Hastings y Bham encontraron entre cien docentes de escuelas primarias en Gran Bretaña que las faltas de respeto de los estudiantes podían predecir el agotamiento emocional y la despersonalización de sus docentes (Hastings y Bham, 2003). Asimismo, esta variable está asociada con el bajo rendimiento académico (Gotzens, 1986; Malecki y Elliot, 2002).

Sin embargo, aproximarse al tema no es sencillo, no solo porque —en contra de lo que podría pensarse— ha sido poco estudiado (Gotzens et al., 2003; Le, Miller, Health y Martín, 2005; Tomal, 2007), sino, sobre todo, por las discrepancias en el uso del término disciplina (Millman et al., 1980), pues aparentemente el concepto plantea ambigüedades: por ejemplo, "... lo que constituye un verdadero problema para un determinado profesor, puede limitarse a un simple motivo de irritación para otro, y solo a una manifestación ruidosa de euforia infantil para un tercero" (Carrascosa y Martínez Mut, 1998, p. 9). Esta opinión es compartida por más de un estudioso (Gotzens, 1986; Silva y Neves, 2006).

Debido a ello, se buscó un concepto que permitiera mayor exactitud para la medición científica. En ese sentido, un término utilizado en la literatura es el de conductas disruptivas. Aparentemente, el término proviene del inglés, lengua en la que la categoría disruptive behavior goza de cierta tradición de investigación referida al ámbito escolar (Bastick, 2000; Cornelius-White, 2007; Datnow, Hubbard y Woody, 2001; Gotzens, 2008; Jost, 2002; Peiró i Gregori, 2007). A partir de la literatura revisada, entendemos el término como las conductas, por parte de los estudiantes, que interrumpen el normal funcionamiento de una clase y perturban la convivencia por constituir transgresiones a normas establecidas (Peralta et al., 2003; Silva y Neves, 2006).

Con el presente trabajo nos propusimos aportar evidencia empírica sobre el fenómeno de la intereducación. Se midió la frecuencia de conductas disruptivas en escuelas diferenciadas, intereducativas y mixtas para ver si el modo de agrupar a los estudiantes estaba correlacionado con el outcome de sus conductas de indisciplina, como parecen señalar algunos testimonios (Jost, 2002; Masterson, 2003).

La relación entre las variables contempladas casi no ha sido abordada en la literatura. En el año 2008, Gordillo llevó a cabo una investigación en el Callao (Perú) en la que correlacionó las conductas disruptivas de 844 estudiantes de escuelas públicas con el tipo de agrupamiento (diferenciado y mixto). Gordillo encontró que quienes provenían de escuelas diferenciadas demostraban un mejor comportamiento que quienes venían de escuelas mixtas, y halló una correlación significativa, aunque débil, entre la frecuencia de conductas disruptivas y la coeducación (r = 0,363), en el sentido de que este tipo de agrupamiento favorecería el incremento de conductas disruptivas para los estudiantes de su muestra (Gordillo, 2013). Adicionalmente, existen tres estudios similares que miden conductas negativas (no siempre disruptivas en el sentido expresado aquí) de estudiantes de escuelas diferenciadas y las comparan con las de escuelas coeducativas (Bastick, 2000; Rey de Castro, 2003; Sara-Lafosse, Chira y Fernández, 1989). A diferencia de los resultados de Gordillo, en estos tres últimos casos la tendencia es a encontrar más comportamientos negativos en las escuelas diferenciadas que en las mixtas, tal vez porque estos trabajaron con población de una edad distinta, midieron variables diferentes y no controlaron —salvo Rey de Castro— variables confusoras (Gordillo, 2013).

Nos planteamos la hipótesis de que la frecuencia de conductas disruptivas está asociada con la manera de organizar a los estudiantes (en aulas diferenciadas, intereducativas o coeducativas). Esta hipótesis se basa en argumentos teóricos y prácticos relacionados con la edad de los sujetos de estudio, esto es, la pubertad. Creemos que al ser un periodo de alta variabilidad en la configuración de las personas, el hecho de que varones y mujeres estén juntos en una misma aula podría aumentar los problemas de indisciplina (Gurian, 2001). Esto se puede deber no solo a los diferentes tiempos de aparición y ritmos de desarrollo de los caracteres sexuales secundarios que inician la pubertad (Fernandes, 1991; Jameson y Finlayson, 2010; Marshall, 1978), sino a las diferencias propias de varones y mujeres durante este periodo (Gurian, 2001; Maccoby, 1967; Sax, 2005). Todas estas características hacen suponer que tener en una misma aula a personas que aprenden a distintos ritmos, que se comportan de manera diferente y que necesitan distinta atención en un periodo tan difícil de sus vidas podría estar asociado a una mayor presencia de conductas disruptivas.

Con respecto a la intereducación, si tomamos a la educación diferenciada y a la coeducación como polos extremos y opuestos de la dinámica educativa a partir del agrupamiento, se podría argumentar que, en tanto híbrido entre la educación diferenciada y la coeducación, expone a los alumnos a más efectos de la coeducación que la educación diferenciada, debido a que contempla espacios de interacción —aunque no educativos formales— entre alumnos de distintos sexos; sin embargo, esos efectos no llegarían a ser tantos como en la coeducación propiamente dicha. A partir de este razonamiento, esperamos encontrar más conductas disruptivas en las escuelas intereducativas que en las diferenciadas, pero menos en aquellas que en las coeducativas.

Pensamos que el presente estudio puede ser provechoso para los delineadores de políticas en función de los beneficios o no que podrían brindar los distintos modelos educativos. Un debate similar, con implicancias políticas, ocurrió en Estados Unidos cuando se debatió la pertinencia de que las escuelas públicas ofrecieran también la modalidad diferenciada a los padres de familia para la educación de sus hijos (National Association for Single-Sex Public Education, s. d.-a). Como dato curioso, anotemos que a partir de ahí varias escuelas públicas se convirtieron en intereducativas como paso previo a ofrecer educación diferenciada (Austin Independent School District, 2011). Creemos que esta información podría replicar dichos intereses, así como ser pertinente a padres de familia y docentes en general.

El presente estudio, básico, descriptivo simple y correlacional (Hernández, Fernández y Baptista, 2001), consideró dos variables. La primera, agrupamiento escolar por sexo, fue subdividida en tres categorías: agrupamiento diferenciado (escuelas exclusivamente para varones o exclusivamente para mujeres), agrupamiento coeducativo (hombres y mujeres juntos durante toda la jornada escolar en las mismas aulas) y agrupamiento intereducativo (vid. supra).

La segunda variable, conductas disruptivas, definida párrafos atrás, fue dividida en tres subvariables: a) conductas que interrumpen el estudio; b) conductas de falta de responsabilidad; c) conductas perturbadoras de las relaciones sociales en la clase. Cada una de ellas fue operativizada mediante un conjunto de indicadores (Fernández García, 2001; Gotzens, 1986; Millman et al., 1980), que se pueden observar en el cuadro 1.

Debido a la compleja naturaleza de las variables en estudio (Riordan, 2007), se tomaron en cuenta una serie de variables intervinientes y confusoras que fueron controladas metodológica y estadísticamente. Estas se detallan en el cuadro 2.

Lamentablemente, no se pudieron medir ciertos elementos que de manera hipotética podrían considerarse variables confusoras. Por ejemplo, existe evidencia para sostener que la configuración del entorno familiar del estudiante tiene efectos sobre sus conductas disruptivas en el aula de clases (Martínez Ferrer et al., 2003); si bien esto no pudo ser medido directamente, indirectamente se intentó dar cuenta de este elemento por medio de la variable estructura familiar del estudiante.

Existen pocas escuelas intereducativas en Arequipa. Aparentemente, solo la Federación de Círculos Sociales Católicos de Arequipa (Circa) posee escuelas con este tipo de organización estudiantil, si bien tiene, además, escuelas coeducativas y diferenciadas. Circa es una institución privada, sin fines de lucro, que tiene entre sus objetivos promover la educación básica de la niñez de muy escasos recursos en Arequipa (Circa, s. d.). Con ese objetivo mantiene cerca de cuarenta escuelas en la ciudad, que funcionan bajo el régimen de gestión mixta: se manejan como una institución privada pero cuentan hasta cierto punto con financiamiento del Estado peruano.

Se llegó a un acuerdo con Circa para trabajar con los colegios que la institución mantenía en la zona llamada Cono Norte y en Paucarpata, el distrito arequipeño con el mayor número de habitantes de la provincia (120.446) (Instituto Nacional de Estadística e Informática, 2007). Este distrito no posee área rural.

La frecuencia de conductas disruptivas se trabajó en función del promedio de dichas conductas que cada alumno cometía en una hora de clase. Se optó por un corte transversal una única vez en el tiempo. Para obtener la información, se les administró a los estudiantes de la población seleccionada el Autoinforme de Conductas Disruptivas en el Aula (ACDA). El uso de un autoinforme ha sido aplicado en estudios similares (Bastick, 2000; Gotzens, 2008; Gotzens et al., 2003; Sara-Lafosse et al., 1989), y algunos expertos opinan que es más fiable que la observación directa (Gotzens et al., 2003), debido a que minimiza los problemas de la subjetividad en la medición por parte de observadores, y, sobre todo, el de la alteración del comportamiento de los sujetos observados a partir de la presencia de un extraño (el observador). El ACDA ha sido validado mediante juicio de expertos, y se ha aplicado ya en dos investigaciones anteriores (Gordillo, 2013; Gordillo y Gamero, 2013) con resultados similares a pesar de tratarse de dos poblaciones diferentes. Con el fin de garantizar veracidad en las respuestas, el protocolo de aplicación del instrumento detallaba explícitamente que había que notificar a los estudiantes de que la prueba era anónima y no los afectaría en su nota de conducta, que suele ser un rubro sujeto a calificación en la práctica educativa peruana. La prueba, administrada por personal de campo capacitado para tal efecto, fue aplicada en junio del 2013, siempre durante los últimos minutos de la hora semanal del curso de Tutoría que los alumnos de los colegios Circa reciben como parte de su currículo.

Se trabajó solamente con estudiantes de segundo grado de secundaria, sobre todo porque este grado corresponde a la edad en la que los adolescentes sufren los cambios hormonales, físicos y psicológicos más importantes, lo que, como se detalló, es digno de tomarse en cuenta como uno de los factores que supondría una diferencia en la frecuencia de conductas disruptivas entre colegios diferenciados, intereducativos y mixtos (Fernandes, 1991; Guevara, 2007; Gurian, 2001).

La delimitación de la muestra final se realizó tras un análisis percentilar de la sumatoria de conductas disruptivas referidas por cada encuestado; se decidió eliminar los formularios de aquellos cuya cifra total de conductas disruptivas en una clase superara el percentil 75, por considerarse inverosímil. Después de este proceso, la muestra finalmente comprendió a 295 estudiantes de segundo de secundaria (135 varones y 160 mujeres), cuya edad promedio fue de 13,17 años. De ellos, 144 provenían de aulas diferenciadas (63 varones y 81 mujeres), 80 de aulas intereducativas (42 varones y 38 mujeres) y 71 de aulas mixtas (30 varones y 41 mujeres).

La correlación entre las variables agrupamiento escolar por sexo y conductas disruptivas se realizó utilizando el coeficiente de correlación parcial, que indica cuánta asociación hay exclusivamente entre la subvariable considerada y la variable de interés, tras controlar el efecto de las variables confusoras. Para ello, y con el objetivo de no controlar las variables cuyo efecto fuese nulo, previamente se averiguó, mediante una regresión lineal múltiple, cuál era el efecto conjunto de todas las variables confusoras, más la de interés, sobre cada una de las tres subvariables contempladas. Asimismo, teniendo en cuenta que las frecuencias de conductas disruptivas obtenidas no seguían una distribución normal, para compararlas entre los distintos agrupamientos utilizamos la prueba de comparación no paramétrica de Kruskal-Wallis.

El gráfico 1 permite apreciar que para la primera subvariable (conductas que interrumpen el estudio) y la última (conductas perturbadoras de las relaciones sociales en clase) no hay diferencias estadísticamente significativas en los promedios de conductas disruptivas de los estudiantes de los tres tipos de escuelas (H = 2.101 y 3.633 respectivamente; p > 0,05). Donde sí encontramos diferencia estadísticamente significativa (H = 9.960; p < 0,05) es en las conductas de falta de responsabilidad: aquí los estudiantes de escuelas mixtas de la muestra cometen más faltas que sus pares de los otros dos tipos de escuelas; entre estos dos últimos no se encuentran diferencias significativas.

En cuanto a las correlaciones, tras controlar por las variables confusoras hallamos los siguientes resultados (tabla 1).

La tabla 1 muestra que solo se halló una correlación significativa entre las conductas perturbadoras sociales y la coeducación (r = 0,115; p < 0,05): el hecho de estudiar en una escuela mixta parecería estar asociado con una mayor frecuencia de conductas disruptivas de este tipo en los estudiantes de la muestra. Esta correlación, sin embargo, es claramente débil. No se encontraron coeficientes significativos para las demás subvariables.

Se decidió analizar por separado los resultados de hombres y mujeres. El gráfico 2 muestra que para los varones existen diferencias estadísticamente significativas en las conductas de falta de responsabilidad (H = 9.780; p < 0,05) y en las perturbadoras de las relaciones sociales en clase (H = 10.701; p < 0,05); en el primer caso, los varones de escuelas mixtas tienen una mayor frecuencia en estas conductas que los alumnos de colegios diferenciados o intereducativos, entre quienes no hay diferencia significativa; en el segundo, son los alumnos de colegios intereducativos los que presentan una mayor frecuencia que los que estudian en colegios diferenciados o mixtos. Para el caso de las conductas que interrumpen el estudio no hallamos diferencias significativas (H = 0,203; p < 0,05) entre los tres tipos de escuelas.

En el caso de las mujeres (gráfico 3), no existen diferencias estadísticamente significativas entre las alumnas de los tres tipos de escuela en ninguna de las subvariables (H = 0,496; 2.893 y 3.291 respectivamente; p > 0,05).

Lo primero que llama la atención en los resultados es que es irrelevante en qué escuela estudie un alumno de la muestra: su frecuencia de conductas disruptivas será la misma. Esto es más evidente en los valores tan similares que alcanzan las frecuencias de la categoría conductas que interrumpen el estudio en todos los estudiantes de la muestra, sean hombres o mujeres (gráficos 2 y 3), independientemente del tipo de agrupamiento en el que estudien. Dado que este resultado contradice lo encontrado por Gordillo en el Callao (2013), parecería cobrar fuerza la conclusión a la que llegaron Gordillo y Gamero con una muestra similar de la misma ciudad, perteneciente también a Circa (Gordillo y Gamero, 2013). En dicho trabajo tampoco se hallaron diferencias significativas entre las escuelas (diferenciadas y mixtas en aquel caso), y se planteaba que, dado que todas las escuelas pertenecían a la misma institución (Circa), era posible suponer "... un mismo estilo de acercamiento a la disciplina en todos los docentes [...], una suerte de variable que podríamos denominar estilo institucional de disciplina" (Gordillo y Gamero, 2013, p. 77). Los autores postulaban que esta variable podría ser más potente que la forma de agrupar a los estudiantes, lo cual cobra fuerza cuando se toma en cuenta que algunos postulan que el estilo con el que el docente encara la disciplina en el aula tiene alguna asociación con la presencia de conductas disruptivas (Bedoya, 2006; McNamara y Jolly, 1994; Tomal, 1998). De hecho, al ser entrevistada por nosotros, la actual directora de la institución contestó afirmativamente respecto a dicho estilo institucional, y enumeró, a manera de ejemplo, algunas prácticas específicas que, según ella, configuraban dicho estilo (Medina, 2014). Esto quizás explique por qué no se encontraron diferencias significativas entre los estudiantes de los distintos tipos de escuelas en nuestro estudio.

La única excepción aparece en las medias de las conductas de falta de responsabilidad de las escuelas mixtas con respecto a los demás tipos de escuelas de la muestra (diferenciadas e intereducativas, que no tienen diferencias entre sí). Este resultado único parecería abonar en favor de la opinión, mencionada líneas arriba, de que las escuelas intereducativas no son un fenómeno aparte, sino solo otra forma de educación diferenciada (Riordan, 2014). Naturalmente, una afirmación tal solo cobraría fuerza si salva el obstáculo de que en las otras dos subvariables esto no se cumple, y de que lo limitado de la muestra de escuelas intereducativas (apenas dos) no permite hacer una generalización así.

El análisis por separado de estudiantes de ambos sexos es relevante solo en el caso de los varones. En las conductas de falta de responsabilidad, solamente los que provienen de escuelas mixtas se diferencian de los demás, lo cual apoyaría la tesis descrita de la identidad entre intereducación y educación diferenciada. Sin embargo, cuando vemos lo que ocurre con las conductas perturbadoras sociales, el argumento se debilita, pues son los estudiantes de escuelas intereducativas quienes superan a los demás. Esto último, sin embargo, podría deberse más a características propias de los estudiantes de estas escuelas que al efecto del agrupamiento propiamente dicho. Al analizar la ubicación geográfica de las dos escuelas intereducativas de la muestra, vimos que se hallan ubicadas en zonas urbano-marginales (fuera del casco urbano de Arequipa), donde Rivera y Zevallos han comprobado que los índices de agresión física e intimidación son mayores que en los colegios de la zona urbana arequipeña, y mayores en varones que en mujeres (2013). Cuando se atiende a la naturaleza de la tercera subvariable (véanse los indicadores en el cuadro 1), se comprueba que se trata de conductas cercanas a los comportamientos mencionados, esto es, mucho más agresivos. Tal vez esto podría explicar el hecho de que en estas escuelas se hayan alcanzado frecuencias más altas para la tercera subvariable (que comprende este tipo de conductas) entre los varones, y que entre las mujeres no.

En todo caso, la hipótesis inicial propuesta queda desestimada con nuestros resultados. Esperábamos encontrar un incremento en la frecuencia de conductas disruptivas conforme nos fuéramos acercando a la coeducación, lo cual ha quedado refutado con los resultados; la única excepción es la correlación débil hallada entre las conductas perturbadoras de las relaciones sociales en la clase y la coeducación; sin embargo, al ser una relación débil, y teniendo en cuenta los comentarios anteriores, no podemos confiar mucho en ella, más aún por el hecho de que no hay relación entre las otras subvariables y el tipo de escuela. Queda clara la necesidad de más investigación con una muestra más amplia de escuelas intereducativas y que no pertenezcan a la misma institución, para salvar el obstáculo de un probable estilo institucional; asimismo, sería interesante reproducirla con alumnos de otros grados (no solo de segundo de secundaria); no obstante, por ahora no deja de ser cierto que es difícil encontrar este tipo de escuelas en cantidad suficiente para un análisis potente.

¹ En el presente trabajo, los términos coeducación y educación mixta serán tomados como sinónimos.

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