Recibido: Enero 2024 • Evaluado: Mayo 2024 • Aceptado: Junio 2024
Resumen: La investigación tiene como objetivo adaptar el Cuestionario de Experiencias Educativas para estudiantes universitarios mexicanos con el propósito de comprender y abordar de manera más efectiva sus trayectorias educativas. Esta adaptación es crucial debido a la carencia de instrumentos validados en México que evalúen adecuadamente las experiencias educativas de los estudiantes. Para el proceso de traducción y adaptación del instrumento, participaron siete expertos. Posteriormente, el cuestionario adaptado fue aplicado a una muestra de 500 estudiantes universitarios (142 hombres y 353 mujeres). Para el estudio de validez de constructo se analizó la dimensionalidad. El Análisis Factorial Exploratorio (AFE) señaló la presencia de cuatro dimensiones, similares a las de la versión original del cuestionario, a saber: sistema académico (α = 0.90, ω = 0.90), interacción con los pares (α = 0.87, ω = 0.87), interacciones fuera del aula (α = 0.87, ω = 0.87), y presión financiera y capacidad para pagar (α = 0.81, ω = 0.82). El Análisis Factorial Confirmatorio (AFC) realizado mediante validación cruzada mostró los siguientes índices de ajuste: χ² = 398.214, gl = 371, SRMR = 0.068, CFI = 0.996, TLI = 0.996 y RMSEA = 0.017. Como evidencias de criterio, se encontraron diferencias significativas en las dimensiones entre los estudiantes que habían considerado abandonar sus estudios en comparación con aquellos que no lo habían hecho. La versión final del instrumento identifica factores cruciales para la integración de los estudiantes universitarios en el contexto mexicano.
ENG Psychometric properties of the Questionnaire of Educational Experiences in Mexican university students
Abstract: The aim of this study was to adapt the Educational Experiences Questionnaire for Mexican university students in order to better understand and address their educational trajectories. This adaptation is crucial due to the lack of validated instruments in Mexico that adequately assess students' educational experiences. Seven experts participated in the translation and adaptation process of the instrument. Subsequently, the adapted questionnaire was administered to a sample of 500 university students (142 men and 353 women). To assess construct validity, the dimensionality of the instrument was analyzed. Exploratory Factor Analysis (EFA) indicated the presence of four dimensions, similar to those in the original version of the scale: academic system (α = 0.90, ω = 0.90), peer interaction (α = 0.87, ω = 0.87), out-of-class interactions (α = 0.87, ω = 0.87), and financial pressure and ability to pay (α = 0.81, ω = 0.82). Confirmatory Factor Analysis (CFA) using cross-validation showed the following fit indices: χ² = 398.214, df = 371, SRMR = 0.068, CFI = 0.996, TLI = 0.996, and RMSEA = 0.017. As evidence of criterion validity, significant differences were found in the dimensions between students who had considered dropping out and those who had not. The final version of the instrument identifies key factors for the integration of university students in the Mexican context.
Keywords: Educational trajectories, educational experiences, academic integration, social integration, school dropout.
Cómo citar: Olmos Ríos, F.; Valadez Sierra, Mª. D.; González-Betanzos, F., F.; Rivera-Heredia, Mª. E. (2025). Propiedades psicométricas del Cuestionario de Experiencias Educativas en estudiantes universitarios mexicanos. Revista Complutense de Educación, 36(3), 337-346. https://doi.org/10.5209/rced.93815
1. Introducción
El entorno educativo universitario es un espacio complejo donde
convergen múltiples factores que influyen en el desarrollo académico y
emocional de los estudiantes. Comprender las experiencias educativas es
crucial para optimizar los procesos de enseñanza y aprendizaje
(Bautista-Flores et al., 2020). Estas experiencias, tanto académicas
como no académicas, juegan un papel fundamental en la trayectoria
educativa de los estudiantes y su integración en la comunidad
universitaria (González-Nieto & Rodríguez-Hernández, 2023).
En México, existe una notable carencia de instrumentos validados que
permitan medir de manera precisa las experiencias educativas de los
estudiantes universitarios. Para conocer las experiencias estudiantiles
universitarias, existen una serie de instrumentos psicométricos,
predominantemente en lengua inglesa, que operacionalizan el constructo
basándose en el marco teórico de Vincent Tinto (1993) sobre la
integración académica y social como elementos centrales para la
permanencia estudiantil. Entre estos, destaca el Cuestionario de
Experiencias Educativas de Estudiantes Universitarios de la
Universidad de Memphis (Xu, 2016).
La presente investigación tiene como objetivo adaptar el Cuestionario
de Experiencias Educativas (Xu, 2016) en estudiantes universitarios
mexicanos, con el propósito de ofrecer una herramienta robusta que pueda
utilizarse para entender mejor las trayectorias educativas y diseñar
intervenciones eficaces que favorezcan la continuidad académica.
El Cuestionario de Experiencias Educativas se basa en el Modelo de
Trayectorias Escolares de Tinto, ampliamente reconocido por su enfoque
en el abandono estudiantil. En 1987, Tinto propuso diferentes modelos y
teorías para explicar este fenómeno, clasificándolos en cinco tipos:
psicológico, social, económico, organizacional e interaccional. Este
enfoque resalta la complejidad del problema y la necesidad de considerar
múltiples factores en el estudio de las trayectorias escolares. Además,
Tinto aborda la permanencia y el abandono de los estudiantes
universitarios desde una perspectiva organizacional, subrayando la
relevancia de la integración académica y social como elementos cruciales
para que los estudiantes continúen en la universidad (Tinto, 2012;
Tinto, 2017; Tinto, 2022; Tinto, 2023).
La integración académica incluye la participación en clases, el uso
de recursos universitarios y la interacción activa con profesores y
compañeros (Chrysikos, 2017; Flores & Estudillo, 2018; Holmes, 2018;
Lakhal, 2020). La integración social se refiere a la formación de
relaciones interpersonales y la participación en actividades
extracurriculares, aspectos esenciales para el éxito académico (Lew et
al., 2020; Sidelinger et al., 2016). Otra dimensión importante considera
el impacto de las preocupaciones financieras en la experiencia educativa
del estudiante, evaluando cómo la capacidad para pagar la matrícula y
otros gastos que influyen en su bienestar y en la continuidad
académica.
Tinto (2012, 2022, 2023) sostiene que un mayor número de
interacciones sociales con profesores y compañeros en la universidad
reduce el riesgo de abandono y mejora el rendimiento académico, en
comparación con aquellos que tienen relaciones sociales menos frecuentes
(Sidelinger et al., 2016). Las relaciones positivas con individuos como
profesores y compañeros fomentan la integración en el entorno académico
(Lew, 2020; Nicoletti, 2019).
Desde una perspectiva centrada en la relación del estudiante con la
institución educativa, destacan las contribuciones de Spady (1970,
1971), Bean (1987) y Tinto (1993). Estos autores consideran que la
integración académica es crucial para determinar si un estudiante
abandona o completa sus estudios. Según Spady (1970, 1971), el éxito en
el ámbito universitario se deriva de la interacción de diversos
atributos del estudiante, como su disposición, intereses, actitudes y
habilidades (González-Nieto & Rodríguez-Hernández, 2023).
Las experiencias educativas se han convertido en un elemento crucial
en el estudio de las trayectorias escolares, ya que se centran en la
interacción de los estudiantes con la institución educativa en sus
entornos académico y social. Este enfoque es especialmente relevante en
el contexto de la masificación de la educación superior, que ha llevado
a un aumento significativo en la matrícula y la disponibilidad de
espacios educativos en áreas previamente desatendidas. Sin embargo, esta
masificación también ha dado lugar a un incremento en las tasas de
deserción estudiantil.
En México, el 36.3% de la población (46.8 millones de personas) vive
en condiciones de pobreza, y el 7.1% (9.1 millones de personas) enfrenta
pobreza extrema (Consejo Nacional de Evaluación de Política de
Desarrollo Social, 2022). En particular, en la región Altos Norte del
estado de Jalisco, la Universidad de Guadalajara estableció un campus en
Lagos de Moreno con el propósito de impulsar el desarrollo en la región.
Por esta razón, se considera que esta área es representativa y relevante
para detectar las intenciones de abandono en estudiantes universitarios
que provienen de entornos con un alto grado de marginación.
En un mundo donde las desigualdades sociales son persistentes, las
oportunidades para que las personas de bajos recursos mejoren su
posición social son limitadas. La educación universitaria es crucial
para la movilidad social ascendente, proporcionando conocimientos, redes
profesionales y empleo cualificado. Sin embargo, cuando los estudiantes
de entornos desfavorecidos abandonan sus estudios, no solo interrumpen
su trayectoria académica, sino que pierden una de las pocas
oportunidades para mejorar su situación socioeconómica. La deserción
universitaria perpetúa el ciclo de pobreza, cerrando una de las rutas
más efectivas hacia la mejora del bienestar personal y económico
(Estupiñan-Roa, 2021; Núñez & Núñez, 2022).
El modelo teórico de Tinto (1975, 1993) para el estudio de la la
permanencia ha sido poco estudiado en México debido a la falta de
instrumentos que evalúan el constructo y las dimensiones propuestas por
Tinto, especialmente en contextos de pobreza, donde las tasas de
abandono son significativamente más altas.
En este contexto, es fundamental disponer de herramientas precisas
que permitan identificar a tiempo a los estudiantes en riesgo y
desarrollar estrategias efectivas para mantenerlos en el sistema
educativo. Por ello el objetivo principal de este estudio es adaptar el
Cuestionario de Experiencias Educativas y evaluar las propiedades
psicométricas de dicha adaptación en estudiantes universitarios
mexicanos. Como objetivos específicos se pretende dar evidencias de
validez de contenido y de constructo, estudiar la fiabilidad del
cuestionario en este contexto y finalmente para aportar evidencia de
validez de criterio se estudia si existen diferencias en las
puntuaciones de los factores entre los estudiantes que han pensado
abandonar y los que no han pensado abandonar los estudios.
2. Método
Diseño
Esta investigación es de tipo instrumental (Ato et al., 2013) y está
conformada por dos fases. En la primera fase se incluye el proceso de
traducción, retrotraducción y calificación por jueces expertos del
instrumento, con la finalidad de aportar evidencias de validez de
contenido. La segunda fase consiste en la aplicación del instrumento
adaptado a una muestra de estudiantes universitarios de una universidad
pública para el análisis de la dimensionalidad, en este caso la muestra
fue por conveniencia.
Participantes
En la primera fase participaron cuatro investigadores bilingües para
el procedimiento de traducción y retrotraducción y tres jueces expertos
que evaluaron la adecuación y relevancia de los ítems. En la segunda
fase se envió el instrumento a 3,112 estudiantes de pregrado y fue
respondido por 500 participantes. Sus rangos de edad se encuentran de
los 18 a los 20 (n = 255), de 21 a 23 (n = 166) y 24
años y mayores (n = 79), 142 son del sexo masculino (28.4%),
353 del sexo femenino (70.6%) y 5 prefirieron no indicar sexo (1%).
Instrumento
Experiencias Educativas de Estudiantes Universitarios (Xu,
2016): Esta escala está constituido por 41 reactivos tipo Likert
con cinco opciones de respuesta; desde “1 = Totalmente en desacuerdo”
hasta “5 = Totalmente de acuerdo”. En el estudio original se informa de
diez factores: relación de pares e interacción (reactivos 4, 5, 6, 7, 9,
16 y 19, α = .743), ambiente de aprendizaje y crecimiento intelectual
(reactivos 1, 15, 17, 18, 20, 21, 22, 23 y 24, α = .834), control
institucional sobre la calidad académica (reactivos 2, 3, 10, 11, 12, 13
y 14, α = .821), participación en eventos de la universidad (reactivos
30, 31, 32 y 33, α = .741), presión financiera y capacidad para pagar
(reactivos 37, 38, 39 y 40, α = .766), compromiso académico informal con
profesores (reactivos 28 y 29, α = .786), intención de abandono
(reactivos 34, 35 y 41, α = .642), compromiso académico informal con los
pares (reactivos 25, 26 y 27, α = .770), compromiso psicosocial
(reactivo 8) y compromiso con la meta (reactivo 36).
Procedimiento
El instrumento se tradujo del inglés al español por tres
investigadoras bilingües, se consensuó una versión con las tres
traducciones y se pidió a un cuarto investigador la retrotraducción para
verificar que el procedimiento se realizó correctamente. Una vez que se
contó con la traducción del instrumento se adaptó en el sentido
semántico para poder utilizarlo en la población mexicana.
Una vez que se contó con la versión final del instrumento, se
procedió a la segunda fase en la que se recolectaron los datos. Los
estudiantes recibieron el instrumento por medio de un formulario de
Google Forms enviado por los coordinadores de programas educativos a los
estudiantes por medio del correo electrónico institucional en el cual se
menciona la finalidad de la investigación, la cual es tener un mejor
conocimiento sobre las experiencias que tienen los estudiantes durante
su estancia en la universidad. Los lineamientos éticos que se tomaron
como referentes para este estudio son el Código Ético del Psicólogo de
la Sociedad Mexicana de Psicología (SMP, 2015) y La Ley General de
Protección de Datos Personales en Posesión de Sujetos Obligados
(LGPDPPSO, Congreso de los Estados Unidos Mexicanos, 2017) respecto al
tratamiento y uso de la información de los participantes. Se solicitó
autorización a la autora del instrumento para su uso y a la Universidad
para realizar la aplicación.
En el formulario que recibieron los estudiantes se incluyeron el
aviso de privacidad y el consentimiento informado que establece que la
participación en el estudio es voluntaria y que podía retirarse del
estudio cuando lo deseara, también se aclaró el uso que se daría a la
información que proporciona y la confidencialidad de su información. En
la parte final del aviso, se anotaron los datos de contacto de los
responsables de esta investigación a quienes podían contactar en caso de
tener dudas respecto a la información que brindaban.
Análisis estadístico
Evidencia de validez de contenido. Para tener evidencias de
validez de contenido se hizo un procedimiento de evaluación por jueces a
través del grado de acuerdo por medio de la V de Aiken (Aiken,
1980), este procedimiento busca identificar el grado de acuerdo de los
jueces en relación con la correspondencia entre las definiciones
proporcionadas en el instrumento y los reactivos (Escurra, 1988). Se
siguió el procedimiento de Escobar-Pérez y Cuervo-Martínez (2008), y se
consideraron puntuaciones satisfactorias si la V > 0.80.
Evidencias de validez de constructo. Se estudió la
dimensionalidad de la escala mediante análisis factorial en dos fases, a
saber: exploratoria (AFE) y confirmatoria (AFC). Para ello se realizó un
procedimiento de validación cruzada, siguiendo la recomendación de
dividir a la muestra al 50% de manera aleatoria y hacer con la primera
mitad los análisis exploratorios y con la otra mitad los procedimientos
confirmatorios (Lloret-Segura, 2014).
La Fase exploratoria se realizó con la primera muestra en la
que los participantes estaban en un rango de edad de 18 a 50 años (M =
21.48, DT = 4.30: 59 hombres, 189 mujeres y dos prefirieron no señalar
sexo). Previo al análisis factorial exploratorio se analizó la
adecuación muestral y la distribución multivariada, para evaluar la
adecuación de la muestra se analizó el índice Normed Measure of Sampling
Adequacy de los ítems (Normed-MSA), con valores entre .32 y .93, lo que
indica que no todos los ítems cumplen con la adecuación muestran, sin
embargo de manera global se cumple MSA = .863 por lo que la matriz de
correlación es adecuada para el análisis factorial (MSA > .50,
Lorenzo-Seva & Ferrando, 2021). Se analizó la distribución
multivariada con el test de Mardia y se demostró que los datos no se
distribuyen normalmente (test de Mardia multivariante de asimetría y
curtosis = 441.9, gl = 12341, p < .001). En
consecuencia, se empleó para el AFE un método robusto de estimación de
mínimos cuadrados ponderados. El número de factores a extraer se
determinó mediante una implementación óptima (Lorenzo et al., 2011) y
clásica de un análisis paralelo (Horn, 1965).
En la Fase confirmatoria los datos se analizaron con JASP
v.18.0 y se trabajó con la segunda submuestra, los participantes tenían
un rango de edad de 18 a 63 años (M = 21.72, DT = 5.22: 83 hombres, 164
mujeres y tres prefirieron no señalar sexo). Se confirmó la estructura
mediante Análisis Factorial Confirmatorio (AFC), con el método de
estimación de Mínimos Cuadrados no Ponderados (ULS). El ajuste
del modelo se evalúo con los índices convencionales: Chi-cuadrado y su
nivel de significancia, error cuadrático medio de aproximación
(RMSEA, índice de bondad de ajuste comparativo (CFI),
y raíz cuadrada media residual estandarizada (SRMR). Los valores de
ajuste aceptable fueron: RMSEA >.05 (ó .06) en combinación SRMR<
.08; TLI < .95 (ó .96) en combinación con SRMR < .08 y un valor de
CFI ≥ .95 (Hu & Bentler, 1999). La confiabilidad de la escala fue
evaluada con el coeficiente de Omega McDonald y Alfa de Cronbach y se
estableció un valor superior a .70 para aceptarla como confiable
(Viladrich et al., 2017).
Finalmente, para aportar evidencias de validez de criterio, se
compararon las puntuaciones en las dimensiones del instrumento de
Experiencias Educativas entre estudiantes que están “Muy en
desacuerdo” con la idea de haber considerado seriamente abandonar la
universidad y los que están “Muy de acuerdo”. Para esto, se utilizó el
reactivo número 34 de la escala original “¿He considerado seriamente
abandonar la universidad?”
3. Resultados
Validez de contenido
A partir de las calificaciones otorgadas a los reactivos por los
jueces expertos en las cinco categorías, los puntajes de la V de Aiken
en su mayoría fueron satisfactorias (V > .80). Los reactivos cuyos
puntajes fueron inferiores en claridad, coherencia, relevancia o si
evitaba el sesgo fueron revisados a partir de las observaciones que se
recibieron y se modificó su redacción. Respecto a la suficiencia para
medir las dimensiones los jueces señalaron que los reactivos eran
suficientes.
Análisis factorial exploratorio (AFE)
Al realizar la prueba de Kolmogorov–Smirnov se estableció que no se
cumple con el supuesto de normalidad. El resultado de la prueba KMO fue
.899 y de la de esfericidad de Bartlett fue χ2= 5155.190, gl
= 780, p < 0.05 por lo que es posible realizar el AFE. La varianza
total explicada con autovalores es > 1, los resultados señalan cinco
factores que explican el 46.50% de la varianza. Los factores se refieren
a: 1) El sistema académico (1, 10, 15, 17, 18, 20, 21, 22, 23 y 24), 2)
Interacción con los pares (5, 6, 7, 8, 9, 16, 19, 26 y 27), 3)
Interacciones fuera del aula (28, 29, 30, 31 y 32), 4) Percepción de los
docentes (3 y 12), y 5) Presión financiera y capacidad para pagar (37,
38, 39 y 40). La Tabla 1
muestra la conformación de los factores. Se eliminaron los reactivos con
carga factorial inferior a 0.4, los cuales fueron: 2. Es demasiada la
cantidad de alumnos en las clases que tomo, 4. Me resulta difícil
ponerme en contacto con otros estudiantes de mi carrera, 11. Me es fácil
interactuar con los docentes y tutores, 13. La asesoría académica es
insuficiente, 14. Tengo acceso a los docentes para dialogar y recibir
consejos, 35. He considerado seriamente cambiar de carrera, 36. Para mí
es importante terminar la carrera en el tiempo establecido y 41. Es
probable que deje la universidad si encuentro un trabajo bien pagado. Se
siguieron también los criterios que sugieren eliminar ítems con cargas
iguales en dos factores, por lo que se elimina el reactivo 25. Participo
en actividades académicas con mis compañeros (por ejemplo, grupos de
estudio). Así como aquellos factores que tienen menos de tres ítems, el
factor referente a la percepción de los docentes conformado por los
ítems 3. Las habilidades de enseñanza de mis docentes son pobres y 12.
Estoy insatisfecho(a) con la disposición que tienen los docentes de la
carrera.
Tabla 1. Peso factorial en cada uno de los factores de la Escala de
Experiencias Educativas de Estudiantes Universitarios (n = 250)
Factor
1
Factor 2
Factor 3
Factor
4
Unicidad
21. Me gusta aprender cosas nuevas en mis clases.
0.842
0.519
20. Mis clases me parecen interesantes.
0.836
0.347
15. Me gusta el ambiente que hay en mi carrera.
0.680
0.439
17. El ambiente en la universidad a la que asisto es bueno.
0.670
0.542
1. Mi programa académico es de buena calidad.
0.654
0.579
23. Estoy satisfecho (a) con mi desarrollo académico en esta
universidad.
0.642
0.407
22. Me divierto cuando estudio.
0.629
0.522
18. Disfruto todos los días que asisto a mi universidad.
0.526
0.458
10. Estoy satisfecho (a) con mis interacciones con los profesores de
la carrera.
0.523
0.397
24. Tengo oportunidades de involucrarme en proyectos de
investigación relacionados con mi carrera.
0.511
0.546
16. Estoy satisfecho (a) con mi vida social en la universidad.
0.828
0.296
9. Interactúo con mis compañeros fuera del aula.
0.822
0.351
5. Tengo muchos amigos entre mis compañeros de la universidad.
0.800
0.411
7. Estoy satisfecho (a) con las relaciones que tengo con mis
compañeros.
0.680
0.385
8. Me gusta interactuar con mis compañeros de la universidad.
0.553
0.508
19. Mi vida social en la universidad influye en mi crecimiento
intelectual.
0.549
0.681
26. Trabajo con otros compañeros en actividades escolares fuera del
aula.
0.526
0.462
27. Discuto las ideas de las lecturas o los temas de las materias
fuera de clase con otros compañeros.
0.526
0.513
6. Se me facilita hacer nuevos amigos en la universidad.
0.438
0.626
33. Participo en actividades de servicio a la comunidad.
0.871
0.327
30. Participo en eventos organizados por alguna asociación
estudiantil.
0.832
0.404
32. Participo en eventos culturales o sociales organizados por
grupos que reflejan mi identidad cultural.
0.828
0.411
31. Participo en actividades organizadas por compañeros (as) de la
universidad.
0.791
0.370
28. Discuto las ideas de las lecturas o los temas de las materias
fuera de clase con los profesores.
0.620
0.490
29. Cuando se trata de aclarar dudas o necesitar asesoría, me
relaciono con los profesores fuera del aula.
0.539
0.563
39. Se me dificulta pagar la inscripción cada semestre.
0.753
0.398
40. He tenido que trabajar más de 20 horas a la semana para poder
pagar mis estudios.
0.631
0.529
38. La presión económica me distrae de mis estudios
universitarios.
0.592
0.614
37. Cuento con el apoyo económico de mis familiares para completar
mi carrera universitaria.
-0.530
0.718
Nota. El método de rotación aplicado es
promax.
Factor 1= Sistema académico, Factor 2= Interacción con los pares,
Factor 3= Interacciones fuera del aula, y Factor 4= Presión financiera y
capacidad para pagar.
Análisis factorial confirmatorio (AFC)
Después de eliminar los reactivos mediante procedimientos
exploratorios, se utilizó una estrategia confirmatoria y de comparación
de modelos. En este caso, se empleó la otra mitad de la muestra (n =
250). Se ajustó primero el modelo propuesto por los autores que tiene
diez dimensiones, tal y como se describe en el apartado de instrumentos,
y el segundo modelo es el que se obtuvo con el análisis factorial
exploratorio con veintinueve ítems y cuatro factores (ver Tabla 2).
Tabla 2. Índices de ajuste para la comparación de modelos para la
Escala de Experiencias Educativas de Universitarios (n = 250)
Modelos
Χ2
gl
ULS
SRMR
CFI
TLI
RMSEA [90% CI]
1. Modelo original (Xu, 2016)
873.343
674
.070
.983
.981
.034 [.028, .041]
2. Modelo de cuatro factores
398.214
371
.068
.996
.996
.017 [.000, .029]
Nota. Estimación de método de Mínimos Cuadrados no
Ponderados (ULS), Chi-cuadrado (χ2), raíz cuadrada
media residual estandarizada (SRMR), índice de bondad de ajuste
comparativo (CFI), índice de Tucker-Lewis (TLI) y
error cuadrático medio de aproximación (RMSEA).
En la Tabla 3, se
presentan los siguientes elementos para el modelo propuesto: pesos
factoriales estandarizados y errores típicos para cada uno de los
reactivos, valores de fiabilidad para cada factor utilizando Alfa (α) y
Omega (ω) y fiabilidad total del instrumento.
Tabla 3. Factores, confiabilidad y reactivos con su respectivo peso
factorial estandarizado y error típico del modelo de cuatro factores
propuesto para la Escala de Experiencias Educativas de Universitarios (n
= 500)
Factores, fiabilidad y reactivos
Peso factorial estand.
Error Típico
Factor 1 Sistema académico
α =.90, ω =.90
21. Me gusta aprender cosas nuevas en mis clases.
0.539
0.028
20. Mis clases me parecen interesantes.
0.703
0.028
15. Me gusta el ambiente que hay en mi carrera.
0.736
0.028
17. El ambiente en la universidad a la que asisto es bueno.
0.741
0.028
1. Mi programa académico es de buena calidad.
0.676
0.029
23. Estoy satisfecho (a) con mi desarrollo académico en esta
universidad.
0.722
0.028
22. Me divierto cuando estudio.
0.702
0.027
18. Disfruto todos los días que asisto a mi universidad.
0.769
0.028
10. Estoy satisfecho (a) con mis interacciones con los profesores de
la carrera.
0.615
0.028
24. Tengo oportunidades de involucrarme en proyectos de
investigación relacionados con mi carrera.
0.741
0.029
Factor 2 Interacción con los pares
α =.87, ω =.87
16. Estoy satisfecho (a) con mi vida social en la universidad.
0.755
0.028
9. Interactúo con mis compañeros fuera del aula.
0.678
0.027
5. Tengo muchos amigos entre mis compañeros de la universidad.
0.719
0.027
7. Estoy satisfecho (a) con las relaciones que tengo con mis
compañeros.
0.778
0.027
8. Me gusta interactuar con mis compañeros de la universidad.
0.635
0.028
19. Mi vida social en la universidad influye en mi crecimiento
intelectual.
0.522
0.028
26. Trabajo con otros compañeros en actividades escolares fuera del
aula.
0.694
0.027
27. Discuto las ideas de las lecturas o los temas de las materias
fuera de clase con otros compañeros.
0.696
0.028
6. Se me facilita hacer nuevos amigos en la universidad.
0.526
0.028
Factor 3 Interacciones fuera del
aula
α =.87, ω =.87
33. Participo en actividades de servicio a la comunidad.
0.724
0.031
30. Participo en eventos organizados por alguna asociación
estudiantil.
0.742
0.029
32. Participo en eventos culturales o sociales organizados por
grupos que reflejan mi identidad cultural.
0.741
0.030
31. Participo en actividades organizadas por compañeros (as) de la
universidad.
0.795
0.031
28. Discuto las ideas de las lecturas o los temas de las materias
fuera de clase con los profesores.
0.745
0.030
29. Cuando se trata de aclarar dudas o necesitar asesoría, me
relaciono con los profesores fuera del aula.
0.629
0.030
Factor 4. Presión financiera y capacidad para pagar
α =.81, ω =.82
37. Cuento con el apoyo económico de mis familiares para completar
mi carrera universitaria.
0.756
0.043
38. La presión económica me distrae de mis estudios
universitarios.
-0.724
0.043
39. Se me dificulta pagar la inscripción cada semestre.
-0.805
0.044
40. He tenido que trabajar más de 20 horas a la semana para poder
pagar mis estudios.
-0.663
0.045
Nota. El método de rotación aplicado es promax. Total = α =
.90, ω = .90
En la Tabla 4 las
correlaciones entre los factores que van de moderadas entre los primeros
tres factores y bajas con el factor de presión financiera.
Tabla 4. Correlación de Pearson entre los factores del modelo
propuesto para la Escala de Experiencias Educativas de Universitarios (n
= 500)
Factores
1
2
3
4
1. Sistema académico
—
0.618**
0.470**
-0.045
2. Interacción con pares
—
0.624**
0.012
3. Act. extracurriculares
—
0.16**
4. Presión financiera
—
Nota. * p < .05; **p < .001
Validez de criterio
Se hicieron pruebas de comparación de grupo (tabla 5) para conocer si había diferencias
entre quienes señalaron estar “de acuerdo” o “muy de acuerdo” en haber
considerado seriamente abandonar la universidad y estudiantes que
señalaron estar “en desacuerdo” o “muy en desacuerdo”, para conocer si
los factores que conforman el instrumento permiten identificar la idea
asociada al abandono. Se hicieron análisis previos en relación con la
normalidad (Shapiro-Wilk) y con la igualdad de varianzas en los grupos
(pruebas de Levene) que mostraron que las variables se comportan de
manera normal (p > .05) pero con varianzas diferentes entre
los grupos ( p < .05), por lo que se utilizó el estadístico
de Welch que es una adaptación de la prueba t de Student,
diseñada para comparar las medias de dos grupos independientes,
especialmente cuando las varianzas de estos grupos no son iguales
(hetero-cedasticidad). Esta prueba es una alternativa más robusta a la
prueba t de Student tradicional cuando no se puede asumir la
igualdad de varianzas. Los resultados se muestran en la Tabla 4 que
señalan diferencias para los estudiantes que en algún momento pensaron
en abandonar de aquellos que no han considerado abandonar la
universidad, es interesante notar que, excepto en el factor de
actividades extracurriculares, en los demás factores los tamaños del
efecto van de moderados a grandes. Finalmente, la Figura 1 muestra la comparación de las medias
del reactivo ¿He considerado seriamente abandonar la universidad?
Tabla 5. Pruebas de diferencia de grupo en cada factor de la escala
de Experiencias Educativas de Universitarios (n = 500)
Figura 1. Contraste de la Puntuación promedio en los
factores de la Escala de Experiencias para los Estudiantes entre quienes
han considerado y no han considerado abandonar la universidad (n =
405)
Nota. Sí = 90, No = 315.
4. Discusión
El objetivo de este estudio fue adaptar y obtener evidencia de
validez y confiabilidad del Cuestionario de Experiencias Educativas en
Estudiantes Universitarios Mexicanos. La versión final de la escala
adaptada incluye 29 reactivos agrupados en cuatro factores. El análisis
factorial confirmatorio reveló un modelo adecuado ya que se obtuvieron
valores de CFI y TLI mayores a 0.95, y los de SRMR y RMSEA inferiores a
0.05. La confiabilidad total de la escala es alta (α = 0.90, ω = 0.90).
Tres de los factores mostraron una confiabilidad alfa de aproximadamente
0.87, con la excepción del factor de presión financiera y capacidad para
pagar.
El análisis factorial confirmatorio (AFC) en nuestra muestra mexicana
identificó cuatro factores principales en lugar de los diez factores del
cuestionario original. Este hallazgo refleja las características
específicas y el contexto cultural de la población estudiada. Los cuatro
factores emergentes son: 1. Sistema académico, 2. Interacción con los
pares, 3. Interacciones fuera del aula, 4. Presión financiera y
capacidad para pagar.
Estos factores se alinean con el modelo teórico de Vincent Tinto
(Tinto, 2022; Tinto, 2023), que enfatiza la integración académica y
social como elementos cruciales para la permanencia estudiantil. En
particular, los resultados obtenidos destacan cómo la presión financiera
y la capacidad para pagar afectan significativamente la experiencia
educativa en el contexto mexicano, un aspecto que no es tan prominente
en el modelo original pero que es vital para esta población
(Bautista-Flores et al., 2020).
El instrumento logra diferenciar entre los estudiantes que han
considerado abandonar sus estudios y los que no, relacionado con las
variables del sistema académico, interacción entre pares y la presión
financiera, pero no con las interacciones fuera del aula. En las tres
variables mencionadas se identificó un tamaño del efecto medio.
La adaptación de este instrumento conlleva dos contribuciones
significativas. En primer lugar, busca proporcionar un medio para
obtener información sobre las experiencias educativas de estudiantes
mexicanos, considerando que no existen instrumentos que brinden
información sobre la integración académica y social en esta población.
Segundo, esto permitirá profundizar en estudios sobre la permanencia y
el abandono en estudiantes universitarios ya que durante este proceso de
adaptación se hizo una revisión exhaustiva de todos los reactivos con el
fin de preservar la intención de cada una de las dimensiones del
instrumento original sin dejar a un lado el contexto de las
universidades mexicanas.
Este estudio tiene sus limitaciones, ya que la aplicación implicó la
participación de una muestra conformada por estudiantes de una
universidad pública de la región centro-occidente del país, por lo que
los resultados representan a esa región. A la vez, debido a que el
instrumento fue enviado a todos los estudiantes de la universidad y la
participación fue voluntaria, la mayoría de los participantes son del
sexo femenino. Es necesario incluir para estudios posteriores otras
variables del modelo que puedan estar relacionadas, así como la
participación equitativa entre sexos, carreras y ciclos escolares,
también estudiantes con diferentes promedios e incluir personas que han
abandonado sus estudios. Es necesario considerar también la aplicación
en diferentes universidades públicas y privadas.
Al analizar el modelo propuesto, es importante tener en cuenta que
las calificaciones, el desarrollo intelectual, la interacción con los
profesores y la administración escolar se integran como parte del
sistema académico (González-Nieto & Rodríguez-Hernández, 2023). En
estudios posteriores se sugiere separar el sistema académico en las
diferentes experiencias mencionadas, con la finalidad de conocer los
aspectos específicos de la integración académica. Esto permitirá
identificar áreas de mejora y proponer soluciones para abordar los
desafíos en la educación superior, procurando la continuidad académica
(Tinto 2022; Tinto, 2023). Finalmente, la presión financiera y capacidad
para pagar, aunque es un factor que se considera en el momento de
decidir si se continúa con los estudios o se abandona, no es una
variable considerada en varias teorías que estudian las experiencias
educativas, por lo que se podría continuar con el estudio de estas
relaciones (Bautista-Flores et al., 2020).
En conclusión, el Cuestionario de Experiencias Educativas es un
instrumento útil para identificar los factores que influyen en la
integración de los estudiantes universitarios. La versión presentada
cuenta con adecuadas propiedades psicométricas y se puede considerar
realizar más estudios en diferentes poblaciones universitarias. Al
abordar la falta de instrumentos que brindan información sobre la
integración académica y social en estudiantes mexicanos, este
cuestionario enriquece la investigación en el campo de la permanencia
estudiantil.
Conflicto de intereses
No se presenta ningún conflicto de intereses.
Financiamiento
No se recibió ningún financiamiento.
Agradecimientos
Agradecemos a los y las participantes del estudio y a la Dra.
Yonghong Xu de la Universidad de Memphis, TN.
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