INTRODUCCIÓN

La educación superior es un sistema que permite mejorar la calidad de vida de las personas. Actualmente, la matrícula de estudiantes es amplia, de acuerdo con el Instituto Nacional de Estadística y Geografía (2023), aproximadamente 32,978,888 estudiantes estaban inscritos en alguna institución de educación superior. La etapa universitaria requiere una serie de retos que son una exigencia académica constante, tales como: satisfacer las demandas académicas, adaptarse al entorno, gestionar efectivamente el tiempo y regular el estrés (^{Silva et al., 2020}).

No satisfacer estas demandas produce, como consecuencia, estrés académico, desmotivación escolar, abandono escolar, aumento de conductas nocivas para la salud; déficit en las relaciones interpersonales y cuadros mixtos de depresión-ansiedad (^{Cassaretto et al., 2021}; Serrano et al., 2013). Se requieren esfuerzos conjuntos entre estudiantes, docentes y autoridades universitarias para fomentar el éxito escolar en la educación superior, que propicien el bienestar académico.

El compromiso académico se ha definido desde la psicología positiva, con una postura salutogénica, como un fenómeno que contrasta con el burnout y que implica un grado de compromiso o lo que se ha denominado engagement, el cual, está caracterizado por un estado afectivo-cognitivo positivo, vinculado a tres rasgos: vigor, dedicación y absorción, lo cual puede incrementar la felicidad con la actividad que se realiza (^{Schaufeli, 2017}). Desde esta perspectiva, López (2021), indica que los estudiantes con un mayor compromiso académico tienen mejor rendimiento escolar. Por otra parte, ^{González-Brignardello y Sánchez-Elvira-Paniagua (2013}), identificó que la procastinación académica puede disminuir en presencia de bienestar escolar. Estas investigaciones sugieren que el bienestar escolar es benéfico para los estudiantes.

El compromiso es un constructo que surge del ámbito laboral, pero que ha trasladado con éxito al ambiente académico, donde se ha podido observar su medición a través de un instrumento denominado Escala de Compromiso Laboral o Utrecht Work Engagement Scale Student (UWES-S-17, por siglas en inglés), que en español se ha traducido como Escala de Bienestar Escolar (^{Amador et al., 2019}; de la Cruz et al., 2017).

Debido a los problemas de deserción, falta de motivación y bajo rendimiento académico en las Instituciones de Educación Superior (^{Seminara, 2020}), el instrumento ofrece la oportunidad de identificar si el bienestar escolar o el compromiso con la escuela, está relacionado con los resultados escolares deficientes.

Es así que, desde su creación, diversos estudios (de la Cruz et al., 2017; ^{Cruzat, 2020}; ^{Guerra y Jorquera, 2021}), han buscado su adaptación y validación, para la aplicación en instituciones educativas, no obstante, los estudios son en otros países. Por ejemplo, Chacon et al., (2018) estimaron las propiedades psicométricas de la escala UWE-S en 373 estudiantes españoles y chilenos, mostraron que el instrumento se ajustó a dos factores y un α = .87 por lo que la escala es útil en contextos universitarios.

Por su parte, ^{Cruzat (2020}) estimó las propiedades de validez y confiabilidad del instrumento en 1585 estudiantes chilenos. Los resultados mostraron una buena consistencia interna (α = .88), así como un modelo de ajuste trifactorial, por lo tanto, el instrumento es adecuado para esa población. De igual forma, ^{Guerra y Jorquera (2021}), analizaron la validez y confiabilidad de escala UWES-9S, en 541 estudiantes chilenos, para ello, compararon siete modelos de ecuaciones estructurales. Observaron que los resultados se ajustaban a tres factores y un modelo bifactor con una fiabilidad de ω2 = .63 y .87 y concluyeron que los datos psicométricos eran adecuados y avalan su uso para medir el compromiso académico en estudiantes universitarios chilenos.

Por último, la investigación reciente realizada por ^{Carvajal y Carranza (2022}) en la que analizaron las propiedades psicométricas de la UWES-9 en 547 estudiantes bolivianos, mostraron consistencia de la escala en cuanto a validez convergente y discriminante, así como una fiabilidad de α=.89, los autores concluyeron que la escala es un instrumento fiable para medir este constructo en el contexto de pandemia por la COVID-19.

Tal como se puede apreciar, existen numerosos estudios que han buscado la adaptación y validación de UWES-17, para la aplicación en instituciones de educación superior en Latinoamérica, no obstante, los estudios son en otros países y el realizado en México por de la Cruz et al. (2017), data de siete años, en dicho estudio, adaptaron la escala UWES-S, participando 721 estudiantes de tres universidades mexicanas, obteniendo dos versiones de la escala, una de 15 reactivos con un α = .88 y otra de nueve reactivos con un α = .82; sin embargo, los autores señalan diferencias culturales que se deben analizar en las adaptaciones a poblaciones mexicanas. De lo anterior, el objetivo de esta investigación fue determinar las propiedades psicométricas en universitarios mexicanos.

MÉTODO

Participantes

Los criterios de inclusión fueron haber cursado al menos un semestre en la universidad, no encontrarse en una situación de reprobación académica y ser mayor de 18 años. Participaron 547 estudiantes adscritos a 18 programas académicos de ciencias sociales y de la salud de la Universidad de Colima. Los rangos de edad oscilaron entre los 18 y 20 años. El 59.6% eran mujeres y el 40.4% varones. El 100% eran solteros, sin hijos y sin actividad laboral remunerada. Del total de estudiantes, el 36.6% cursaba el primer semestre, el 36% el tercero y el 27.4% el quinto. Por último, el 67% pertenecía al turno matutino y el 33% al vespertino. Según la Asociación Mexicana de Agencias de Inteligencia de Mercado y Opinión (2018), el 15% de los participantes pertenecían a un nivel socioeconómico medio-bajo. Su participación fue voluntaria, todos previamente firmaron el formato de consentimiento informado.

Instrumento

Se utilizó el Utrech Work Engagement Scale (UWES, ^{Schaufeli et al., 2002}), un cuestionario autoadministrado desarrollado inicialmente para evaluar engagement en el contexto laboral. Posteriormente, Schaufeli y Bakker (2003) desarrollaron una versión para estudiantes, la Utrecht Work Engagement Scale Student (UWES-S-17), cuya versión en español lleva por nombre Escala de Bienestar en Contexto Académico. Esta escala consta de 17 reactivos (ver Tabla 1) con diferentes opciones de respuesta. Los estudiantes deben responder a cada ítem utilizando una escala de siete opciones, que va desde 0 “nunca” hasta 6 “siempre”. La escala mide tres dimensiones (Schaufeli et al., 2002):

Vigor: evalúa la energía y resistencia mental mientras se está estudiando, el deseo de invertir esfuerzo, tiempo, persistencia en el estudio, incluso cuando aparecen obstáculos y barreras mediante seis reactivos.

Dedicación: evalúa el sentido de significado, entusiasmo, inspiración, orgullo y reto relacionado con los estudios, a través de seis reactivos.

Absorción: evalúa un estado agradable de total inmersión en el trabajo, en donde el individuo es incapaz de separarse del trabajo a pesar de que ha pasado mucho tiempo y comprende cinco reactivos.

Tabla 1. Reactivos de acuerdo con cada una de las dimensiones consideradas del UWES-S-17. 

Procedimiento

La presente investigación fue de tipo cuantitativa, transversal y analítica, para la recolección de los datos, para lo cual se invitó a la comunidad estudiantil a participar en el estudio a través de visitas programadas a las aulas donde cursaban sus clases, lo anterior con previa autorización de los directivos. El proceso de aplicación, se realizó de manera grupal en las aulas, la instrucción se dictó en voz alta y se resolvieron posibles preguntas acerca de la forma en que se debía responder, no existió un tiempo límite para responder. El tiempo promedio en cada grupo fue de 20 minutos. Una vez que el estudiante terminó de contestar, se agradeció su participación y se le invitó a salir para concluir el resto de la aplicación.

Análisis de datos

Posterior al registro y captura de datos, se realizó un análisis factorial exploratorio mediante el programa SPSS versión 24.0, con licencia universitaria, utilizando el método de extracción de análisis de componentes principales (valores de varianza), y se aplicó rotación Equamax con Kaiser. Se empleó la prueba de esfericidad de Bartlet y la medida de adecuación muestral de Kaiser-Meyer-Olkin para determinar la pertinencia del análisis. Asimismo, se aplicó la prueba de normalidad Kolmogorov Smirnov y de Shapiro Wilk (^{Nunnally y Bernstein, 1994}) para analizar la consistencia interna de los datos en la muestra total. Los puntajes de los ítems, fueron sometidos al análisis de Alpha de Cronbach. Finalmente, se evaluó la estructura interna del UWES-S 17.

Consideraciones éticas

Esta investigación se ajusta a los estándares de la Declaración de Helsinki (World Medical Association, 2013) y al Código Ético del Psicólogo (Sociedad Mexicana de Psicología, 2010) en materia de protección y regulación ética de la investigación en seres humanos.

RESULTADOS Y DISCUSIÓN

Los participantes presentaron un perfil que caracterizó principalmente por predominar 59.6% el género femenino, además de tener un promedio escolar de 88.4 (min=75, max=98, D.T.=5.1). La Tabla 2, presenta las frecuencias y porcentajes de las características generales.

Tabla 2. Características demográficas y escolares de los participantes (n = 547). 

Contraste de normalidad

Al llevar a cabo las pruebas de normalidad tanto en Kolmogorov Smirnov como Shapiro Wilk, todos los reactivos obtuvieron una p <.000, existiendo datos tanto de asimetría o curtosis muy extrema en algunos de los reactivos.

Análisis factorial exploratorio (AFE)

Para determinar la factibilidad del análisis factorial exploratorio se calculó el índice de adecuación muestral Kaiser-Meyer-Olkin (KMO= .946), y la prueba de esfericidad de Bartlett (X2 = 3890.83, gl = 136, p <.000). Ambos métodos indicaron una intercorrelación buena con significancia apropiada para realizar el análisis factorial.

En la Tabla 3 se muestra el porcentaje de varianza de cada factor, a pesar de la redistribución de la variabilidad luego de la rotación de Equamax con Kaiser entre los factores, con el método de extracción de componentes principales, estos logran explicar el 55.8% de la varianza del constructo bienestar escolar, siendo un porcentaje adecuado.

Tabla 3. Varianza total explicada del UWES-S-17. 

Método de extracción: Análisis de componentes principales

Por otra parte, los resultados muestran en la matriz de componentes rotados, que la totalidad de los ítems de la Escala UWES-17 presentaron coeficientes de configuración iguales o superiores a .45, lo que constituye un valor adecuado para determinar la pertinencia significativa de cada uno de ellos. Con excepción del ítem ABSOR2 y ABSOR3, las cargas de los demás ítems se presentaron más fuertes en un único factor, por lo que se considera que 15 ítems de la escala se distribuyen en tres factores, el primero con 7 ítems (VIGOR4, VIGOR5, DEDIC1, DEDIC2, DEDIC3, DEDIC4, ABSOR4). El segundo factor se constituye por 4 ítems (VIGOR1, VIGOR2, VIGOR3, ABSORC1) y el tercer factor se constituye por 4 ítems (VIGOR6, DEDIC5, ABSORC5, ABSORC6).

Tabla 4. Matriz de componentes rotados del UWES-S-17. 

Método de extracción: Análisis de componentes principales. Método de rotación: Equamax con normalización Kaiser. a. La rotación ha convergido en 17 iteraciones.

Con base en la distribución anterior y considerando los 15 ítems que presentaron su carga en un solo factor, la consistencia interna de toda la escala tiene como resultado un alfa de Cronbach de .908. Asimismo, la consistencia interna de los ítems que conforman cada uno de los tres factores (correlación total de todos los elementos), indica que el primero de ellos (VIGOR4, VIGOR5, DEDIC1, DEDIC2, DEDIC3, DEDIC4, ABSOR4), alcanzó un coeficiente alfa de Cronbach de .849 con coeficientes de correlación de ítems entre .508 a .702. El segundo factor (VIGOR1, VIGOR2, VIGOR3, ABSORC1), alcanzó un coeficiente alfa de Cronbach de .736 con coeficientes de correlación de ítems entre .493 a .578. El tercer factor (VIGOR6, DEDIC5, ABSORC5, ABSORC6), alcanzó un coeficiente alfa de Cronbach de .669 con coeficientes de correlación de ítems entre .362 a .533.

Estandarización de la escala

Se aplicaron las pruebas t para muestras independientes para determinar el efecto de variables externa al analizar los tres factores con el sexo. Se observaron diferencias significativas en el factor 1, mientras que en el factor 2 y factor 3 no hubo diferencias estadísticamente significativas. Al comparar con el turno escolar no se encontraron diferencias estadísticamente significativas (Tabla 5).

Tabla 5. Prueba t para la igualdad de medias del sexo, turno escolar y los factores del UWES-17. 

p <.05.

Utilizando la prueba ANOVA de un factor, se analizaron variables como edad, semestre y promedio escolar; en los tres casos, se encontraron diferencias estadísticamente significativas en el factor 3, no así en el factor 1 y 2 (Tabla 6).

Tabla 6. Prueba ANOVA de un factor entre variables externas y los factores de la Escala UWES-17. 

p <.05.

Para elaborar los baremos, solamente se analizaron los percentiles del factor 3, debido a que, en los datos descritos, fue el único factor que mostró diferencias significativas con la edad, semestre y promedio escolar. En la tabla 7 se presentan los puntos de comparación de las puntuaciones individuales con respecto al desempeño del grupo, edad y semestre.

Tabla 7. Puntuaciones percentiles Factor 3 dividida por edad y semestre. 

Discusión

El objetivo del estudio fue determinar las propiedades psicométricas de la Escala de Bienestar en Contexto Académico (UWES S-17), propuesto por ^{Schaufeli y Bakker (2003}), en estudiantes mexicanos de educación superior, para dicha validación participaron 547 estudiantes inscritos en la Universidad de Colima.

Los resultados de la escala UWES S-17, mostraron puntuaciones similares en cada dimensión respecto al sexo, edad, grado y turno, destacando un mayor puntaje en la dimensión “Dedicación” para todas las variables mencionadas. Estos hallazgos coinciden con los señalados por ^{Guerra y Jorquera (2021}), quienes aplicaron el instrumento en estudiantes universitarios chilenos observando las medias más altas en ítems pertenecientes a la dimensión de “Dedicación”.

En el área geográfica en la que se realizó la presente investigación, es probable que se obtengan mejores puntuaciones en esta variable debido a los factores psicosociales involucrados. Un estudio reciente de Muñoz et al., (2023), destaca la influencia que tiene la responsabilidad social universitaria en la formación de valores sociales y, por ende, en la apreciación de la educación universitaria. Además, se ha identificado que diversos factores como el contexto familiar, el lugar de residencia y el estatus laboral pueden incidir en el rendimiento académico del estudiante. ^{García (2019}) subraya particularmente la relevancia del entorno familiar y comunitario histórico en el progreso académico del estudiante, los cuales serán variables importantes de considerar en futuros estudios.

En esta misma línea, ^{Vélez (2007}) sostiene que el éxito escolar se construye frente a contextos desafiantes o competitivos, donde los estudiantes tienen la oportunidad de aprender y prepararse para futuras adversidades. Esta autora también destaca la naturaleza dinámica del éxito escolar, el cual se moldea y evoluciona en función de las acciones del estudiante, el desarrollo de habilidades para la vida, como la perseverancia y la capacidad de adaptación.

El análisis factorial determinó la distribución de 15 de los 17 ítems en tres factores que explican el 55.8% de la variabilidad del constructo, cabe señalar que se observó mayor peso en el factor 1, cuyos datos explican un 42.8% de la variabilidad. A diferencia de nuestros resultados, y lo planteado por ^{Cachón et al., (2018}), quienes concluyeron su estudio realizado en estudiantes españoles de educación con 15 ítems distribuidos en solamente dos factores. De manera análoga, los resultados de esta investigación son congruentes con los reportados en otros estudios sobre los factores que tiene la escala en poblaciones latinas y mexicanas (Cachón et al., 2018; ^{Carvajal y Carranza, 2022}; de la Cruz et al., 2017; ^{Sánchez et al., 2016}).

Por otra parte, dos de los ítems, absorción 2 y absorción 3, mostraron un peso similar en dos factores, por lo que al aplicar la prueba de confiabilidad en la escala conformada por los 15 ítems que presentaron los coeficientes más fuertes en un solo factor, mediante alfa de Cronbach se obtuvo un valor de .908; asimismo la aplicación de esta prueba en cada factor arrojó un resultado de .849, .736 y .669 respectivamente, con lo que se observa que el factor 1 tiene una mayor consistencia que los otros dos factores. La escala muestra, en general, una homogeneidad aceptable en el total y por cada factor; según la literatura, esto se considera excelente cuando el alfa de Cronbach es superior a .80 (^{Nunnally y Bernstein, 1994}).

Para la estandarización de la escala, se aplicaron pruebas de t de student para las variables de sexo y turno, para las variables de edad, grado escolar y promedio de calificaciones se aplicó la prueba de ANOVA. Los resultados mostraron diferencias estadísticamente significativas en el factor 1 para la variable sexo, así como en el factor 3 para las variables de edad, grado escolar y promedio. De esto último, se elaboró una tabla de baremos utilizando deciles, en la que se observó una disminución de los puntajes medios de dicho factor y más uniformidad en los puntajes entre los grupos por grado conforme al aumento de la edad. A diferencia de estos resultados, ^{Guerra y Jorquera (2021}) encontraron puntajes más altos en estudiantes de primer grado que en aquellos de grados superiores, cabe mencionar que estos autores no presentaron datos que mostraron el comportamiento de los puntajes por edad.

Contar con instrumentos validados no solo en población mexicana sino en contextos urbanos pequeños rodeados por comunidades semi-urbanas e incluso rurales, sobre el bienestar escolar, resulta de especial importancia, ya que como evidencian los resultados, las variables sociodemográficas y escolares pueden no ser variables diferenciales en dicha variable psicológica, sin embargo, sí lo es en el rendimiento académico, tal como se hace evidente en otros estudios (^{Lara et al., 2020}; ^{Seminara, 2020}).

Investigar el engagement es relevante porque contribuye a comprender de manera más efectiva el bienestar y el compromiso de los estudiantes con sus estudios (^{Parada y Pérez, 2014}; ^{Parra y Pérez, 2010}), lo cual visibiliza los elementos de los entornos universitarios son relevantes para el estudiantado, tal es el caso de lo observado en la muestra estudiada la cual obtiene altos niveles de bienestar escolar per se.

Los resultados del análisis factorial permiten una adaptación más pertinente de la Escala Utrecht Work Engagement Scale Student (UWES-S-17) para poblaciones urbanas en desarrollo e incluso rurales, lo cual precisa los hallazgos para identificar aquellos elementos de compromiso académico que, de cierta manera, garantizan un ambiente educativo de salud y bienestar.

CONCLUSIONES

De acuerdo a lo anterior, se puede concluir que, aunque se coincide con los autores de la escala UWES-S 17, quienes señalan que los ítems se distribuyen en tres factores, los ítems que corresponden a cada factor no son equivalentes a los propuestos por Schaufelli y Bakker (2003), por lo que se propone un mejor ajuste de la escala.

Derivado de la comparación de resultados obtenidos en este estudio, se concluye que el entorno geográfico, social y cultural propio de lugares semi-urbanos y/o rurales es relevante en la validación de la escala UWES-S 17, por lo que es necesario seguir indagando con distintas poblaciones y muestras mayores.

Este estudio contribuye a las líneas de investigación sobre la identificación de factores psicosociales asociados al bienestar y la calidad de vida en contextos escolares, principalmente relacionados con el rendimiento y la deserción escolar; así como la mejora del desarrollo educativo para generar mayor satisfacción académica.

CONFLICTO DE INTERESES. Los autores declaran que no existe conflicto de intereses para la publicación del presente artículo científico.