Horizontes. Revista de Investigación en Ciencias de la Educación
https://revistahorizontes.org
Volumen 8 / N° 33 / abril-junio
2024
ISSN: 2616-7964
ISSN-L: 2616-7964
pp. 880 – 892
Propiedades psicométricas de la Utrecht Work Engagement Scale
Student (UWES-S-17) en estudiantes mexicanos
Psychometric properties of the Utrecht Work Engagement Scale Student
(UWES-S-17) in Mexican students
Propriedades psicométricas da Utrecht
Work Engagement Scale Student (UWES-S-17) em estudantes mexicanos
María Luisa Avalos Latorre1
luisa.avalos@academicos.udg.mx
https://orcid.org/0000-0002-1183-1518
José Carlos Ramírez Cruz1
josecarlos.ramirez@academicos.udg.mx
https://orcid.org/0000-0002-1224-4382
Roberto Oropeza Tena2
roberto.oropeza@umich.mx
https://orcid.org/0000-0002-2561-2164
1Universidad de Guadalajara. Tonalá, Jalisco, México
2Universidad Michoacana de San Nicolás de Hidalgo.
Morelia, Michoacán, México
Artículo recibido 21 de
julio 2023 | Aceptado 14 de agosto 2023 | Publicado 2 de abril 2024
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https://doi.org/10.33996/revistahorizontes.v8i33.770
RESUMEN
El compromiso escolar
es un constructo que permite identificar el nivel de bienestar en la
universidad. El objetivo fue determinar las propiedades psicométricas de la
Utrecht Work Engagement Scale Student (UWES-S-17) en estudiantes universitarios
mexicanos. Participaron 547 estudiantes hombres y mujeres con edades entre 18 y
20 años. Se realizó un análisis factorial exploratorio de consistencia interna
por medio de la prueba Alfa de Cronbach y la validez por medio de las cargas
factoriales (X2 = 3890.83, gl = 136, p <.000). La escala UWES-S-17 se ajustó
a tres factores con una varianza explicada del 55.8%, así como α = .90 con
coeficientes de correlación de ítems entre .362 a .533. Se concluye que la
escala UWES-S-17, mantiene sus tres factores en estudiantes mexicanos, aunque
algunos de los ítems se comportaron distintos, al migrar a otros factores. Finalmente,
se discuten las implicaciones metodológicas del trabajo.
Palabras clave: Bienestar estudiantil; Confiabilidad; Escala; Estudiantes
universitarios; UWES-S-17; Validez
ABSTRACT
School
engagement is a construct that allows the identification of the level of
well-being at university. The aim was to determine the psychometric properties
of the Utrecht Work Engagement Scale Student (UWES-S-17) in Mexican university
students. A total of 547 male and female students between 18 and 20 years of
age participated. An exploratory factor analysis of internal consistency was
performed by means of Cronbach's Alpha test and validity by means of factor
loadings (X2 = 3890.83, gl = 136, p <.000). The UWES-S-17 scale was adjusted
to three factors with an explained variance of 55.8%, as well as α = .90 with item correlation coefficients
between .362 to .533. It is concluded that the UWES-S-17 scale, maintains its
three factors in Mexican students, although some of the items behaved
differently, migrating to other factors. Finally, the methodological
implications of this work are discussed.
Key words: Student well-being; Reliability;
Reliability; Scale; University students; UWES-S-17; Validity
RESUMO
O engajamento escolar
é um construto que identifica o nível de bem-estar na universidade. O objetivo
foi determinar as propriedades psicométricas da Utrecht Work Engagement Scale
Student (UWES-S-17) em estudantes universitários mexicanos. Participaram 547
estudantes do sexo masculino e feminino com idade entre 18 e 20 anos. Foi
realizada uma análise fatorial exploratória de consistência interna pelo teste
alfa de Cronbach e validade por cargas fatoriais (X2 = 3890,83, gl = 136, p
< 0,000). A escala UWES-S-17 foi ajustada a três fatores com uma variação
explicada de 55,8%, bem como α = 0,90 com coeficientes de correlação de itens entre 0,362 e 0,533.
Conclui-se que a escala UWES-S-17 mantém seus três fatores em estudantes
mexicanos, embora alguns dos itens tenham se comportado de forma diferente,
migrando para outros fatores. Por fim, são discutidas as implicações
metodológicas do trabalho.
Palavras-chave: Bem-estar do
estudante; Confiabilidade; Escala; Estudantes universitários; UWES-S-17;
Validade
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):
a. 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.
b. Dedicación: evalúa el sentido de significado,
entusiasmo, inspiración, orgullo y reto relacionado con los estudios, a través
de seis reactivos.
c. 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.
|
Dimensión |
Reactivo |
|
a. Vigor |
1.
En la escuela me siento lleno de energía 2.
Soy fuerte y vigoroso en la escuela 3.
Cuando me levanto por las mañanas tengo ganas de ir a la escuela 4.
Soy muy persistente en mis estudios 5.
Incluso cuando las cosas no van bien, continúo estudiando 6.
Puedo continuar estudiando durante largos períodos |
|
b. Dedicación |
1.
Mis estudios están llenos de significados y propósitos 2. Estoy entusiasmado con mis estudios 3. Mis estudios me inspiran 4.
Estoy orgulloso de lo que estoy estudiando 5.
Mi escuela es un reto |
|
c. Absorción |
1.
El tiempo vuela cuando estoy estudiando 2.
Soy feliz cuando estoy concentrado en mis estudios 3.
Cuando estoy estudiando olvido todo lo que pasa alrededor de mí 4. Estoy inmerso en mis estudios 5.
Me es difícil ‘desconectarme’ de la escuela 6.
Me “dejo llevar” por mis estudios |
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).
|
|
Características |
Frecuencia |
Porcentaje |
|
Género |
Hombres |
221 |
40.4 |
|
Mujeres |
326 |
59.6 |
|
|
Edad |
18 |
167 |
30.5 |
|
19 |
198 |
36.2 |
|
|
20 |
182 |
33.3 |
|
|
Semestre |
Primero |
200 |
36.6 |
|
Tercero |
197 |
36.0 |
|
|
Quinto |
150 |
27.4 |
|
|
Turno escolar |
Matutino |
363 |
66.4 |
|
Vespertino |
184 |
33.6 |
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.
|
Componente |
Autovalores iniciales |
La extracción |
Rotación |
||||||
|
Total |
% de la varianza |
% acumulado |
Total |
% de la varianza |
% acumulado |
Total |
% de la varianza |
% acumulado |
|
|
1 |
7.3 |
42.8 |
42.8 |
7.3 |
42.8 |
42.8 |
4.2 |
24.8 |
24.8 |
|
2 |
1.2 |
7.3 |
50.1 |
1.2 |
7.3 |
50.1 |
2.7 |
15.7 |
40.5 |
|
3 |
1.0 |
5.7 |
55.8 |
1.0 |
5.7 |
55.8 |
2.6 |
15.3 |
55.8 |
|
4 |
0.9 |
5.1 |
60.9 |
|
|
|
|
|
|
|
5 |
0.8 |
4.5 |
65.4 |
|
|
|
|
|
|
|
6 |
0.7 |
4.1 |
69.6 |
|
|
|
|
|
|
|
7 |
0.7 |
4.0 |
73.6 |
|
|
|
|
|
|
|
8 |
0.6 |
3.7 |
77.3 |
|
|
|
|
|
|
|
9 |
0.6 |
3.3 |
80.6 |
|
|
|
|
|
|
|
10 |
0.5 |
3.2 |
83.8 |
|
|
|
|
|
|
|
11 |
0.5 |
2.8 |
86.7 |
|
|
|
|
|
|
|
12 |
0.4 |
2.6 |
89.2 |
|
|
|
|
|
|
|
13 |
0.4 |
2.5 |
91.7 |
|
|
|
|
|
|
|
14 |
0.4 |
2.4 |
94.0 |
|
|
|
|
|
|
|
15 |
0.4 |
2.1 |
96.1 |
|
|
|
|
|
|
|
16 |
0.3 |
2.0 |
98.1 |
|
|
|
|
|
|
|
17 |
0.3 |
1.9 |
100.0 |
|
|
|
|
|
|
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.
|
|
Componente |
||
|
1 |
2 |
3 |
|
|
VIGOR1 |
.207 |
.753 |
.036 |
|
VIGOR2 |
.411 |
.636 |
.086 |
|
VIGOR3 |
.302 |
.560 |
.312 |
|
VIGOR4 |
.523 |
.169 |
.496 |
|
VIGOR5 |
.585 |
.272 |
.410 |
|
VIGOR6 |
.211 |
.128 |
.661 |
|
DEDIC1 |
.615 |
.455 |
.077 |
|
DEDIC2 |
.766 |
.319 |
.104 |
|
DEDIC3 |
.647 |
.375 |
.276 |
|
DEDIC4 |
.647 |
.260 |
.092 |
|
DEDIC5 |
.388 |
-.075 |
.467 |
|
ABSORC1 |
.152 |
.615 |
.355 |
|
ABSORC2 |
.018 |
.467 |
.466 |
|
ABSORC3 |
.477 |
.474 |
.419 |
|
ABSORC4 |
.630 |
.224 |
.353 |
|
ABSORC5 |
.455 |
.248 |
.543 |
|
ABSORC6 |
-.074 |
.250 |
.759 |
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.
|
Variable |
Factores |
t |
gl |
p |
|
Sexo |
Factor 1 |
-4.12 |
545 |
.000 |
|
-4.05 |
442.52 |
.000 |
||
|
Factor 2 |
-.87 |
545 |
.384 |
|
|
-.86 |
467.74 |
.386 |
||
|
Factor 3 |
-1.84 |
545 |
.066 |
|
|
-1.83 |
469.07 |
.067 |
||
|
Turno escolar |
Factor 1 |
.938 |
545 |
.34 |
|
.921 |
349.83 |
.35 |
||
|
Factor 2 |
1.382 |
545 |
.16 |
|
|
1.410 |
388.24 |
.15 |
||
|
Factor 3 |
.008 |
545 |
.99 |
|
|
.008 |
377.62 |
.99 |
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.
|
Variable |
Factores |
gl |
F |
p |
|
Edad |
Factor 1 |
2 |
1.628 |
.197 |
|
Factor 2 |
2 |
2.255 |
.106 |
|
|
Factor 3 |
2 |
8.297 |
.000 |
|
|
Semestre |
Factor 1 |
2 |
3.31 |
.037 |
|
Factor 2 |
2 |
2.20 |
.112 |
|
|
Factor 3 |
2 |
5.560 |
.004 |
|
|
Promedio
escolar |
Factor 1 |
2 |
1.00 |
.487 |
|
Factor 2 |
2 |
1.032 |
.409 |
|
|
Factor 3 |
2 |
1.30 |
.043 |
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.
|
Percentil |
18 años (n = 143) |
19 años (n = 133) |
20 años (n = 41) |
||||||
|
1ero |
3ero |
5to |
1ero |
3ero |
5to |
1ero |
3ero |
5to |
|
|
1 |
10 |
11 |
24 |
10 |
9 |
9 |
9 |
7 |
7.6 |
|
10 |
13.4 |
13 |
24 |
13.5 |
12.4 |
10.6 |
9.4 |
10.2 |
12 |
|
20 |
16 |
15 |
24 |
16 |
14 |
14.4 |
11.6 |
12 |
14 |
|
30 |
17 |
16 |
24 |
17 |
16 |
15.6 |
12.2 |
15 |
15 |
|
40 |
18 |
17 |
24 |
18 |
17 |
16.8 |
13.6 |
16 |
16 |
|
50 |
19 |
18 |
24 |
20 |
18 |
17 |
15 |
17 |
17 |
|
60 |
20 |
18.4 |
24 |
21 |
18.4 |
19 |
16 |
19 |
18 |
|
70 |
21 |
19.8 |
24 |
21.5 |
20 |
20.4 |
16.8 |
20 |
20 |
|
80 |
22 |
22 |
24 |
22 |
21 |
21 |
19.4 |
21 |
21 |
|
90 |
23 |
23.2 |
24 |
23 |
22 |
23.6 |
22.2 |
22 |
23 |
|
99 |
24 |
-- |
24 |
-- |
24 |
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24 |
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.
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