Psicothema, 2006. Vol. Vol. 18 (nº 2). 249-255

Ana Paula Soares, M. Adelina Guisande, António M. Diniz^* y Leandro S. Almeida

Este artículo presenta un modelo de interacción de variables personales y contextuales en la predicción del rendimiento y del desarrollo psicosocial de estudiantes universitarios. La muestra fue constituida por 560 estudiantes de primer año de la Universidad do Minho. Los resultados del path analysis sugieren que, a pesar de que las expectativas iniciales de implicación académica de los alumnos, representan un índice efectivo de su implicación en la vida universitaria, y que el clima social del aula afecta a los niveles de implicación, bienestar y satisfacción obtenidos, esas relaciones no fueron lo suficientemente fuertes para influir en los resultados de las variables criterio del modelo. El rendimiento académico fue determinado por la nota de acceso a la Universidad y el desarrollo psicosocial por los niveles de autonomía en el momento de ingreso. Pese a la necesidad de una mayor investigación, los resultados alertan sobre la importancia de las características preuniversitarias de los alumnos en la configuración de sus procesos de adaptación.

Construction and validation of a multidimensional model of students’ adjustment to college context. This article presents a model of interaction of personal and contextual variables in the prediction of academic performance and psychosocial development of Portuguese college students. The sample consists of 560 first-year college students of the University of Minho. The path analysis results suggest that initial expectations of the students’ involvement in academic life constituted an effective predictor of their involvement during their first year; as well as the social climate of the classroom influenced their involvement, well-being and levels of satisfaction obtained. However, these relationships were not strong enough to influence the criterion variables integrated in the model (academic performance and psychosocial development). Academic performance was predicted by the high school grades and college entrance examination scores, and the level of psychosocial development was determined by the level of development showed at the time they entered college. Though more research is needed, these results point to the importance of students’ pre-college characteristics when we are considering the quality of their college adjustment process.

Coincidiendo con los cambios que se producen en el desarrollo al final de la adolescencia, el acceso a la Enseñanza Superior enfrenta a los jóvenes a numerosos desafíos, como la separación de la familia y de los amigos y las exigencias de mayor autonomía (Brooks y Dubois, 1995; Chickering y Reisser, 1993). En la literatura, la adaptación al contexto universitario se ha conceptualizado como un proceso complejo y multidimensional, que implica múltiples factores tanto de naturaleza personal como de naturaleza contextual (Baker y Siryk, 1984), sin embargo, la investigación llevada a cabo en las últimas décadas revela dificultades en integrar ambos elementos en el análisis (Russell y Petrie, 1992; Soares, 2003). En efecto, la revisión de la bibliografía evidencia que dos perspectivas han orientado la investigación: (i) la que ha procurado comprender y explicar, dentro de una tradición intrapsíquica, los cambios experimentados en el estudiante a lo largo de su etapa universitaria (perspectiva de desarrollo); y (ii) la que ha procurado comprender y explicar cómo las características de los contextos universitarios afectan a la calidad de adaptación y desarrollo de los alumnos (perspectiva contextual) (Pascarella y Terenzini, 1991).

Así, un número creciente de investigaciones viene demostrando que la adaptación a esta transición depende tanto de las características que los alumnos presentan en el momento del acceso a la Universidad (sociodemográficas, académicas, de desarrollo), como de las relacionadas con la calidad de las instituciones universitarias que los reciben (infraestructuras, recursos, servicios) y, como consecuencia, de la interacción que entre ambas se establece permanentemente (por ejemplo, Astin, 1993; Cabrera, Nora y Castañeda, 1993; González-Pienda, Núñez, Álvarez, Roces, González-Pumariega, González et al, 2003; Jiménez, Izquierdo y Blanco, 2000; Mouw y Khanna, 1993; Núñez, González-Pienda, García, González-Pumariega, Roces, Álvarez y González, 1998; Tinto, 1993; Valle, González-Cabanach, Núñez y González-Pienda, 1998; Wolfe y Johnson, 1995). Esta misma investigación también confirma que el impacto de la Enseñanza Superior en los alumnos se extiende más allá del dominio estrictamente cognitivo, y que el aprendizaje se configura en función de una diversidad de factores académicos y no-académicos que suceden tanto dentro como fuera de las aulas (Terenzini, Pascarella y Blimling, 1996).

Situándonos en esta línea de inquietudes, en el presente artículo se informa de los resultados de una investigación en la que se pretende contrastar un modelo integrador del proceso de adaptación de los jóvenes al contexto universitario, que evalúe el papel y la importancia de algunas variables de naturaleza personal y contextual que la literatura ha evidenciado como relevantes en la predicción del rendimiento y del desarrollo psicosocial de estudiantes universitarios de primer año (véase figura 1).

De acuerdo con este modelo, algunas características de los alumnos (nota de acceso a la Enseñanza Superior, sexo, nivel socioeconómico de las familias —NSE— y lugar de residencia —desplazados o no— de su lugar de procedencia para estudiar en la Universidad), de su situación académica actual (opción de ingreso en la Enseñanza Superior, área de conocimiento a la que pertenece), las de carácter psicosocial a la entrada en la Universidad (expectativas de implicación académica y patrones de autonomía) y las restantes variables incluidas en el modelo (comportamientos de implicación académica, calidad del ambiente de aprendizaje, bienestar y satisfacción) pueden afectar, directa e/o indirectamente, al rendimiento académico y al desarrollo psicosocial de los alumnos al final del primer año.

Método

Participantes

Para este estudio han sido seleccionados, mediante un método aleatorio estratificado, 560 alumnos de primer año de la Universidad do Minho. La mayor parte de los estudiantes son de sexo femenino (61,4%), con edades comprendidas entre los 17 y los 24 años (M= 18.3; DT= 1.20). La mayoría de los alumnos (67%) se matriculó en la titulación elegida como primera opción vocacional en su acceso a la Enseñanza Superior. En lo que respecta al origen geográfico, el 57% de los alumnos se han desplazado del hogar familiar. En relación al nivel socioeconómico (NSE) de la familia de origen, la combinación de tres indicadores (nivel educativo, estatuto profesional y salario mensual de ambos progenitores) permitió concluir que el 47% de los participantes pertenecen a un NSE bajo o medio-bajo, el 28% a un nivel medio y el 25% restante a un nivel medio-alto o alto.

Instrumentos

Para la evaluación de cada uno de los constructos psicológicos analizados utilizamos algunas subescalas de los siguientes instrumentos:

El Cuestionario de Implicación Académica (CIA; Soares y Almeida, 2001) es un cuestionario de autoinforme constituido por 38 ítems en una escala de respuesta likert de cuatro puntos, que evalúa el grado de implicación cognitiva y comportamental que los estudiantes esperan dedicar (versión A) o han dedicado (versión B) a la vida universitaria en cinco áreas: Implicación institucional, Implicación vocacional, Implicación social, Utilización de recursos e Implicación curricular.

El Inventario de Desarrollo de la Autonomía de Iowa (IDAI; adaptado del Iowa Developing Autonomy Inventory - Hood y Jackson, 1983; para la población portuguesa por Ferreira y Castro, 1994) mide los niveles de independencia emocional, instrumental y de interdependencia que caracterizan las relaciones que los estudiantes establecen con sus padres, sus compañeros y la sociedad en general. Es de destacar que este cuestionario se aplicó en dos momentos diferentes (al ingreso de los alumnos en la Enseñanza Superior y en el segundo año universitario), lo que permitió asumirla en el modelo tanto como variable interviniente como variable criterio. El IDAI es un instrumento de autoinforme integrado, en su versión adaptada, por 64 ítems (en una escala de respuesta tipo likert de cinco puntos).

La Escala del Clima Social del Aula (ECSA; adaptada de la Classroom Environmental Scale - versión R; Moos y Trickett, 1987; para la población portuguesa por Santos, 1996) evalúa las percepciones de los alumnos sobre la calidad relacional, la estructura organizativa y el funcionamiento del contexto del aula (clima social). La ECSSA, en su versión adaptada, se compone de 64 ítems (en una escala dicotómica de verdadero/falso) y 6 subescalas.

El Cuestionario de Vivencias Académicas (CVA; Almeida y Ferreira, 1999) valora la calidad de las vivencias académicas de los alumnos en su contacto con el contexto universitario. Más específicamente, y pese a que la versión original del instrumento se compone de 17 subescalas, en esta investigación se utilizaron sólo dos (Bienestar físico y Bienestar psicológico) como indicadores de la calidad de la adaptación personal-emocional de los alumnos al contexto universitario.

El Cuestionario de Satisfacción Académica (CSA; Soares, Vasconcelos y Almeida, 2002) evalúa los niveles de satisfacción de los alumnos en relación a la calidad de su experiencia universitaria en el primer año. Constituido por 13 ítems en una escala de respuesta tipo likert de cinco puntos, el CSA mide dimensiones relacionales, institucionales y curriculares de satisfacción académica de los alumnos.

Adicionalmente, se ha recogido información relativa al rendimiento académico de los alumnos proporcionada por los Servicios Académicos de la Universidad do Minho. Esta puntuación se calcula partiendo de la media general obtenida por los alumnos al final del primer año, ponderada con el número de asignaturas cursadas con éxito frente al número total de las que se había matriculado. Estas puntuaciones han sido transformadas en puntuaciones z dentro de cada titulación de cara a su comparación.

Procedimiento

Los instrumentos han sido administrados en cinco momentos distintos. A excepción del primero, donde las medidas habían sido aplicadas individualmente a la hora de la inscripción y realización de las matrículas, en todos los demás, la batería de pruebas fue cumplimentada colectivamente en el aula. Se debe señalar que, al inicio del estudio, los alumnos habían sido informados de los objetivos, siendo garantizada la confidencialidad de los resultados, y enfatizado el carácter voluntario de su participación. El análisis estadístico del modelo conceptual se realizó a través del modelo de ecuaciones estructurales mediante el paquete estadístico LISREL 8.30 (Jöreskog y Sörbom, 1993). Los análisis se llevaron a cabo en una lógica estrictamente confirmatoria. La evaluación del modelo se realiza en base a la significatividad del estadístico c², así como, a índices de bondad de ajuste como el CFI (Comparative Fit Index: Bentler, 1990), el RMSEA (Root Mean Square Error of Aproximation: Browne y Cudek, 1993) y el ECVI (Expected Cross-Validation Index: Browne y Cudek, 1993).

Resultados y discusión

En la tabla 1 presentamos la estadística descriptiva y el test de normalidad de la nota de acceso y de las variables endógenas del modelo a contrastar.

Como se puede observar (tabla 1), algunas de las variables presentan asimetría y curtosis significativamente fuera de la normalidad. En concreto, tres de las nueve variables muestran distribuciones asimétricas (clima social, bienestar, satisfacción) y cinco de las nueve tienen valores significativos en cuanto a la curtosis. No obstante, dado que estamos trabajando con variables medidas con cuestionarios, mediante procedimiento de autoinforme, suelen considerarse valores significativos de asimetría y de curtosis aquellos que superan 1 o -1. Por tanto, con este criterio únicamente la variable Autonomía (post-test) presenta una curtosis significativa. En definitiva, estos datos nos aconsejan precaución a la hora de interpretar los vínculos de estas variables con otras variables incluidas en el modelo.

Los resultados de la evaluación del modelo muestran la adecuación del ajuste global del modelo a los datos empíricos. En efecto, pese a que el valor de χ² (40, 280)= 56.36 se presenta en el límite de la significación (p= .045), hecho que puede estar asociado a la dimensión de la muestra (Bollen, 1990), los restantes índices de adaptación se mostraron adecuados. A través del CFI, evaluamos cuánto mejor es el ajuste del modelo estimado en comparación con el modelo nulo o independiente. El abanico de variación de este índice debe situarse entre 0 y 1, por lo que valores a partir de .95, como en el caso de nuestro modelo, indican, muchas veces, un buen ajuste (Hu y Bentler, 1998). También el valor del RMSEA (.04) es inferior al valor de .05 que sugieren Browne y Cudek (1993), con un intervalo de confianza del 90% estimado a variar entre .01 y .06, y el valor de p para el test de aproximación del ajuste superior a .50 (.78). Esta situación sugiere que la discrepancia debida a la aproximación de la matriz de varianza-covarianza estocástica y no-estocástica, no es muy significativa, a pesar de que el límite inferior del intervalo de confianza no pasa por el origen y de que su límite máximo es superior a .05 (.06). Como refuerzo a esta interpretación, observamos que el valor obtenido para el ECVI (.68), aunque inferior al valor estimado para el modelo saturado (.76), presenta, en un intervalo de confianza del 90% calculado [.68; .76], el mismo valor que su límite máximo. De este modo, podemos señalar que el modelo teórico analizado está razonablemente bien ajustado a los datos observados (véase figura 2).

Por lo que se refiere a la evaluación de las hipótesis que han configurado el modelo (tanto las relaciones esperadas significativas como las no esperadas), todos los caminos validados han corroborado las relaciones previamente hipotetizadas. Más específicamente, el sexo reveló ser un buen predictor del área de conocimiento a la que pertenecen los alumnos [ß= .62 (.05); t (279)= 13.44], es decir, los alumnos de sexo femenino se decantan más por titulaciones de las áreas de formación del profesorado y de ciencias sociales y humanas, mientras que los estudiantes de sexo masculino lo hacen por las titulaciones de áreas de ciencia y tecnología. También el NSE de las familias de origen de los alumnos demostró ser una variable determinante del área de conocimiento [ß= -.09 (.03); t (279)= -2.61], puesto que los alumnos de nivel socioeconómico más desfavorecido optan por titulaciones socialmente menos prestigiadas y económicamente menos recompensadas (i.e., en las áreas de formación del profesorado y de ciencias sociales y humanas). Estos resultados confirman que no sólo los alumnos eligen titulaciones más compatibles con su género, ratificando algunas de las teorías vocacionales acerca de la influencia del género en la toma de decisiones educativas/profesionales (Gottfredson, 1981; Lent, Brown y Hackett, 1994), sino que los alumnos con menor capital sociocultural optan por titulaciones social y profesionalmente menos valorizadas. Esto está en conformidad con lo defendido por Bourdieu y Passeron (1981) en su crítica acerca de las «democratizadas» posibilidades de acceso a los diferentes niveles y tipos de enseñanza, donde demuestran cómo el origen social y el género condicionan la distribución de los estudiantes en las titulaciones. En efecto, estas dos variables captaron en nuestro estudio, conjuntamente, un 43% de la varianza de los resultados del área de conocimiento.

En lo que se refiere a las relaciones previstas entre las variables antecedentes académicas y sociodemográficas y las variables psicosociales consideradas, los resultados evidencian que la media de acceso fue la única variable que afectó de forma positiva y estadísticamente significativa a las expectativas anheladas por los alumnos a la entrada en la Enseñanza Superior [ß= .85 (.36); t (279)= 2.34]. Debemos destacar que esta variable mostraba problemas de curtosis, lo que provoca que un ß= .85 alcanzase a penas un nivel mínimo de significación (figura 2). Ello se encuentra reflejado también en el alto valor del error de estimación (.36) del parámetro causal [ß], lo cual nos lleva a tomar con mucha cautela los comentarios siguientes sobre esta relación.

De acuerdo con lo hipotetizado (figura 1), fueron los estudiantes que más invirtieron en su vida escolar y que obtuvieron mejores resultados en su ingreso en este nivel de enseñanza, aquellos que también más parecen valorizar su inversión en este nuevo contexto educativo y de vida, a la vez que concretizan con éxito sus planes educativos y profesionales. Sin embargo, y al contrario de lo esperado, no se obtuvo esta relación en aquellos alumnos que se matricularon en una titulación elegida en primera opción. En efecto, aunque fuese esperado, tal como habían señalado autores como Astin (1993) o Tinto (1993), el hecho de que los alumnos que hubieran accedido a su primera opción investirían más tiempo y energía en la titulación y en la vida universitaria en general (por los mayores niveles de compromiso que esa situación parece implicar), no se relacionó con los resultados obtenidos. Esta situación puede indicar que las elecciones que los estudiantes portugueses realizan en su transición a la Enseñanza Superior pueden no reflejar opciones vocacionales sólidas y consistentes (Soares, 1998). Es de destacar, en esta primera etapa del modelo, las relaciones de covarianza estadísticamente significativas que se establecieron entre los pares de variables exógenos sexo-lugar de residencia, y sexo-NSE. En nuestra opinión, estos resultados apenas reflejan una tasa superior de alumnos del sexo femenino desplazados de su región de origen y pertenecientes a las clases socioeconómicas más desfavorecidas.

Considerando ahora los resultados obtenidos entre las variables psicosociales y las restantes variables intervinientes incluidas en el modelo, verificamos que, a pesar del efecto atenuante observado en la configuración del patrón de resultados de la versión A para la versión B del CIA (Soares, 2003), éstos confirman que las expectativas de implicación académica constituyen un determinante efectivo de los comportamientos de implicación en la vida universitaria en el primer año [ß= .20 (.06); t (279)= 3.62], lo que refuerza la utilidad de esta medida como un instrumento de screnning, antes de que surjan problemas de adaptación. Esta idea adquiere mayor relevancia en cuanto que las expectativas en el ingreso en la Enseñanza Superior constituyen no sólo un determinante efectivo de los comportamientos de implicación de los alumnos en la vida universitaria, sino también de los niveles de satisfacción obtenidos. Como podemos observar en la figura 2, el efecto de las expectativas sobre la satisfacción, aunque positiva, sólo adquiere significado estadístico cuando esta relación está mediada por los comportamientos efectivos de implicación académica de los alumnos.

Aunque los niveles de concretización de las expectativas iniciales influyen de forma positiva y estadísticamente significativa en los niveles de satisfacción obtenidos, esa relación no fue lo suficientemente fuerte como para afectar ni a la variable bienestar, ni a las variables criterio incluidas en el modelo. Esta situación parece sugerir que, al contrario de lo defendido por autores como Astin (1993), la intensidad de la implicación académica de los alumnos en la vida universitaria puede no traducirse, necesariamente, en mayores beneficios tanto desde el punto de vista del aprendizaje como desde el punto de vista del desarrollo psicosocial. En efecto, como otros estudios han demostrado (Anaya, 1996; Blimling, 1999; Pike, 1999), es importante considerar no sólo el nivel/intensidad de la implicación de los alumnos, sino también el tipo de implicación que los alumnos manifiestan. Una fuerte implicación curricular, por ejemplo, puede conducir a beneficios más efectivos desde el punto de vista del aprendizaje, mientras que una fuerte implicación en las relaciones con sus compañeros, aunque puede contribuir positivamente para la socialización de los alumnos y para el desarrollo de competencias interpersonales, puede absorber parte del tiempo y de la energía necesarios para una implicación más intensa en la titulación y en el currículo.

Las relaciones previstas entre la variable autonomía emocional e instrumental (pre-tests) y las restantes variables del modelo no alcanzaron significación estadística (figura 2), a excepción de la relación entre la medida de pre-tests y post-tests de la autonomía emocional e instrumental (efectos autorregresivos). Estos resultados parecen evidenciar que la capacidad de los alumnos para enfrentarse de una forma adecuada a la separación de las figuras parentales y de los amigos, y su capacidad para llevar a cabo sus propios proyectos e iniciativas en ausencia de seguridad y apoyo constantes, no demostró ser, al contrario de lo hipotetizado (figura 1), un buen predictor ni de la forma cómo los jóvenes interaccionan con el contexto universitario y del grado de bienestar y de satisfacción obtenidos, ni de los niveles de desarrollo alcanzados. Esta situación puede ser debida o estar mediatizada por el valor significativo de la curtosis (.52, p= 0.031), aunque no es muy probable ya que no es un valor demasiado elevado. Por otra parte, hay que hacer notar que la variable autonomía (pre-test), efectivamente, puede no ser una causa del bienestar o la satisfacción y, por el contrario, ser más una consecuencia de estas otras variables. Pero si éste fuera el caso, entonces en el modelo las relaciones de estas variables deberían mostrarse significativas respecto a la autonomía (post-test).

En lo que se refiere a la calidad del ambiente de aprendizaje, los resultados demuestran que influyó de una forma positiva y estadísticamente significativa, tanto en los comportamientos de implicación de los alumnos en la titulación y en la vida universitaria en general [ß= .33 (.09); t (279)= 3.73], como en sus niveles de bienestar [ß= .58 (.12); t (279)= 4.65] y de satisfacción [ß= .14 (.04); t (279)= 4.81]. También, es importante destacar el efecto indirecto, estadísticamente significativo, ejercido por la variable clima social del aula sobre la variable satisfacción (vía comportamientos de implicación de los alumnos en la vida universitaria), aunque su efecto directo sea más intenso. Así, estos resultados demuestran, de forma consistente con la investigación disponible en el campo, que la calidad del ambiente de aprendizaje existente en la titulación influye de forma significativa en la forma cómo los estudiantes interaccionan con el contexto universitario y la calidad de los resultados obtenidos (Astin, 1993; Braxton, Bray y Berger, 2000; Cabrera, Colbeck y Terenzini, 2001; Cabrera et al, 2002).

Finalmente, debemos destacar la relación estadísticamente significativa entre la nota global de bienestar y la nota global de satisfacción [ß= .09 (.02); t (279)= 4.72]. Téngase en cuenta que estas variables presentaron problemas de normalidad (tabla 1), lo que llevó a que un ß= .09 alcanzase un nivel de significación de 1 para 100 (figura 2). Esta situación se traduce, tal como se preveía, en que la manera cómo el estudiante se siente en este nuevo contexto educativo y de vida, afecta a la forma en cómo evalúa ese mismo contexto, aunque el porcentaje de varianza captada por esta última (28%) se vea también explicada por el clima social del aula y por los comportamientos de implicación de los alumnos. Además, un modelo alternativo donde se planteó una relación recíproca entre estas variables se mostró no admisible.

A pesar de esto, las relaciones previstas entre ellas y las variables criterio del modelo no se verificaron. De hecho, de todas las variables incluidas en el modelo, la única que influyó de forma estadísticamente significativa en el rendimiento académico de los alumnos al final del primer año fue la media con la que los alumnos accedieron a la Universidad [ß= .28 (.04); t (279)= 6.56], que ha captado el 17% de la varianza de los resultados. También en el caso del desarrollo psicosocial (medida de post-tests de la autonomía emocional e instrumental), la única variable que contribuyó de forma positiva y estadísticamente significativa para su ecuación de regresión fueron los resultados obtenidos en la medida de pre-tests [ß= .51 (.04); t (279)= 12.49], captando el 36% de la varianza de los resultados del desarrollo psicosocial.

Estos datos parecen apuntar que son las características preuniversitarias con las que los alumnos llegan a la Universidad, más que las características institucionales o la calidad de la experiencia universitaria, las que más influyen en la calidad de los resultados académicos y de desarrollo psicosocial obtenidos al final del primer año. Dado que esto no tiene demasiado sentido o lógica, creemos que antes de asumir conclusiones más definitivas se debe proceder al desarrollo de un mayor grado de investigación con el modelo conceptual propuesto, tanto en el sentido de perfilarlo, mejorando, por ejemplo, su modelo de medida, como en el de eliminar trayectorias y/o variables (por ejemplo, la media de acceso en la predicción de las expectativas de implicación de los alumnos), y de añadir nuevos constructos que puedan resultar más relevantes en la explicación del fenómeno (por ejemplo, métodos y estrategias de estudio, abordajes al estudio y al aprendizaje, Valle et al, 1998). También debemos considerar la posibilidad de que los instrumentos seleccionados no sean los más apropiados para evaluar las variables en estudio, así como la necesidad de contrastar el modelo con diversas variables latentes obtenidas a través de diferentes formatos de instrumentos (autoinforme, observación, entrevistas, etc). Finalmente, debemos considerar la posibilidad de testar el modelo en otros momentos de la etapa universitaria y no exclusivamente a la entrada de la Enseñanza Superior. De hecho, aunque en el primer año admitamos que estas variables puedan asumir mayor relevancia (dado el poco tiempo de contacto con la vida universitaria), creemos que su efecto tenderá a atenuarse a medida que el período universitario aumenta.

Agradecimientos

Al Ministerio de Educación y Ciencia (España) por la financiación concedida a M. Adelina Guisande.

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