ISSN: 3091-1540
Vol. 4, Núm. 2 | Julio – Diciembre 2026 | e2026062
DOI: https://doi.org/10.70171/p73bmd17
Factores Socioeconómicos Asociados a la Permanencia Universitaria: Un Análisis desde las Políticas de Bienestar Estudiantil
Socioeconomic Factors Associated with University Persistence: An Analysis from Student Welfare Policies
Jhoselyn Aleida Jácome-Peñaherrera1*
https://orcid.org/0009-0004-8434-1132
1 Universidad Técnica de Cotopaxi, Latacunga, Ecuador
Recibido: 12 de agosto de 2026. Aceptado: 15 de octubre de 2026. Publicado en línea: 19 de octubre de 2026
*Autor de correspondencia: jhoselyn.jacome7894@utc.edu.ec
Resumen
Justificación: La permanencia estudiantil sigue siendo una preocupación en la educación superior pública ecuatoriana: ingresar a la universidad no garantiza poder terminarla, sobre todo cuando las condiciones económicas limitan su continuidad. Objetivo: Analizar la relación entre la percepción de las ayudas económicas, el conocimiento de la normativa que las regula, las condiciones socioeconómicas y la permanencia percibida. Metodología: Se trabajó con un enfoque cuantitativo, mediante un análisis secundario de datos con diseño no experimental, transversal y correlacional, con 139 estudiantes becados de una universidad pública ecuatoriana. Se aplicó un cuestionario validado de 48 ítems y se usaron correlaciones de Spearman, U de Mann-Whitney, Kruskal-Wallis y regresión lineal múltiple. Resultados: Una percepción más favorable de las ayudas se relaciona con una mayor permanencia percibida (rs = 0,59; p < 0,001). El modelo con la percepción de la ayuda y el conocimiento de la normativa explicó el 39,8% de la varianza, mientras que las condiciones socioeconómicas no alcanzaron significación. Las ayudas responden mejor a los gastos académico-institucionales que a las necesidades de subsistencia y el 86,8% reconoció los motivos económicos como una razón para pensar en abandonar. Conclusión: Estos hallazgos refuerzan la necesidad de comprender las ayudas económicas no sólo como un beneficio financiero, sino como una estrategia de permanencia dentro de las políticas de bienestar estudiantil.
Palabras clave: bienestar del estudiante, deserción escolar, Ecuador, enseñanza superior, subvención educativa.
Abstract
Justification: Student persistence remains a major challenge for public higher education in Ecuador. For many students, gaining access to university does not necessarily mean completing their studies, particularly when economic hardship threatens academic continuity. Objective: To examine the relationship between perceptions of institutional financial aid, knowledge of the regulations governing it, socioeconomic conditions, and perceived student persistence. Methodology: A quantitative secondary data analysis with a non-experimental, cross-sectional, and correlational design was conducted. The sample consisted of 139 students receiving financial aid at an Ecuadorian public university. The data came from a previously validated 48-item questionnaire and were analyzed using Spearman correlations, Mann-Whitney U tests, Kruskal-Wallis tests, and multiple linear regression. Results: More favorable perceptions of financial aid were significantly associated with higher perceived student persistence (rs = 0.59; p < 0.001). A model including perceptions of financial aid and knowledge of institutional regulations explained 39.8% of the variance, whereas socioeconomic conditions did not reach statistical significance. Aid covered academic and institutional expenses better than subsistence-related needs, and 86.8% agreed that financial reasons influenced thoughts of withdrawal. Conclusion: These findings highlight the importance of understanding financial aid not only as economic support but also as a key strategy for promoting student persistence within higher education welfare policies.
Keywords: dropping out, Ecuador, educational grants, higher education, student welfare.
Cita: Jácome-Peñaherrera, J. A. (2026). Factores Socioeconómicos Asociados a la Permanencia Universitaria: Un Análisis desde las Políticas de Bienestar Estudiantil. Erevna Research Reports, 4(2), e2026062. https://doi.org/10.70171/p73bmd17
Esta obra está sujeta a una Licencia Creative Commons Atribución 4.0 Internacional (CC BY 4.0)
La permanencia estudiantil constituye uno de los desafíos más complejos de la educación superior pública en Ecuador. Cuando la Constitución de 2008 declaró gratuita la educación superior, muchos estudiantes de hogares con pocos recursos pudieron entrar a la universidad por primera vez. Pero los cambios que vinieron después en los mecanismos de admisión fueron recortando ese avance, y todavía permanece una realidad que no logra resolverse, pues, aquellos estudiantes que lograron entrar a la educación superior no tienen una garantía de quedarse en la misma (Rivera, 2019).
Lo mismo se observa en la región. Chiarino et al. (2024) revisaron 217 estudios publicados entre 1992 y 2022 en universidades de América Latina y el Caribe, y encontraron algo revelador: casi toda la evidencia se ha ocupado de explicar por qué los estudiantes se van, y muy poco de por qué se quedan. Los bajos ingresos del hogar aparecen una y otra vez entre los principales factores de riesgo de deserción. Pero entender qué hace que alguien continúe es una pregunta distinta, y hace falta plantear si se quiere diseñar políticas universitarias que no solo reaccionen frente al abandono.
Frente a esto, las universidades han recurrido sobre todo a las ayudas económicas para sostener la continuidad de sus estudiantes. La evidencia, sin embargo, pide mirar más de cerca. Nguyen et al. (2019) encontraron, en un metaanálisis, incrementos modestos en la persistencia y la titulación; años más tarde, LaSota et al. (2025) (con 709 tamaños de efecto y más de 7,6 millones de participantes) confirmaron beneficios pequeños pero consistentes sobre la matrícula, la acumulación de créditos, la permanencia y la graduación. Da la impresión de que el efecto de una ayuda no depende solo del dinero que entrega, sino de qué tanto responde a lo que el estudiante realmente necesita y de cómo se gestiona ese apoyo en la práctica.
Recientemente, la literatura sobre educación en la región ha volcado la mirada hacia lo que viven los becarios en el día a día. Por ejemplo, en Perú, Quispe Mamani et al. (2024) encontraron que las becas de permanencia estaban vinculadas a un mejor desempeño académico de los estudiantes y a una mayor seguridad económica. Ahora bien, el factor financiero no actúa solo. Cavagnoud y Ames (2024) mostraron desde un enfoque biográfico que la guía y acompañamiento de la propia institución pesa casi lo mismo que la beca para mantener la permanencia en los estudiantes. Los datos de Costa Rica apuntan a algo similar, pues, García Marín y Ruiz Jarquín (2025) registraron diferencias notorias en las tasas de graduación e interrupción entre quienes cuentan con el beneficio y quienes no.
Sin embargo, casi todos los estudios comparan a quienes tienen beca con quienes no la tienen, y de esta manera se pasa por alto la existencia de la diversidad que tiene un mismo grupo y se da por sentado que, si todos vienen de un origen parecido, todos experimentan la ayuda económica de la misma manera. Ante ello, el presente trabajo pone en duda esa premisa. Si se analiza una población con niveles socioeconómicos de partida similares, las diferencias no se explican por la condición material en sí, sino por aspectos más específicos del apoyo recibido: el alcance real del monto, su suficiencia frente a los costos diarios o la comprensión efectiva del marco normativo institucional.
Esta perspectiva coincide con los aportes de Tinto (1975), quien señalaba que la deserción no es un hecho aislado del estudiante, más bien, es el producto directo de su interacción con la institución. Cabe señalar que este estudio analiza la intención de retiro y no la deserción definitiva, pues, como advierten Findeisen et al. (2024), entre querer irse y dejar efectivamente la universidad median factores sociales, laborales e institucionales.
En relación con la precariedad económica, Nasr et al. (2024) encontraron que está directamente asociada con los niveles de estrés y malestar psicológico. A esto se suman la incertidumbre y el bajo sentido de pertenencia, que Maluenda Albornoz et al. (2022) y Maluenda-Albornoz et al. (2023) identificaron como factores de riesgo en la decisión de abandonar las aulas. En el caso ecuatoriano, Hermida Bravo et al. (2025) reafirman que el abandono universitario tiene varias dimensiones, y Real-Delor et al. (2024) muestran que el entorno familiar es un condicionante importante en la trayectoria de cada estudiante. Para el Trabajo Social esto no es nuevo, pues las condiciones individuales casi nunca son hechos aislados y responden a condicionantes estructurales y dinámicas multicausales; en ese sentido, la vulnerabilidad económica no puede entenderse únicamente como falta de dinero, ni la permanencia explicarse desde uno solo de sus componentes, sean materiales, sociales o institucionales.
El objetivo general de la investigación fue examinar cómo interactúan la percepción de las ayudas económicas, el dominio de su normativa reguladora, el perfil socioeconómico y la permanencia estudiantil percibida en becarios de una universidad pública ecuatoriana. Para alcanzar este propósito, se buscó diagnosticar qué componentes del estipendio resultan suficientes y cuáles no, caracterizar los factores asociados a la intención de abandono, determinar la fuerza y la estabilidad de la correlación entre la valoración del beneficio y la continuidad académica y, por último, calcular cuánta varianza explica el conjunto de variables independientes del modelo. Con estos antecedentes teóricos y los objetivos del estudio como punto de partida, se plantearon las siguientes hipótesis:
H1: Existe una asociación positiva y estadísticamente significativa entre la percepción de las ayudas económicas y la permanencia estudiantil percibida.
H2: La asociación entre la percepción de las ayudas económicas y la permanencia estudiantil se sostiene incluso al controlar el estilo de respuesta y las variables sociodemográficas.
H3: Las condiciones socioeconómicas se asocian significativamente con la permanencia estudiantil percibida.
H4: Una percepción más favorable de las ayudas económicas se relaciona con una menor intención de abandono estudiantil.
El estudio tuvo un enfoque cuantitativo, con un diseño no experimental y transversal de alcance correlacional, y se desarrolló a partir del análisis secundario de una base de datos que ya existía. Se eligió este diseño porque lo que interesaba era conocer en qué dirección y con qué fuerza se relacionaban la valoración del apoyo económico, la comprensión de la normativa, el perfil socioeconómico y la permanencia percibida, trabajando con los datos tal como se presentaron en la población de estudio.
La población la conformaron los estudiantes de una universidad pública ecuatoriana que, en el período académico en que se levantó la información, eran beneficiarios de alguna ayuda económica. La base analizada reúne las respuestas de 139 estudiantes, quienes participaron de forma voluntaria mediante un muestreo no probabilístico por conveniencia; el criterio de inclusión fue ser beneficiario activo de este apoyo institucional y aceptar participar en el estudio. La muestra presentó diversidad en variables como sexo, edad, facultad, nivel académico, jefatura de hogar, ocupación de quien financia los estudios y tipo de ayuda recibida, información que posteriormente permitió caracterizar el perfil de los participantes y controlar algunas variables sociodemográficas en los análisis inferenciales.
El instrumento que se utilizó no fue diseñado para este artículo, sino que corresponde al cuestionario elaborado por Orquera Espín (2026) en su investigación sobre ayudas económicas y permanencia estudiantil. Este se construyó a partir de la revisión de literatura sobre temas como la permanencia universitaria, subsidios económicos y bienestar estudiantil. En total, el instrumento tiene 11 preguntas sociodemográficas y 48 ítems de valoración que se agrupan en varios bloques: percepción de las ayudas económicas (impacto percibido y cobertura), conocimiento de la normativa, motivos para considerar el abandono, periodo de mayor riesgo percibido de deserción, permanencia estudiantil percibida e importancia de los factores institucionales. Cabe mencionar que uno de los ítems de cobertura (nivel de estrés financiero) aparece repetido en el formulario, por eso en los análisis solo se tomó en cuenta la primera vez que aparece. Por otro lado, el formato de respuesta se estableció a través de una escala likert de 5 opciones (1 = totalmente en desacuerdo a 5 = totalmente de acuerdo). En el apartado de las ayudas económicas se indagó la suficiencia del estipendio frente a los gastos personales y académicos, la percepción de continuidad de la beca y su aporte al bienestar. Por su parte, la dimensión de permanencia abordó la motivación con el programa académico, la decisión de permanecer en la universidad y el riesgo percibido de deserción.
En cuanto a la validez de contenido, esta se estableció en el estudio original a través de juicio de expertos. Según Orquera Espín (2026), el cuestionario fue revisado por tres profesionales de Trabajo Social con experiencia en docencia universitaria y en investigación sobre educación (dos con grado de magíster y una con título de licenciatura), quienes valoraron cada pregunta tomando en cuenta su claridad, su coherencia y su pertinencia con el contexto que se quería estudiar. Para este artículo no se hizo una nueva validación por jueces. Sobre la fiabilidad, el estudio original reportó un alfa de Cronbach de 0,930 para todo el cuestionario (Orquera Espín, 2026). En este estudio se volvió a calcular la consistencia interna, pero esta vez por escalas y con los datos de la propia muestra, utilizando el alfa de Cronbach y el omega de McDonald. Además, como el estudio original no reporta un coeficiente numérico del acuerdo entre los jueces, se revisó cómo se comporta cada ítem dentro de su escala; en las cuatro escalas principales, las correlaciones ítem-total corregidas estuvieron entre 0,36 y 0,88, es decir, todas por encima de 0,30, y por tanto cada reactivo guarda una relación adecuada con el constructo que pretende medir.
Este artículo es un análisis secundario de datos. La base fue recolectada por Orquera Espín (2026) para su investigación y luego fue cedida a la autora, con su autorización, para el análisis que aquí se presenta, por lo que la autora no participó en la aplicación del instrumento ni tuvo contacto con los estudiantes. De acuerdo con la investigadora original, para llegar a los estudiantes se contó con la colaboración de los presidentes de curso de cada carrera, quienes fueron los encargados de compartir el enlace del formulario, previa autorización de la institución; el formulario estuvo disponible en línea entre el 12 y el 19 de mayo de 2025. Ahora bien, el consentimiento informado no quedó por fuera: se integró directamente en el formulario, de modo que antes de responder cualquier pregunta, el estudiante ya conocía los objetivos del estudio y había aceptado participar de manera explícita.
Y en todo momento se cuidó el carácter voluntario de la participación, el anonimato de quienes respondieron y la confidencialidad de sus datos (Orquera Espín, 2026). La base de datos llegó sin nombres, números de cédula ni correos electrónicos, de manera que no hay forma de identificar a ninguno de los participantes. Y como la autorización institucional se otorgó para el estudio original, en este artículo no se menciona a la universidad ni se presentan resultados que permitan reconocer sus sedes, unidades académicas o carreras. Al tratarse de un análisis secundario de datos anonimizados, para este artículo no se solicitó una nueva aprobación de un comité de ética; el resguardo ético corresponde al estudio original.
En una primera etapa se utilizó estadística descriptiva (frecuencias, porcentajes, medias y desviaciones estándar) para caracterizar a la muestra, y en la segunda se revisó la consistencia interna de las escalas junto con la distribución de los datos, ya que de esto dependía la elección de las pruebas. Como las variables principales no seguían una distribución normal, la relación entre la percepción de las ayudas y la permanencia se trabajó con correlaciones de Spearman, mientras que para comparar grupos se utilizaron las pruebas U de Mann-Whitney y Kruskal-Wallis, con corrección de Bonferroni cuando fue necesario. En estas comparaciones también se calcularon tamaños del efecto, puesto que la significancia, por sí sola, no dice cuán grandes son las diferencias. Por último, se estimó un modelo de regresión lineal múltiple para ver cuánto explican en conjunto la percepción de las ayudas, el conocimiento de la normativa y las condiciones socioeconómicas sobre la permanencia percibida. En todos los análisis se trabajó con un nivel de significancia de p < 0,05.
Con respecto a los datos perdidos, no se imputó ningún valor. La puntuación de cada escala se obtuvo con la media de los ítems respondidos, siempre que la persona hubiera contestado al menos el 75% de ellos, y cada análisis se hizo con los casos disponibles; por eso el tamaño de la muestra cambia un poco de un análisis a otro (entre 130 y 139 casos). En la escala de periodo de mayor riesgo, que fue donde se concentró la mayor parte de la no respuesta, se revisó además cómo se produjo esa pérdida: se comparó a quienes la completaron con quienes no lo hicieron, mediante pruebas U de Mann-Whitney, chi cuadrado y regresión logística, y se aplicó la prueba de Little (1988), que sirve para comprobar si los datos faltan de forma completamente aleatoria.
La muestra estuvo conformada por una población con características bastante similares, algo esperable al tratarse de estudiantes beneficiarios de ayudas económicas. El 85,6% de los participantes accedía a la ayuda por condición de carencia de recursos, mientras que las demás modalidades representaron únicamente doce casos. Además, más de la mitad de los participantes cursaba entre el sexto y el octavo semestre, lo que refleja una mayor concentración de estudiantes en la mitad y etapa final de su trayectoria académica (Tabla 1).
Tabla 1. Características sociodemográficas y académicas de la muestra (n = 139)
|
Variable |
f |
% |
Variable |
f |
% |
|
Edad |
|
|
Jefatura de hogar |
|
|
|
18-24 años |
94 |
67,6 |
Sí |
36 |
25,9 |
|
25-30 años |
30 |
21,6 |
No |
103 |
74,1 |
|
31-40 años |
13 |
9,4 |
Financiamiento de los estudios |
|
|
|
41 años o más |
2 |
1,4 |
Tercero sin empleo formal |
60 |
43,2 |
|
Género |
|
|
Autofinanciamiento |
45 |
32,4 |
|
Femenino |
92 |
66,2 |
Tercero con empleo formal |
33 |
23,7 |
|
Masculino |
45 |
32,4 |
Sin dato |
1 |
0,7 |
|
Otro |
2 |
1,4 |
Tipo de ayuda económica |
|
|
|
Estado civil |
|
|
Carencia de recursos |
119 |
85,6 |
|
Soltero/a |
129 |
92,8 |
Otras modalidades |
12 |
8,6 |
|
Unión de hecho |
5 |
3,6 |
Sin dato |
8 |
5,8 |
|
Casado/a |
4 |
2,9 |
Ciclo formativo |
|
|
|
Divorciado/a |
1 |
0,7 |
Semestres 1 a 3 |
18 |
12,9 |
|
Autoidentificación étnica |
|
|
Semestres 4 a 5 |
46 |
33,1 |
|
Mestizo/a |
123 |
88,5 |
Semestres 6 a 8 |
74 |
53,2 |
|
Indígena |
13 |
9,4 |
Sin dato |
1 |
0,7 |
|
Montubio/a y afroecuatoriano/a |
3 |
2,1 |
|
|
|
Nota: Por razones de confidencialidad institucional, no se presentan las variables de sede, unidad académica ni carrera. La categoría otras modalidades reúne las ayudas otorgadas por discapacidad (n = 6), estado de gestación (n = 3) y enfermedades catastróficas, huérfanas o raras (n = 3); estas no se desagregan debido al reducido número de casos.
Los cuatro bloques principales del cuestionario mostraron una consistencia interna adecuada con valores de alfa y omega muy similares entre sí. Los coeficientes alfa (α) y omega (ω) fueron de 0,964 y 0,965 en percepción de las ayudas económicas (impacto percibido: 0,926 y 0,927; cobertura: 0,958 y 0,959; costos académico-institucionales: 0,886 y 0,890; subsistencia y tiempo: 0,912 y 0,912), 0,819 y 0,822 en permanencia percibida, 0,890 y 0,900 en intención de abandono, 0,930 y 0,933 en importancia de factores institucionales y 0,637 y 0,687 en periodo de mayor riesgo percibido; en normativa legal, con dos ítems, solo se calculó el alfa (0,617). La única excepción fue la escala de normativa legal, que al estar compuesta por solo dos ítems se mantuvo como un indicador de carácter exploratorio. En cambio, la escala de periodo de mayor riesgo percibido no alcanzó el nivel de fiabilidad esperado y, además, concentró la mayor parte de la no respuesta, por lo que se excluyó de los análisis posteriores. Además, un alfa de 0,964 en una escala de 21 ítems está inflado por la propia extensión de la escala y podría reflejar cierta redundancia entre sus ítems.
En cuanto a la escala de periodo de mayor riesgo percibido, solo 89 de los 139 participantes (64,0%) respondieron sus cuatro ítems, por eso, antes de retirarla, se revisó cómo se había producido esa pérdida. La no respuesta no fue al azar, pues de los 50 casos incompletos, 48 contestaron apenas uno o dos de los cuatro periodos (lo más común fue marcar únicamente mitad de carrera, n = 24), y en esas respuestas el 90,3% estuvo de acuerdo o totalmente de acuerdo, frente al 54,8% de quienes sí completaron la escala. Todo indica que hubo un problema de comprensión del reactivo: el enunciado pregunta en qué periodo hay mayor riesgo de deserción, lo que invita a escoger uno solo, pero el formato pedía valorar cada periodo por separado. La prueba de Little aplicada a los cuatro ítems lo confirma, χ²(17) = 36,03, p = 0,005; la pérdida en este bloque no es completamente aleatoria y por esa razón tampoco se consideró adecuado imputar esos valores. Tampoco parece tratarse de cansancio de quienes respondían. Los bloques que vienen después de este reactivo casi no tienen respuestas vacías (1,4% de celdas en permanencia percibida y 1,0% en importancia de los factores institucionales).
Ahora bien, para el resto del análisis lo importante es que se excluyó la escala, no a los participantes: ningún caso salió de la muestra por este motivo. Quienes dejaron la escala incompleta no se diferenciaron de quienes la completaron en la percepción de las ayudas, la permanencia percibida, la intención de abandono, el conocimiento de la normativa ni el semestre, y tampoco en edad, género, jefatura de hogar, autofinanciamiento o tipo de ayuda (todas p ≥ 0,15). Una regresión logística no logró predecir quién dejaba la escala incompleta, χ²(8) = 5,91, p = 0,658, y la prueba de Little sobre las puntuaciones de las escalas analizadas fue compatible con una pérdida completamente aleatoria, χ²(14) = 9,69, p = 0,784. La asociación central también se mantuvo en ambos grupos (rs = 0,61, n = 89, y rs = 0,55, n = 47; p < 0,001 en los dos casos). La única diferencia apareció en la sede. La no respuesta se concentró en dos de las cuatro sedes, χ²(3) = 14,21, p = 0,003, V = 0,32, algo que apunta a diferencias en las condiciones de aplicación que este estudio no puede precisar. Si la escala se hubiera analizado solo con los casos completos, esas sedes habrían quedado subrepresentadas; al excluirla se evitó ese sesgo y la muestra con la que se hicieron los demás análisis quedó intacta.
El reconocimiento del beneficio es amplio: el 87,8% está de acuerdo o totalmente de acuerdo con que la ayuda ha sido clave para continuar sus estudios y el 83,5% con que le permite concentrarse más. La valoración desciende veinte puntos cuando se pregunta por la suficiencia material, con un 67,6% que considera que alcanza para cubrir sus necesidades académicas básicas. Existe, por tanto, un consenso sobre que la ayuda importa y un desacuerdo considerable sobre si basta (Tabla 2).
Tabla 2. Percepción y cobertura de la ayuda económica (n = 139)
|
Ítem |
M |
DE |
% acuerdo |
rs con PP |
Dominio |
|
Impacto percibido de la ayuda |
|
|
|
|
|
|
Ha sido clave para continuar mis estudios |
4,31 |
0,95 |
87,8 |
0,49 |
— |
|
Me permite concentrarme más en mis estudios |
4,09 |
0,98 |
83,5 |
0,47 |
— |
|
Ha mejorado mi bienestar emocional |
4,06 |
1,00 |
81,3 |
0,44 |
— |
|
Satisfacción con la forma de entrega |
3,99 |
1,09 |
78,4 |
0,50 |
— |
|
Disminuye mi preocupación financiera |
3,98 |
1,02 |
73,4 |
0,41 |
— |
|
Me ha permitido reducir mis horas de trabajo |
3,68 |
1,10 |
69,1 |
0,47 |
— |
|
Es suficiente para mis necesidades básicas |
3,65 |
1,07 |
67,6 |
0,42 |
— |
|
Cobertura de la ayuda |
|
|
|
|
|
|
Cobertura de la matrícula |
4,17 |
1,09 |
84,2 |
0,48 |
Acad. |
|
Reducción de la necesidad de abandonar |
4,13 |
1,02 |
77,7 |
0,52 |
Alivio |
|
Mejora en el rendimiento académico |
4,13 |
0,98 |
80,6 |
0,51 |
Acad. |
|
Dedicación al estudio |
4,12 |
1,03 |
79,1 |
0,44 |
Acad. |
|
Reducción del endeudamiento |
4,04 |
1,00 |
75,5 |
0,48 |
Alivio |
|
Gastos de transporte |
4,01 |
1,09 |
77,7 |
0,49 |
Acad. |
|
Compra de materiales de estudio |
4,01 |
1,03 |
77,0 |
0,42 |
Acad. |
|
Bienestar emocional general |
3,96 |
0,99 |
74,8 |
0,48 |
Alivio |
|
Nivel de estrés financiero |
3,83 |
1,13 |
70,5 |
0,50 |
Alivio |
|
Acceso a internet |
3,83 |
1,03 |
68,3 |
0,42 |
Acad. |
|
Gastos de alimentación |
3,83 |
1,13 |
69,1 |
0,45 |
Subsist. |
|
Participación en actividades extracurriculares |
3,69 |
1,10 |
64,0 |
0,45 |
Subsist. |
|
Gastos de vivienda |
3,67 |
1,12 |
61,9 |
0,35 |
Subsist. |
|
Reducción de la necesidad de trabajar |
3,62 |
1,18 |
60,4 |
0,42 |
Subsist. |
Nota: Ítems ordenados por media dentro de cada bloque. % acuerdo = porcentaje que respondió 4 o 5. rs con PP = correlación de Spearman con el índice de permanencia percibida; todas significativas con p < 0,001. Acad. = costos académico-institucionales; Subsist. = subsistencia y tiempo; Alivio = alivio financiero y retención.
La Tabla 2 ordena los ítems de cobertura y ahí aparece un patrón que las medias por sí solas no dejan ver: los tres ítems peor valorados son, los tres, del dominio de subsistencia y tiempo; el mejor valorado, en cambio, pertenece a costos académico-institucionales. Y el ítem con la valoración más baja de todo el bloque es, precisamente, el que debería reflejar el mecanismo central de una ayuda económica, la reducción de la necesidad de trabajar (M = 3,62; 60,4% de acuerdo), frente a un M = 4,17 (84,2% de acuerdo) en la cobertura de matrícula. Al comparar los dos dominios, el académico-institucional presenta una media de 4,05 (DE = 0,83), mientras que subsistencia y tiempo alcanza una media de 3,70 (DE = 1,01). La diferencia media entre ambos dominios es de 0,342 puntos (IC 95% [0,243; 0,442]) y, de acuerdo con la prueba de Wilcoxon, esta diferencia es estadísticamente significativa (p < 0,001). En las respuestas, el 61,9% de los participantes presenta una valoración más favorable de la cobertura institucional, el 23,0% mantiene una valoración similar entre los dos dominios y el 15,1% presenta una valoración más favorable hacia subsistencia y tiempo.
En relación con la permanencia, el 89,1% de los participantes señaló sentirse motivado para continuar, mientras que el 73,7% indicó que no había considerado abandonar sus estudios durante el último año (Tabla 3). El ítem con menor acuerdo del bloque, contar con condiciones adecuadas para estudiar sin interrupciones (55,1%), es el que revela con más nitidez la precariedad de fondo. Los cinco factores institucionales del bloque de importancia concentran entre el 89,9% y el 97,1% de acuerdo, un efecto techo que los inhabilita como variables discriminantes.
Tabla 3. Indicadores de permanencia percibida y motivos de intención de abandono
|
Ítem |
n |
M |
DE |
% acuerdo |
rs con PP |
p |
|
Permanencia percibida |
|
|
|
|
|
|
|
Me siento motivado/a para continuar |
138 |
4,38 |
0,72 |
89,1 |
0,68 |
< 0,001 |
|
Mi situación económica influye en mi decisión |
138 |
4,21 |
0,92 |
85,5 |
0,68 |
< 0,001 |
|
La estabilidad emocional es clave |
137 |
4,20 |
0,80 |
85,4 |
0,72 |
< 0,001 |
|
La universidad facilita la permanencia |
136 |
4,08 |
0,88 |
76,5 |
0,78 |
< 0,001 |
|
No he considerado abandonar en el último año |
137 |
4,07 |
1,07 |
73,7 |
0,74 |
< 0,001 |
|
Tengo el apoyo necesario para mantenerme |
137 |
4,04 |
0,88 |
75,9 |
0,75 |
< 0,001 |
|
Cuento con condiciones adecuadas para estudiar |
136 |
3,60 |
1,08 |
55,1 |
0,69 |
< 0,001 |
|
Motivos para considerar el abandono |
|
|
|
|
|
|
|
Motivos económicos |
136 |
4,24 |
0,96 |
86,8 |
0,17 |
0,045 |
|
Problemas personales o familiares |
135 |
3,65 |
1,28 |
64,4 |
0,12 |
0,177 |
|
Carga laboral excesiva |
133 |
3,43 |
1,25 |
54,1 |
0,19 |
0,027 |
|
Dificultades académicas |
132 |
3,27 |
1,31 |
47,0 |
0,07 |
0,452 |
|
Estrés académico o bajo rendimiento |
130 |
3,26 |
1,32 |
53,1 |
0,14 |
0,119 |
|
Problemas de salud |
133 |
3,23 |
1,33 |
48,9 |
0,23 |
0,009 |
|
Desmotivación con la carrera o asignaturas |
134 |
3,17 |
1,34 |
49,3 |
0,10 |
0,248 |
|
Falta de orientación vocacional |
133 |
3,17 |
1,40 |
45,1 |
0,08 |
0,389 |
Nota: rs con PP = correlación de Spearman con el índice de permanencia percibida; para los ítems que integran ese índice el coeficiente incluye solapamiento parte-todo y debe leerse como índice de homogeneidad, no como asociación independiente.
Lo que muestran los motivos de abandono no es un gradiente continuo, sino dos niveles bien separados. Arriba está solo el motivo económico, casi seis décimas por encima del siguiente; abajo, los seis motivos académicos o vocacionales se amontonan entre 3,17 y 3,43, alrededor del punto medio de la escala, sin distinguirse.
La correlación entre la percepción de las ayudas económicas y la permanencia percibida fue de rs = 0,587 (IC 95% [0,457; 0,693]; p < 0,001; n = 136), que según los criterios habituales se considera grande (Tabla 4). Los dos subdimensiones de la percepción aportaron casi lo mismo a este resultado, con rs = 0,53 en el impacto percibido y rs = 0,57 en la cobertura. Visto por terciles, la permanencia percibida media sube de 3,63 (DE = 0,56) en el tercil más bajo de percepción de la ayuda a 4,11 (DE = 0,53) en el intermedio y 4,51 (DE = 0,50) en el más alto, H(2) = 42,79, p < 0,001, ε² = 0,307.
Tabla 4. Descriptivos y correlaciones de Spearman entre las dimensiones del estudio
|
Dimensión |
n |
M |
DE |
1 |
2 |
3 |
|
1. Percepción de las ayudas económicas |
139 |
3,94 |
0,81 |
— |
|
|
|
2. Normativa legal |
135 |
4,11 |
0,74 |
0,32*** |
— |
|
|
3. Permanencia percibida |
136 |
4,08 |
0,64 |
0,59*** |
0,30*** |
— |
|
4. Importancia de factores institucionales |
138 |
4,56 |
0,61 |
0,30*** |
0,06 |
0,40*** |
|
5. Intención de abandono |
132 |
3,44 |
0,96 |
0,21* |
−0,01 |
0,13 |
Nota: Intervalos de confianza del 95%: 1-3, [0,457; 0,693]; 1-2, [0,147; 0,470]; 2-3, [0,120; 0,451]; 1-5, [0,031; 0,377]; 3-5, [−0,052; 0,305]. * p < 0,05. *** p < 0,001.
El modelo de regresión múltiple explica el 39,8% de la varianza de la permanencia percibida. El factor de inflación de la varianza máximo fue 1,52, y la homocedasticidad quedó confirmada (Breusch-Pagan, p = 0,608). Los residuos se desvían levemente de la normalidad (Shapiro-Wilk, p = 0,048), algo esperable con este tamaño muestral, que pide cautela al leer la precisión de los errores estándar, aunque sin afectar las estimaciones puntuales. Pero lo que de verdad importa no es tanto el valor del R² como cómo se reparte (Tabla 5): un modelo con solo las cinco variables sociodemográficas no alcanza significación estadística (R² = 0,043; F(5, 129) = 1,15; p = 0,339); al sumar la percepción de la ayuda y el conocimiento de la normativa, el R² sube a 0,398, un incremento de 0,355.
Tabla 5. Modelos de regresión lineal múltiple sobre la permanencia percibida
|
Predictor |
B |
EE |
β |
IC 95% de B |
t |
p |
|
Modelo 1: solo variables sociodemográficas (n = 135) |
|
|
|
|
|
|
|
Autofinanciamiento |
0,152 |
0,143 |
0,110 |
[−0,131; 0,435] |
1,06 |
0,290 |
|
Jefatura de hogar |
0,074 |
0,155 |
0,050 |
[−0,234; 0,382] |
0,48 |
0,635 |
|
Género femenino |
0,035 |
0,123 |
0,026 |
[−0,208; 0,279] |
0,29 |
0,775 |
|
Edad de 25 años o más |
−0,029 |
0,143 |
−0,021 |
[−0,312; 0,255] |
−0,20 |
0,841 |
|
Semestre (1-8) |
−0,055 |
0,029 |
−0,167 |
[−0,112; 0,002] |
−1,90 |
0,059 |
|
Modelo 2: completo (n = 131) |
|
|
|
|
|
|
|
Percepción de las ayudas económicas |
0,412 |
0,059 |
0,525 |
[0,295; 0,528] |
7,00 |
< 0,001 |
|
Normativa legal |
0,136 |
0,063 |
0,160 |
[0,011; 0,261] |
2,15 |
0,034 |
|
Semestre (1-8) |
−0,054 |
0,023 |
−0,165 |
[−0,100; −0,008] |
−2,32 |
0,022 |
|
Autofinanciamiento |
0,092 |
0,116 |
0,067 |
[−0,137; 0,321] |
0,79 |
0,429 |
|
Género femenino |
0,037 |
0,099 |
0,028 |
[−0,160; 0,234] |
0,37 |
0,709 |
|
Edad de 25 años o más |
0,036 |
0,118 |
0,026 |
[−0,197; 0,269] |
0,31 |
0,759 |
|
Jefatura de hogar |
0,031 |
0,130 |
0,020 |
[−0,226; 0,288] |
0,24 |
0,813 |
Nota: Modelo 1: R² = 0,043; R² ajustado = 0,005; F(5, 129) = 1,15, p = 0,339. Modelo 2: R² = 0,398; R² ajustado = 0,364; F(7, 123) = 11,61, p < 0,001; VIF máximo = 1,52. Predictores ordenados por magnitud del coeficiente estandarizado dentro de cada modelo.
La cobertura de costos académico-institucionales (M = 4,05; DE = 0,83) fue mejor valorada que la de subsistencia y tiempo (M = 3,70; DE = 1,01), con una diferencia de 0,342 puntos (IC 95% [0,243; 0,442]; prueba de Wilcoxon para muestras relacionadas, p < 0,001). Ambos dominios de cobertura correlacionan con la permanencia percibida: rs = 0,579 el académico-institucional y rs = 0,465 el de subsistencia y tiempo. La pregunta relevante es cuál de los dos aporta información propia, y las correlaciones parciales responden con nitidez. Controlando la cobertura de subsistencia, la institucional mantiene rs = 0,389 (p < 0,001); controlando la institucional, la de subsistencia cae a rs = −0,004 (p = 0,967). Cuando ambos dominios y el semestre entraron juntos en la regresión ocurrió lo mismo, ya que la cobertura académico-institucional mantuvo un coeficiente importante (B = 0,421; EE = 0,092; p < 0,001) y la de subsistencia y tiempo prácticamente se anuló (B = 0,008; EE = 0,076); el VIF fue de 2,92 en ambos dominios.
En cuanto a las variables sociodemográficas, las comparaciones entre grupos solo mostraron diferencias en la intención de abandono. Los estudiantes que son jefes de hogar (Mdn = 3,81 frente a 3,25; U = 2254; p = 0,002; r = 0,35), los que tienen 25 años o más (U = 2514; p = 0,002; r = 0,33) y quienes financian sus propios estudios (U = 2354; p = 0,016; r = 0,26) reportaron más motivos para pensar en abandonar, mientras que el género no marcó diferencias en ninguna de las tres variables (p > 0,87). Con el semestre apareció una asociación débil, pues al avanzar en la carrera la percepción de la ayuda (rs = −0,169; p = 0,048) y la permanencia percibida (rs = −0,178; p = 0,039) tendieron a bajar un poco.
Por otro lado, la permanencia percibida y la intención de abandono, que en teoría tendrían que moverse en sentidos opuestos, mostraron una correlación positiva (rs = 0,13). Para ver si el estilo de respuesta influía se aplicó la prueba de un factor de Harman, cuyo primer componente explicó el 30,1% de la varianza de la matriz de ítems, una proporción alta, y luego se calcularon correlaciones parciales con un indicador de aquiescencia construido sin solapar ítems. Con ese control, la asociación entre percepción de la ayuda y permanencia percibida casi no cambió (de 0,587 a 0,566; p < 0,001), mientras que la de permanencia e intención de abandono desapareció por completo (de 0,131 a 0,012; p = 0,894). Al excluir, además, a los siete participantes que marcaron la misma opción en los 48 ítems, la asociación central bajó a rs = 0,535 (n = 129), aún de magnitud grande.
En síntesis, H1 y H2 quedan respaldadas. H3 no lo está, porque las condiciones socioeconómicas no explican la permanencia percibida en esta muestra. Tampoco H4, cuya asociación entre percepción de la ayuda e intención de abandono fue positiva (rs = 0,21; p = 0,016), contraria a la prevista.
DISCUSIÓN
Por sí sola, la situación económica de los estudiantes no alcanza para comprender su permanencia. En una población donde todos los participantes reciben ayudas institucionales y comparten condiciones de vulnerabilidad, las diferencias aparecen en otro lugar: en la manera en que cada estudiante experimenta, interpreta y aprovecha ese apoyo. Además, las ayudas no llegan de la misma manera a todas las necesidades, pues según los propios estudiantes cubren mejor los gastos que tienen que ver con la universidad que los de su subsistencia diaria.
A primera vista, este hallazgo podría parecer contrario a lo que plantean Chiarino et al. (2024), quienes identifican los bajos ingresos como uno de los principales factores asociados al abandono universitario. La diferencia, sin embargo, tiene que ver con quiénes participaron en este estudio, pues la mayoría compartía una realidad económica muy parecida: el 85,6% accedía a la ayuda por carencia de recursos, el 43,2% dependía de una persona sin empleo formal y el 86,8% reconoció los motivos económicos como una razón para considerar el abandono. Si casi todos viven esa vulnerabilidad, es difícil que sirva para distinguir unas trayectorias de otras.
Con esto no se pretende restar importancia a las condiciones materiales. Más allá de cuánto necesite cada estudiante la ayuda, lo que parece marcar la diferencia es si esa ayuda se convierte o no en una condición real para seguir estudiando, y eso coincide con lo que encontraron Cavagnoud y Ames (2024) en Perú, donde las trayectorias de los becarios se sostuvieron sobre todo gracias al acompañamiento institucional, y en menor medida por el beneficio económico tomado por separado.
Los estudiantes valoraron mejor aquello que la universidad reconoce y paga directamente que aspectos como la alimentación, la vivienda o la posibilidad de trabajar menos horas, y esta distancia entre la cobertura de gastos académico-institucionales y la de necesidades de subsistencia es uno de los resultados más claros del estudio.
Conviene detenerse en esa brecha, porque pagar la matrícula, por sí solo, no basta para que un estudiante permanezca en la universidad. En la vida cotidiana de los estudiantes pesan los trayectos diarios, las jornadas de trabajo y las obligaciones del cuidado familiar; es decir, condiciones materiales que las becas actuales difícilmente logran amortiguar. El apoyo financiero alivia el presupuesto, sí. Pero eso no significa que aligere el peso diario de vivir en la precariedad.
No sorprende, entonces, que el ítem sobre reducir la necesidad de trabajar sea el peor valorado. Si el estudiante sigue dedicando las mismas horas al empleo, la ayuda cumple su parte económica, pero no le devuelve tiempo para estudiar ni le quita de encima el desgaste que trae la tensión financiera. Nasr et al. (2024) ya lo habían mostrado: las dificultades económicas afectan tanto el bienestar psicológico como la concentración y el desempeño académico.
Las correlaciones parciales, eso sí, hay que interpretarlas con prudencia, pues, que la cobertura de subsistencia pierda peso al controlar la cobertura institucional no quiere decir que comer o tener dónde vivir deje de importar para la permanencia. Quiere decir que ambas dimensiones comparten buena parte de la información y que, en esta muestra en particular, la cobertura institucional suma algo más. Habría que ver si esto se repite en otras poblaciones antes de tomarlo como una regla general.
La asociación que aquí se encuentra (rs = 0,59) es bastante más fuerte que la que reportan los metaanálisis de Nguyen et al. (2019) y LaSota et al. (2025). Las preguntas, sin embargo, no son las mismas. Aquellos metaanálisis estiman el efecto causal de recibir una ayuda sobre la permanencia observada, mientras que aquí se relacionan dos variables de autopercepción medidas en un mismo momento; por eso, el coeficiente describe una asociación entre experiencias estudiantiles en un contexto muy puntual y no debería leerse como el efecto esperable de una política pública. Con Quispe Mamani et al. (2024) los resultados son más semejantes, ellos encontraron que las becas de permanencia han fortificado la seguridad económica y permiten que se continúe con los estudios. Las diferencias con Maluenda Albornoz et al. (2022) y Maluenda-Albornoz et al. (2023) parecen deberse al momento de la carrera, ya que sus estudios se hicieron con estudiantes de primer año, para quienes el sentido de pertenencia y la adaptación a la institución son el centro del problema. En esta muestra predominan, más bien, estudiantes de semestres avanzados (53,2% entre sexto y octavo semestre), cuyo reto principal es sostener las condiciones materiales hasta graduarse.
Los factores que sostienen la permanencia, al parecer, cambian con el tiempo, pues hay necesidades que pierden peso conforme avanza la carrera y otras que lo ganan; por eso, las políticas de bienestar tendrían que ajustarse a cada etapa de la vida universitaria.
En una muestra donde todos comparten la vulnerabilidad económica, lo que distingue a unos estudiantes de otros es cómo viven el apoyo institucional, es decir, cuánto logra la ayuda responder a sus condiciones reales de vida, más allá de que exista. En este sentido, el bienestar universitario debería pasar de ser un servicio complementario de acompañamiento a ocupar un lugar central en las estrategias de permanencia de la universidad.
Desde el Trabajo Social, las ayudas económicas funcionan como un recurso de protección social, que fortalece la trayectoria de los becarios siempre que vaya acompañado de orientación y de un acceso real a los servicios de la universidad. En la práctica, el trabajo profesional no termina cuando se tramita el beneficio, pues hay que estar atentos a los riesgos de cada estudiante y ayudar a reducir las barreras que le impiden seguir estudiando.
Por su parte, la menor valoración de la cobertura de subsistencia muestra que las políticas de la universidad todavía no alcanzan a responder a necesidades que van más allá de lo académico. Comer, tener un techo, moverse hasta la universidad o compaginar estudio y trabajo son parte del día a día del estudiantado y se relacionan directamente con su permanencia; un bienestar más integral podría dar respuestas más pertinentes a quienes viven en contextos de vulnerabilidad social y económica.
De ahí la importancia de evaluar las ayudas económicas de forma permanente y con la voz de quienes las reciben, pues al escucharlos se sabe si un programa funciona y se pueden tomar decisiones institucionales más justas y coherentes con el derecho a una educación superior inclusiva.
H4 no encontró apoyo. Una percepción favorable de las ayudas no se asoció con menor intención de abandono y, en el análisis inicial, apareció incluso lo contrario. Por eso, antes de tomarlo como un hallazgo, se revisó la forma en que respondieron los estudiantes. Al controlar la aquiescencia (tendencia a mostrarse de acuerdo con todo, sin importar lo que diga la pregunta), la relación entre permanencia e intención de abandono desapareció, y el resultado se interpretó como un efecto metodológico y no como una contradicción teórica.
En este cuestionario, el único reactivo redactado en negativo era justamente el que preguntaba por la ausencia de ideas de dejar la universidad durante el último año, y Zeng et al. (2024) ya advirtieron que, cuando una escala alterna ítems directos e inversos, suele aparecer un efecto de método que distorsiona la validez, sin importar qué tan fiable sea. Conviene tenerlo en cuenta al diseñar futuros instrumentos, porque una consistencia interna alta no garantiza que la escala logre separar conceptos que, en teoría, van en direcciones opuestas.
Mientras mejor valoran los estudiantes las ayudas económicas, mayor es la permanencia que perciben (H1), y esta asociación se mantuvo fuerte incluso después de controlar las variables sociodemográficas y corregir los estilos de respuesta (H2). De ahí la importancia de la manera en que cada estudiante vive el apoyo que recibe de la institución. Las condiciones socioeconómicas no explicaron la permanencia (H3), aunque este resultado tiene que ver con la fuerte homogeneidad económica de la muestra y no autoriza a concluir que el dinero haya dejado de contar.
Los propios estudiantes consideran que las ayudas cubren mejor los requerimientos académico-institucionales que los gastos cotidianos de subsistencia; alivian la carga, pero ayudan poco a que el estudiante deje de trabajar, y ese es uno de los frentes en los que la literatura pide mayor fuerza para detener la deserción. Para afianzar la continuidad académica, la cobertura institucional tendría que ir de la mano con la atención a las condiciones materiales que los estudiantes enfrentan cada día.
Cuando los estudiantes pensaron en abandonar, lo hicieron sobre todo por razones económicas, muy por encima de las dificultades académicas o la falta de vocación. Entre quienes son jefes de hogar, se pagan sus estudios o tienen 25 años o más, la intención de abandono fue mayor, aunque su percepción de permanencia no cambió; se trata de cargas familiares y laborales que los indicadores económicos tradicionales no logran captar.
En cuanto al instrumento, la hipótesis 4 dejó al descubierto una debilidad puntual, pues la contradicción que apareció al inicio entre permanencia e intención de abandonar se disipó por completo al corregir el sesgo de respuesta. En futuras aplicaciones convendría revisar con más cuidado las escalas que mezclan reactivos directos e inversos.
Finalmente, la ayuda financiera sí es fundamental para que los estudiantes sostengan su trayectoria, pero lo que logra depende en buena medida de que la universidad responda a las distintas formas en que se presenta la vulnerabilidad. Para el Trabajo Social, esto implica pensar el bienestar universitario como un proceso de acompañamiento y de protección social, orientado a garantizar el derecho a la educación, que vaya más allá de entregar recursos.
Implicaciones y Limitaciones
Al tratarse de un diseño transversal, el estudio permite identificar asociaciones entre variables, pero no establecer relaciones causales. Además, la investigación se hizo en una sola universidad pública y solo con estudiantes que ya reciben ayuda económica, así que los hallazgos deben tomarse con cautela si se quieren extender a otros contextos. Por otra parte, las variables se midieron con instrumentos de autopercepción, en los que siempre cabe la posibilidad de sesgos de deseabilidad social o de lecturas subjetivas de la propia experiencia. A esto se suma un problema de diseño en el reactivo sobre el periodo de mayor riesgo de deserción, pues su formato llevó a una parte del estudiantado a valorar solo algunos periodos y la escala tuvo que quedar fuera del análisis.
Quedan abiertas, además, algunas líneas para futuras investigaciones: replicar el estudio en otras universidades y con estudiantes que no reciben ayudas, seguir a los estudiantes en el tiempo para contrastar la intención de abandono con la deserción efectiva y rediseñar tanto el reactivo sobre el periodo de mayor riesgo como la redacción de los ítems inversos.
Jhoselyn Aleida Jácome-Peñaherrera: Diseño de la investigación, administración del proyecto, análisis e interpretación formal de datos, redacción y revisión final del manuscrito. Revisión de la bibliografía y redacción manuscrito. He leído y aprobado la versión final del manuscrito, así mismo estoy de acuerdo con la responsabilidad de todos los aspectos del trabajo presentado.
La autora agradece a Génesis Elizabeth Orquera Espín por facilitar la base de datos y el cuestionario de su investigación, sin los cuales este análisis no habría sido posible.
Los autores declaran que no tienen conflictos de interés en relación con el trabajo presentado en este informe.
Durante la preparación de este trabajo se utilizó Claude (Anthropic) como apoyo para la revisión de redacción y su adaptación a las normas editoriales de la revista. Luego de emplear esta herramienta, se llevó a cabo una revisión y edición del contenido; en consecuencia, la autora asume plena responsabilidad por el contenido de la publicación.
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