Introducción

La resiliencia es un constructo definido como la habilidad individual y medible para hacer frente y prosperar ante los diversos factores estresantes en que se pueda estar inmerso (^{Aguilar et al., 2019}; ^{Connor et al., 2003}). Es considerada desde la psicología como conducta asumida por estudiantes para lograr tanto objetivos educativos como metas profesionales y personales. Es común encontrar como tendencia, un alto porcentaje de jóvenes que triunfan y cursan programas académicos universitarios, el alcanzar puntajes medios y altos en las escalas de resiliencia general (^{Manzano & Ayala, 2013}). Investigaciones señalan como factores relevantes al contexto académico asociados a la resiliencia la autoeficacia académica (^{Bender & Ingram, 2018}), asumir conductas resilientes que involucran el optimismo, la valoración, el apoyo externo y las expectativas realistas conformando una comunidad universitaria más adaptativa (^{DeRosier et al., 2013}). Algunos investigadores indican su relación con factores sociodemográficos (^{Vergel- Ortega et al., 2016}) y la salud, asociados a personalidad, familia (^{Salazar & Vergel, 2018}), apoyo social, depresión, ansiedad y estrés (^{Vergel-Ortega et al., 2015}).

De otra parte, distintos estudios señalan la existencia de un currículo oculto en los programas educativos que reproduce estereotipos o representaciones hegemónicas de masculinidades y feminidades discriminatorias (^{Domínguez, 2016}); así como la existencia de un discurso hegemónico escolar relativo a las relaciones de género que tiende a legitimar roles de femineidad y masculinidad tradicional y que son interpuestos tanto por profesores como por el alumnado (^{Sameroff & Rosemblum, 2006}). También el arraigo de valores androcéntricos en el profesorado, la escasez de formación en igualdad de género y opiniones de no actuar en instituciones porque en su opinión la igualdad de oportunidades entre hombres y mujeres es un hecho superado (^{DeRosier et al., 2013}), la relación entre el rendimiento académico y el éxito escolar en estudiantes de educación superior encontrando que los estudiantes desarrollan habilidades emocionales de resiliencia que les permiten mejorar su calidad de vida (^{Santiago et al., 2020}).

La importancia de la investigación radica en determinar factores que se relacionan o asocian a la resiliencia en las mujeres estudiantes de posgrados en Norte de Santander (Colombia), a fin de generar estrategias pedagógicas que generen conciencia en las niñas de la región en torno a su futura formación profesional y al liderazgo que deben asumir en el país. Esto conlleva a formular la pregunta de investigación: ¿cómo analizar la resiliencia de estudiantes de postgrados de género femenino, en universidades públicas del Norte de Santander? Lo cual conlleva a una segunda pregunta: ¿es necesaria una escala para evaluar los factores de resiliencia en mujeres universitarias contextualizada en la región? Para responderlas, se analizan creencias, desafíos, eficacia, factores de protección a partir de diferentes escalas. Para el desarrollo de la investigación se toma como referencia la escala de resiliencia de Connor y Davidson (^{American Educational Research Association et al., 2014}).

Metodología

La investigación se enmarca en el paradigma cuantitativo y se aborda desde un enfoque descriptivo analítico aplicando métodos tipo correlacional (^{Vergel-Ortega et al., 2018}). Complementariamente se desarrolla desde un enfoque multimétodo (^{Gallardo Pérez et al., 2018}) con apoyo cualitativo, fundamentado en la teoría de lo antropológico, específicamente en estudios de género.

La población objeto de estudio está constituida por mujeres matriculadas en programas de maestría en las universidades estatales de la región: Universidad Francisco de Paula Santander, Universidad de Pamplona y Escuela Superior de Administración Pública. La muestra se seleccionó mediante el método aleatorio estratificado con afijación proporcional, quedando conformada por 150 mujeres. Las participantes en el estudio tienen edad comprendida entre los 27 y 45 años, con un promedio de 34 y una desviación estándar de 4.12 años; sin embargo, el 70% está entre los 27 y 35 años. Con referencia al estado civil, se encuentra que el 20% son solteras, 17% están en unión libre, 52% son casadas y 11% viudas o separadas. Con respecto a la ubicación geográfica del lugar de trabajo, el 55% trabaja en instituciones ubicadas en los municipios de Cúcuta, Pamplona, Los Patios y El Zulia y el 45% restante se localiza en otros municipios del departamento.

La información se recolectó mediante la aplicación de diferentes instrumentos. En una primera fase, se aplicó la escala de resiliencia de ^{Connor y Davinson (2003)} (^{Crespo et al., 2014}), instrumento de evaluación multidimensional de la resiliencia compuesto por 32 ítems en escala Likert (^{Yárnoz-Yaben & Comino-González, 2012}), con cinco opciones de respuesta y cuyo índice de fiabilidad alfa de Conbrach fue de 0.81 para las mujeres estudiantes de posgrado en el departamento de Norte de Santander. Se utilizó también, en una segunda fase, como segundo instrumento, el cuestionario de Fortalezas de carácter (Values in Action) (^{Vásquez, 2008}). Este es inventario que consta de 240 ítems tipo Likert con cinco posibles respuestas cada uno (5 «muy parecido a mí», a 1 «nada parecido a mí»); este instrumento permite medir el grado que los estudiantes poseen en cada una de las 24 fortalezas ordenadas bajo 6 virtudes, con validez alta Kappa= 0.85 (^{Cohen, 1992}). Adicionalmente, en tercera fase, se realizó entrevista con un índice de Kappa=0.75, considerado válida (^{Chen, 2007}), sobre el estilo de vida y las características de integrantes de familia paternos y maternos.

Tanto la información cuantitativa obtenida mediante la aplicación de las escalas de resiliencia referidas como la información cualitativa proveniente de la entrevista fueron procesadas mediante procedimientos de análisis de datos utilizando el software SPSS (^{Crespín, 2016}). Para los datos cuantitativos se utilizó el análisis de ecuaciones estructurales (^{Avendaño et al. 2014}), técnica que combina los modelos de regresión múltiple con métodos de análisis factorial y permite establecer la relación de dependencia entre las variables, así como evaluar las interrelaciones de dependencia al tiempo que incorpora los efectos del error de medida sobre los coeficientes estructurales (^{Escobedo et al. 2015}). La información procedente de la entrevista fue codificada con el fin de establecer categorías de análisis que se incorporaron tanto en el procesamiento de datos como en el modelo estructural (^{Ruiz et al. 2010}).

Para analizar los reactivos se establecieron medias aritméticas, desviaciones estándar, asimetría y curtosis, así como el estadístico de la prueba de Kolmogorov-Smirnov (^{Burns & Anstey, 2010}), junto con el nivel de significación con el fin de evaluar la normalidad de la distribución. Después se llevó a cabo un análisis factorial exploratorio mediante el método de componentes principales con rotación ortogonal varimax (^{Saris et al., 2009}), basado en autovalores superiores a 1, donde se tomaron en consideración las medidas de Kaiser-Meyer-Olkin (KMO) mayores a 0.80 y la prueba de esfericidad de Bartlett en un nivel significativo. En la prueba de Levene para igualdad de varianzas para muestras independientes p=0.11>0.05, por lo cual se acepta la igualdad de varianzas (^{Zinbarg et al., 2006}). Se realizó análisis de test para la escala de resiliencia de Connor y Davidson a través del método de extracción WLSMV estimador que no asume variables distribuidas normalmente con base en la matriz de correlaciones policóricas (^{Cassidy, 2015}). Se analizaron parámetros que afectaran la calidad del modelo (^{Asparouhov & Muthén, 2009}) y el modelo bifactor, postulando un factor general que explica la mayor variabilidad de ítems, coeficiente omega jerárquico general (ωh) y de las dimensiones (ωhs) (^{Fleming & Merino, 2005}), siendo sustancial cuando es ≥ 0.30 (^{Baek et al., 2010}). Se especificó la rotación geomin (ε=0.05) para el modelo oblicuo y rotación target para el bifactor (^{Vizoso-Gómez, & Arias-Gundín, 2018}). En el modelo oblicuo fue interpretado con el índice de simplicidad factorial ISF (^{Ponce, 2015}) para analizar el impacto de cargas factoriales secundarias donde, para valores mayores a 0.70, fue considerado de simplicidad aceptable (^{McDonald & Ho, 2002}), lo que indicaría si el ítem recibe influencia significativa predominantemente de un factor, asimismo, varianza común explicada y porcentaje de correlaciones superior a 0.7 (^{Smits, 2015}). Se analizó el ajuste estadístico de los modelos según el índice de ajuste comparativo (^{DiStefano et al., 2018}) (CFI>0.90), el límite superior del intervalo de confianza (IC) del índice de aproximación de la raíz de cuadrados medios del error (RMSEA<.10) (Baek et al., 2010) y la raíz cuadrada media residual ponderada (WRMR<1) (^{Schmidt, 2008}). Se consideró la magnitud de las cargas factoriales mayor a 0.50 (Domínguez, 2018) y de las correlaciones interfactoriales ϕ< 0.80 (^{García-Portilla et al., 2017}).

Resultados

La entrevista mostró perfiles de mujeres líderes, trabajadoras, con hogares establecidos, algunas cabezas de hogar, con deseo de superación, con y sin familia (0 a 3 hijos), así como importancia dada al logro y no a las personas. Estas categorías fueron identificadas como emergentes, así como la presencia de violencia de género en hogares de niñez (30%) con alta frecuencia en mujeres mayores de 35 años. De otra parte, un 20% manifestó que ha vivido situaciones en las cuales prima la preferencia a labor masculina en las instituciones en torno a roles directivos. 10% señaló inconformidad en evaluaciones, en particular donde son mujeres las evaluadoras y quienes otorgan mayor puntaje a los hombres. El 80% de quienes han logrado cargos en alta dirección han tenido un familiar como ejemplo a seguir en su futuro profesional. Las categorías identificadas en esta fase fueron: individualidades, cultura de machismo, ejemplo de vida y superación.

Las características de las mujeres con alto nivel de resiliencia fueron centradas en el saber vivir con categoría primaria calidad de vida centrada en la familia; así mismo en el saber ser (dimensión personal, actitud y comportamiento), conocer sus fortalezas y control de debilidades, no tener miedo a los cambios, analizar las situaciones, responder a tiempo a las adversidades, enfrentar los conflictos, ser sinceras, manejar emociones (pero después del conflicto), confiar en sí mismas, desinterés por estructuras jerárquicas, asumir retos centrados en el saber (dimensión técnica y conocimiento), estudio continuo y multiaprendizaje (leer diferentes áreas para saber hacer y adquirir mayor destreza en conocimientos), olvidar fácilmente situaciones de dolor, automotivarse para saber estar (buscar una motivación para salir adelante); asimismo, con capacidad de adaptación (potencial para aprender), perseverancia, gestión de emociones, dirección de personal, cohesión en equipos, asumir responsabilidades, planeación, influencia en otros y generación de estrategias para la solución de conflictos. Sin embargo, un alto porcentaje (70%) manifiesta no tener una óptima comunicación asertiva en todas las situaciones. Las habilidades (capacidad para realizar) en mujeres resilientes fueron pensamiento creativo, manejo de estrés y autoconocimiento.

De forma general, los relatos señalan un perfil de mujeres resilientes en busca de bienestar y felicidad para sí mismas y para sus familias, creativas, con alta importancia al logro personal, con creencias espirituales, marcadas por experiencias de vida que les permiten valorar cada experiencia ya sea positiva o negativa y con claros objetivos que proyectar su actuar.

Un puntaje promedio total de 84.5 y desviación 12.7 p=0.041 para resiliencia total, para las variables de resiliencia, el alfa de Cronbach para ítems en subescalas osciló entre 0.32 y 0.87. Los ítems con índice de fiabilidad inferior a 0.70 fueron removidos del test antes de realizar el análisis. Por otra parte, a fin de evaluar normalidad de la distribución, se aplicó la prueba de Kolmogorov-Smirnov, de la cual resultó que los reactivos no cumplían con tal supuesto. Sin embargo, se tomaron como criterio los parámetros de asimetría ±2 y curtosis ±7 en los que se puede considerar un comportamiento semejante al normal (^{Clark & Watson, 1995}). Los ítems 4, 11, 13, 15, 16, 17, 20, 21, 31 y 32 superaron estos valores reactivos descartándose al causar error de especificación en los modelos. Eliminados los reactivos que no cumplían con el supuesto de normalidad, se evaluaron dos modelos previos: en el primero resultaron dos dimensiones que explicaban el 62 % de la varianza (KMO = 0.92, p < 0.001, comunalidades > 0.50, X2 = 3201.007, gl = 325). Para mejorar el ajuste se eliminaron los reactivos 30, 18, 9, 28 y 24, al contar con cargas factoriales menores a 0.50, consideradas de aporte mínimo; y del segundo modelo resultante, de cuatro dimensiones que explicaban el 60 % de la varianza (KMO = 0.91, p<0.001, comunalidades > 0.50, X2 = 2516.954, gl = 148), se eliminaron los ítems 5, 22, 27 y 30 por error de especificación, así como el reactivo 14 por criterio número mínimo de elementos para conformar una dimensión. Dado que los factores 1 y 3 mostraron una correlación alta, se llevó a cabo un análisis de componentes principales con los ítems involucrados. Mediante los resultados se corroboró que se trata de dos factores no diferenciados.

El modelo factorial final, con un índice KMO =0.90 y prueba de esfericidad de Bartlett significativa (X2 = 1671.113, gl = 148, p<0.001), con comunalidades superiores a 0.50, conformó dos dimensiones que explican el 64 % de la varianza. Los autovalores encontrados van de 6.8 a 1. La carga factorial menor de los reactivos fue de 0.50 y la mayor de 0.77.

En la tabla 1 se aprecia que los once ítems que forman el primer componente son parte de dimensiones denominadas percepción de sí mismo, futuro planeado y estilo estructurado. Se decidió renombrar el factor bajo el nombre planificación; mientras que el segundo factor, con cuatro ítems, se asoció a competencia social, recursos sociales y relaciones familiares, renombrándolo como empatía. La comparación de índices de bondad de ajuste absoluto muestra CMIN = 304.879, DF (130), GFI 0.92, AGFI=0.911, RMR=0.034, RM-SEA= 0.051 e índices de bondad de ajuste NFI=0.9, TLI=0.92, CFI=0.93, IFI=0.91, AIC=313.879, BIC=498.998.

Los resultados para el cuestionario de fortaleza de carácter indican un alfa de 0.91 para curiosidad, 0.88 para amor al conocimiento, 0.91 para mente abierta, 0.9 para creatividad, 0.89 para perspectiva, 0.75 para valentía, 0.9 para perseverancia, 0.7 para vitalidad, 0.8 para amor, 0.9 para bondad, 0.89 para inteligencia social, 0.7 para civismo, 0.86 para equidad, 0.9 para liderazgo, 0.69 para humildad, 0.6 para prudencia, 0.8 para autorregulación, 0.87 para gratitud, 0.7 para esperanza, 0.54 para humor, 0.7 para espiritualidad, 0.8 para apreciación de la belleza y 0.9 para perdonar.

Tabla 1 Matriz de estructura factorial obtenida para el cuestionario de resiliencia para mujeres universitarias en Norte de Santander 

En el análisis factorial la solución se agrupó en dos factores que explicarían el 69.95 % de la varianza. El factor I está formado por categorías creatividad C1 (media= 4.5 y desviación estándar 0.4), mentalidad abierta C2 (media= 4.54 y desviación estándar 0.34), C3 curiosidad (media= 4.61 y desviación estándar 0.48), perspectiva C4 (media= 4.45 y desviación estándar 0.4), perseverancia C5 (media= 4.1 y desviación estándar 0.54), liderazgo C6 (media= 4.35 y desviación estándar 0.22), honestidad C7 (media= 4.5 y desviación estándar 0.4), amor al conocimiento C8 (media= 4.61 y desviación estándar 0.64), apreciación de la belleza C9 (media= 4.52 y desviación estándar 0.25), el factor II formado por inteligencia social C10 (media= 4.15 y desviación estándar 0.65), valentía C11 (media= 4.5 y desviación estándar 0.4), vitalidad C12 (media= 4.45 y desviación estándar 0.32), amor C13 (media= 4.17 y desviación estándar 0.49), bondad C14 (media= 4.24 y desviación estándar 0.4), civismo C15 (media= 4.02 y desviación estándar 0.76), humildad C16 (media= 4.05 y desviación estándar 0.74), prudencia C17 (media= 3.5 y desviación estándar 0.94), humor C18 (media= 3.65 y desviación estándar 0.87), espiritualidad C19 (media= 3.45 y desviación estándar 0.68), perdonar C20 (media= 4.5 y desviación estándar 0.3). El factor I se denomina conocimiento y sabiduría, mientras que el factor II humanidad. Implementado el cuestionario, en el modelo original los índices de ajuste fueron adecuados (CFI = 0.993; RMSEA = 0.051, WRMR = 0.710), pero los ítems se distribuyeron de forma irregular, los ISF <0.50, es decir, bajos (^{Domínguez & Rodríguez, 2017}) pese a que las correlaciones interfactoriales fueron moderadas.

La validación convergente se llevó a cabo al correlacionar las dimensiones del cuestionario de resiliencia ajustado para dos factores 15 ítems con la escala fortaleza de carácter, donde se obtuvieron correlaciones significativas en el nivel .01 para todas las dimensiones. No obstante, los ISF son muy bajos (<0 .70) en C11, C18, C19, pese a correlaciones interfactoriales moderadas (tabla 2), lo que indicaría que estos ítems no son influidos predominantemente por su factor teórico.

Tabla 2 Matriz de correlaciones entre resiliencia ajustada y fortaleza de carácter como medidas de validez convergente y divergente 

En el modelo bifactor (CFI=0.948; RMSEA=0.037; WRMR=0.622) los índices de ajuste favorables, no influidos predominantemente por su factor teórico, el 78 % de cargas factoriales poseen un λ mayor a 0.46, confiabilidad de constructo ω = 0.877, ECV = 0.891, PUC = 0.784, ωh = 0.90, así como omega jerárquico por dimensiones ωhs>0.141. Una vez se realizó el modelamiento del conjunto de los ítems se aprecia que los constructos evaluados fueron los esperados, las cargas factoriales son de magnitud aceptable y el ISF es elevado. Estos aspectos previos respaldan los hallazgos que brindan evidencias de validez a la escala de resiliencia ajustada, la cual presentó una asociación positiva con fortaleza de carácter. La magnitud del coeficiente α hallado para los quince ítems teniendo en cuenta asociación entre los ítems (0.4<r<0.81) consistente; así mismo, las magnitudes de los coeficientes enfocados en el constructo (H y ω>0.87), lo que da cuenta de la adecuada representación de la variable latente. Entonces, se puede concluir parcialmente que la confiabilidad de las puntuaciones y del constructo del test de resiliencia ajustado para mujeres universitarias en Norte de Santander es adecuada.

Discusión

La escala de resiliencia propuesta responde a la hipótesis de investigación planteada, pues las mujeres de Norte de Santander que estudian posgrado constituyen una población con características específicas que las hacen diferentes de otros conglomerados. Son mujeres creativas con alto nivel de resiliencia que tienen presente su familia y sus relaciones familiares, así como diferentes aspectos sociales ante la superación de diferentes adversidades que se les presentan; asimismo, capaces de asumir liderazgo y con alta fortaleza de carácter. La escala puede extrapolarse a poblaciones conformadas por mujeres que guarden un perfil similar a la de este estudio.

En autores de psicología social como ^{Mattelart (2003)} se considera que la actitud es la responsable de conducir el comportamiento; en algunos casos se establecen relaciones congruentes, mientras que en otros se identifican diferencias considerables en cuanto a lo que alguien cree y lo que termina haciendo una vez que se sumerge en una determinada situación social. Caso diferente se evidencia en Norte de Santander, donde las características de las mujeres que estudian posgrado en universidades públicas con alto nivel de resiliencia se centran en el saber vivir y en la calidad de vida centrada en la familia, así como en conocer sus fortalezas y controlar de sus debilidades; son mujeres creativas, que valoran la experiencia, proyectan su actuar y buscan el bienestar para sí y para sus familias.

Sobre el conocimiento y resiliencia en torno a su aplicación, relacionados con procesos de desarrollo identitario, al igual que ^{Gil (2010)}, es pertinente expandir la resiliencia como proceso multidimensional y holístico; sacarla de los estrechos márgenes conceptuales que la circunscriben y la presentan como un constructo opuesto al riesgo, desarrollando nuevas metodologías que potencien su comprensión y el fortalecimiento del ser desde la gestión de factores incidentes en los procesos personales y socioafectivos que las mujeres profesionales llevan a cabo. Al respecto, similar a planteamientos de ^{Rappaport (1981)} se visibilizan las mujeres y en ellas su empoderamiento, concepto que ocupa un lugar primordial en la psicología comunitaria y en la intervención social (^{Zimmerman, 2000}). El empoderamiento como factor se sustenta en las fortalezas, habilidades, competencias y sistemas de apoyo vital para la transformación de las comunidades (^{Montero, 2003}). Este factor es importante en la resiliencia de las mujeres porque se lo relaciona con el desarrollo de potencialidades de su comportamiento, como son la identificación, el fomento de las capacidades, la promoción del bienestar y la identificación de factores de riesgo (^{Zimmerman, 2000}), asociadas a posiciones de ^{Scialpi (2003)}. ^{Vanistendael (1995)} coincide en señalar que el análisis de factores del enfoque de resiliencia en las mujeres aporta miradas optimistas, que permiten observar no solo brechas sino nuevos caminos para reconstruir políticas, realizar intervenciones sociales y mirar el rostro positivo de la realidad.

La escala propuesta y validada como instrumento difiere en el número de ítems y en la forma como aborda los diferentes factores de otras escalas como la de ^{Connor y Davinson (2003)}; esta última aporta una medida de la capacidad de afrontar el estrés y consta de veinticinco ítems y define cinco factores a partir del análisis factorial resultante de su aplicación y validación, discriminando entre sujetos con mayor y menor resiliencia (^{Yárnoz-Yaben & Comino-González, 2012}). La escala propuesta aplica a mujeres profesionales y se compone de quince ítems desagregados en dos factores: once relacionados con el primer factor llamado planificación (asociado con la percepción de sí misma, la planeación del futuro y el estilo de vida estructurado) y cuatro con el segundo, denominado empatía, asociado a la competencia social, recursos sociales y relaciones familiares. Por otra parte, para evaluar la fortaleza de carácter se define una escala que involucra veinte ítems. Se encuentra alta correlación positiva entre las dimensiones del cuestionario de resiliencia y la escala de fortaleza de carácter. La validación de los conjuntos de ítems confirma que los constructos evaluados fue la esperada.

Como conclusión se puede establecer que las percepciones identificadas en mujeres en universidades se asocian a individualidades, cultura de machismo, ejemplo de vida y superación. Las características de las mujeres con alto nivel de resiliencia se centraron en el saber vivir con categoría primaria calidad de vida, en el saber, en saber hacer, adquirir mayor destreza en conocimientos y automotivarse para saber estar. Mujeres con capacidad de adaptación, perseverancia, gestión de emociones, dirección de personal, cohesión en equipos, asumir responsabilidades, planeación, influencia en otros, generación de estrategias para la solución de conflictos, habilidades en pensamiento creativo, manejo de estrés y autoconocimiento.

El perfil de mujeres resilientes se centra en búsqueda de bienestar y felicidad para sí mismas y para sus familias, creativas, con alta importancia al logro personal, marcadas por experiencias de vida que les permiten valorar cada experiencia -ya sea positiva o negativa- y claros objetivos que proyectan su actuar.

La escala de resiliencia ajustada a once ítems con dimensiones planificación y empatía orientada a mujeres universitarias en Norte de Santander es una medida de resiliencia de carácter unidimensional que presenta evidencias de validez con relación a su estructura interna, correlacionada con ítems de escala de fortaleza de carácter centrados en el dominio de un saber y en variables asociadas a humanidad, así como indicadores satisfactorios de confiabilidad del constructo y de sus puntuaciones.