El modelo propuesto consta de cinco partes en donde se establecen las relaciones funcionales que se presumen entre las variables (véase Figura 1). La primera, al igual que el modelo de Vallerand et al. (1997), evaluó la percepción de los estudiantes universitarios sobre el apoyo a la autonomía dado por agentes sociales en el proceso educativo: padres, profesores y la dirección de la institución educativa. La segunda incluyó la percepción de las necesidades psicológicas básicas en el contexto educativo planteadas por la teoría autodeterminación. Éstas son: competencia, autonomía y, a diferencia del modelo de Vallerand et al. (1997), se añade la percepción de la necesidad psicológica básica de relación con los demás. En la tercera parte se evaluó la variable latente de autodeterminación en el contexto académico, medida través de los indicadores de motivación intrínseca, motivación externa y amotivación. La cuarta parte estableció la intención de abandono académico, y finalmente, se determinó el número de estudiantes que se retiraron de la carrera que venían cursando y el tipo de deserción dado: deserción académica en donde el estudiante abandona el programa antes de su culminación por razones estrictamente académicas o deserción no académica en donde el estudiante abandona voluntariamente sus actividades académicas.

Como explicación alternativa al modelo propuesto se planteó un modelo de medida rival o alternativo, constituido por cinco partes (véase Figura 2). La diferencia con el modelo propuesto radica en que la tercera parte se estructuró a partir del planteamiento de Reeve et al. (2003), en donde se estimó el nivel de autodeterminación (variable latente) en el salón de clases, a partir de los indicadores de medida de locus de causalidad y volición percibido por los estudiantes universitarios.

La investigación es de tipo cuantitativo, bajo un enfoque empírico analítico, de comparación de modelos rivales no anidados, con un diseño ex post facto prospectivo con más de un eslabón causal (Montero y León, 2007).

Participantes

La muestra es no probabilística de sujetos tipo, constituida por 1.118 personas, 410 hombres (36.7%) y 708 mujeres (63.3%), con edades comprendidas entre 18 y 44 años, estudiantes de 1º a 5º semestre de la jornada diurna en los programas académicos de Psicología, Ingeniería de Sistemas, Ingeniería Electrónica y de Telecomunicaciones, Ingeniería de Telecomunicaciones, Ingeniería Industrial, Administración de Empresas, Finanzas y Estudios Internacionales y Administración de Negocios Internacionales de cinco universidades de la ciudad de Bogotá.

Instrumentos

Como resultado del procedimiento de traducción y adaptación lingüística y cultural de los instrumentos originales y del análisis psicométrico realizado bajo el modelo de Rasch, con el programa Winsteps, se estructuraron siete pruebas que se administraron a la muestra de estudiantes que participaron en la investigación. Las pruebas fueron diseñadas buscando que las dificultades de los ítems (nivel de aprobación de las afirmaciones) se ajustaran lo mejor posible a la población. Todas las pruebas están conformadas por ítems de respuesta graduada tipo rating (Likert), que bajo el modelo de Rasch fueron analizados como ítems Rating Scale Model (RSM) de Andrich.

El análisis bajo el modelo RSM permitió establecer la confiabilidad Rasch de las pruebas (confiabilidad o índice de separación y el coeficiente de separación), los índices de ajuste de los ítems y el ajuste global de las personas al modelo.

Prueba de Estilo Interpersonal Percibido-EIP, adaptada de The Interpersonal Behaviors Scale: A Measure of Autonomy Support, Competence and Relatedness in Different Life Domains de Otis y Pelletier (2004). La prueba EIP fue estructurada con tres sub-pruebas, cada una diseñada para medir la percepción al apoyo a la autonomía brindado por cada agente social: padres, profesores y directivas de la institución. Cada sub-prueba consta de cuatro ítems con siete opciones de respuesta cada uno (1- nunca a 7- siempre). En la sub-prueba de Apoyo a la autonomía en el contexto académico brindado por los Padres se encontró una confiabilidad de los ítems de 1.00 y un coeficiente de separación de 16.32. En la sub-prueba de apoyo a la autonomía en el ámbito académico brindado por los Profesores la confiabilidad de los ítems fue de 0.99 y el coeficiente de separación de 11.76. Las sub-prueba de apoyo a la autonomía en el ámbito académico brindado por las directivas de la Institución Universitaria reveló una confiabilidad de los ítems de 0.99 y un coeficiente de separación de 11.32.

Prueba de Percepción de la Competencia Académica-PCA, adaptada de Perceptions of Academic Competence Subscale. Sub-escala que forma parte del Perceived Competence in Life Domains Scale (Losier, Vallerand, y Blais, 1993). Evalúa la percepción de los estudiantes sobre su competencia académica. Está constituida por cuatro ítems en total, con siete opciones de respuesta cada uno (1- en total desacuerdo a 7- fuertemente de acuerdo). La confiabilidad de los ítems fue de 0.99 y un coeficiente de separación de 12.15.

Prueba de Autonomía Percibida en el Ámbito Académico-APAA. Adaptada de Perception of Autonomy in the Academic Domain Subscale. Sub-escala tomada del Perceived Autonomy Toward Life Domains Scale (Blais, Vallerand, y Lachance, 1990). Mide la autonomía o nivel de libertad que percibe el estudiante en el ámbito académico. Constituida por cuatro ítems, con siete opciones de respuesta cada uno (1- no está de acuerdo en absoluto a 7- fuertemente de acuerdo). La confiabilidad de los ítems fue de 0.67 y un coeficiente de separación de 1.43.

Prueba de Motivación Académica Versión Universitaria-AMS-C28. Adaptada de Academic Motivation Scale-College Versión (AMS-C28), de Vallerand, et al., (1992) y Vallerand, Pelletier, Blais, Briere, Senecal y Vallieres (1993). Evalúa la percepción de autodeterminación académica por parte de los estudiantes. Está constituida por las sub- pruebas de Motivación Intrínseca, 12 ítems; Motivación Extrínseca, con 11 ítems y Amotivación, con cuatro ítems, para un total de 27 ítems con siete opciones de respuesta (1- no corresponde en absoluto a 7- corresponde exactamente) cada una. Originalmente la Sub-prueba de Motivación Externa estaba constituida por 12 ítems, no obstante el ítem 1 tuvo valores MNSQ mayores a 1.5 en el Infit/Outfit, ubicándose por fuera del rango máximo permitido de ajuste (0.5 > Infit/Outfit >1.5), por lo que se decidió retirarlo de la Sub-prueba.

En el análisis de la Sub-prueba de Motivación Intrínseca se observó una confiabilidad 1.0 y un coeficiente de separación de 20.85. La sub-prueba de Motivación Extrínseca presentó una confiabilidad de 0.99 y un coeficiente de separación de 10.07. La Sub-prueba de Amotivación mostró una confiabilidad de 0.99 y de separación de 10.35.

Prueba de Percepción de la Autodeterminación en Salón de Clases-PASC. Adaptada de My Puzzle-Solving Experience (Reeve et al., 2003), constituida por dos sub-pruebas, cada una con tres ítems, con siete opciones de respuesta cada uno (1- fuertemente en desacuerdo 7- fuertemente de acuerdo). Las sub-pruebas evalúan el locus de causalidad y el nivel de volición percibido por los estudiantes. Los estadísticos resumidos de los ítems de la Sub-prueba de Locus de Causalidad, señalaron una confiabilidad de 0.98 y un coeficiente de separación de 6.92. Para el caso de los ítems de la Sub-prueba de Volición, se observó una confiabilidad de 0.99 y un coeficiente de separación de 11.94.

Prueba de Percepción de las Relaciones Interpersonales en la Institución Académica-PRIIA. Adaptada de The Interpersonal Behaviors Scale: A Measure of Autonomy Support, Competence and Relatedness in Different Life Domains de Otis y Pelletier (2004). Mide la percepción del estudiante de su relación con los demás en la institución académica. Conformada por ocho ítems con siete opciones de respuesta cada uno (1- nunca a 7- siempre). El análisis de los ítems mostró una confiabilidad de 0.99 y un coeficiente de separación de 12.76. Los estadísticos específicos de los ítems indican que los ocho ítems de la Prueba PRIIA se encuentran en el rango aceptable 0.5 ≤. Infit/Outfit ≤. 1.5. Estos datos muestran que los ítems de la Prueba PRIIA se ajustan al modelo de Rasch.

Prueba de Intención Académica- IA. Adaptada de Behavioral Intention Scale de Vallerand et al., (1997), cuya finalidad es evaluar la intención que tiene el estudiante de desertar del programa académico que está cursando. Constituida por tres ítems con siete opciones de respuesta cada uno; los ítems 1 y 2 con las opciones: 1- no está de acuerdo en absoluto a 7- totalmente de acuerdo, y el ítem 3, con las opciones 1- nunca a 7- frecuentemente. El análisis global de los ítems reveló una confiabilidad de 0.91 y de separación de 3.09.

Los datos de medida de ajuste Infit/ Outfit, con el método de suma de los cuadrados de los residuos estandarizados (MNSQ), mostraron que todos los ítems de las pruebas tienen valores en el rango 0.5 a 1.5 MNSQ que indican medidas productivas. Con base en los datos antes descritos, se puede afirmar que los ítems de las pruebas cumplen con las condiciones requeridas por el modelo de Rasch.

El uso del modelo de Rasch en el análisis de las pruebas produjo una escala continua de habilidad (percepción) que permitió estimar la posición de los estudiantes e ítems. Esta escala, basada en la métrica logit, tiene media 0, desviación típica 1 y un rango que por lo general se ubica entre ±5. Para facilidad de manejo estadístico e interpretación de los resultados, debido a que unidades de medición logits tienen la desventaja de incluir números negativos, se hizo la transformación lineal de las medidas logits de la habilidad (percepción) de los estudiantes a la escala normalizada, con media 500 y desviación típica 100.

Por el no cumplimiento de los supuestos de normalidad y de homocedasticidad en las variables de la investigación, se aplicaron las pruebas no paramétricas de Mann-Whitney para dos muestras independientes y Kruskal-Wallis para tres o más muestras independientes. Cuando se emplea el estadístico Kruskal-Wallis es necesario conocer en qué grupos se presentan las diferencias significativas que se identifiquen, para lo cual se recurrió a la prueba Mann-Whitney para el análisis post hoc. Para disminuir el error tipo I, cuando se utiliza la prueba Mann-Whitney, se aplicó el método de corrección de Bonferroni.

Las pruebas Mann-Whitney y Kruskal-Wallis deben cumplir el supuesto de que cada una de las muestras haya sido seleccionada o asignada en forma probabilística. Debido a que en la investigación no fue posible seleccionar una muestra aleatoria, se hizo necesario emplear la prueba no paramétrica de rachas para valorar su aleatoriedad, a partir del orden o secuencia en el que las medidas fueron obtenidas originalmente.

En los resultados arrojados por la prueba de rachas se cumplió el supuesto de aleatoriedad o independencia en las variables: percepción del apoyo a la autonomía brindado por los padres y por las directivas, percepción de la relación con los demás en la institución académica, percepción de la competencia académica, amotivación, motivación extrínseca, motivación intrínseca, autodeterminación en salón de clases-locus de causalidad e intención académica. Únicamente con estas variables aleatorias se hicieron las comparaciones estadísticas respectivas.

Para establecer si la variable de deserción universitaria discrimina a través de las demás variables que constituyen los modelos propuesto y rival, se contrastó la variable intención académica con las variables aleatorias.

En lo que respecta a la deserción universitaria, se encuentra en la tabla 1 los resultados de la contrastación llevada a cabo con la prueba Kruskall-Wallis. Se aprecian diferencias estadísticamente significativas con las variables percepción de la competencia académica, amotivación e intención académica.

El análisis post hoc, para conocer entre qué categorías de la variable deserción universitaria se dan las diferencias significativas, mostró una diferencia significativa (p=.000) entre los estudiantes matriculados y los que perdieron el cupo por bajo rendimiento académico. El rango promedio más alto de los estudiantes matriculados, indica que ellos perciben mayores competencias académicas que los estudiantes que perdieron el cupo por bajo rendimiento.

En el caso de la variable amotivación, el análisis post hoc señaló diferencias entre los estudiantes matriculados en el I-2009 y los que teniendo el derecho no se matricularon ni reservaron el cupo (p=.000) y con los que perdieron el cupo por bajo rendimiento (p=.001). El rango promedio más bajo de la variable amotivación en las dos contrastaciones estadísticamente significativas, sugieren que los estudiantes matriculados perciben más bajos niveles de amotivación que los estudiantes no matriculados sin reserva de cupo y los que perdieron el cupo por bajo rendimiento.

En lo que se refiere a la variable intención de académica, el análisis post hoc evidenció diferencias estadísticamente significativas entre los estudiantes matriculados en el I-2009 y los estudiantes no matriculados que no reservaron el cupo (p=.000). Estos últimos estudiantes tienen un rango promedio más alto, denotando mayor intención de desertar del programa académico que los estudiantes matriculados.

Para la evaluación del ajuste global de cada modelo a los datos observados, se emplearon las medidas de ajuste absoluto. Para establecer la relación entre la bondad de ajuste del modelo y el número de coeficientes estimados se aplicaron las medidas de ajuste de parsimonia. Y con el propósito de comparar los modelos propuesto y rival con un modelo de referencia, tradicionalmente llamado "modelo nulo", en donde no hay ninguna asociación entre las variables que lo componen, es decir, el peor modelo posible (Lvy, Varela y Abad, 2006), se recurrió a las medidas de ajuste incremental.

Debido a que ninguno de los modelos (propuesto y rival) cumplió con la mayoría de los criterios de ajuste exigidos, se les introdujeron cambios, a través del análisis de los índices de modificación que proporciona el AMOS 7. Con la orientación brindada por estos índices y con el apoyo de la teoría de autodeterminación subyacente, se fueron evaluando diferentes modificaciones potenciales a los modelos propuesto y rival, añadiendo y eliminando parámetros estimados.

Como resultado de este proceso se logró el ajuste del modelo rival a partir, principalmente, de la variación de algunas relaciones causales entre sus variables endógenas. En la representación gráfica del modelo de medida reespecificado (véase Figura 3), se observa que se mantienen todas las variables del modelo rival original, pero se establecen nuevas relaciones causales entre las variables autonomía académica e intención de deserción y entre competencia académica y deserción universitaria. Asimismo, se presentaron correlaciones entre los errores de medida de las variables que constituyen las necesidades psicológicas básicas (competencia, autonomía y relación con los demás) y se eliminaron las relaciones causales entre la variable exógena de apoyo a la autonomía brindada por las directivas de la institución con la competencia y autonomía en el contexto académico.

El análisis estructural del modelo de medida reespecificado identificó un modelo causal recursivo, sobreidentificado (gl=23) y con medidas de ajuste dentro de los límites adecuados, cuyos índices serán analizados más adelante.

La modelización estructural muestra correlaciones positivas y estadísticamente significativas entre las variables exógenas del apoyo a la autonomía académica brindada por los agentes sociales: padres y directivas (Φ =.20, p=.000), padres y profesores (Φ =.24, p=.000) y profesores y directivas (Φ =.66, p=.000). Igualmente, todos los valores de probabilidad asociados a los pesos de regresión son significativos. En este sentido, se puede considerar que existen relaciones causales entre las variables exógenas y endógenas que integran el modelo de medida reespecificado. Los siguientes hallazgos soportan el Modelo:

1. Las relaciones causales indicarían que cuando los estudiantes perciben mayor apoyo a la autonomía académica brindado por los padres (γ=.08, p= .015), por los profesores (γ =.20, p= .000) y por las directivas de la institución (γ =.17, p= .000), entonces consideran que tienen mejores relaciones con otros y se sienten más unidos a las personas que son significativas para ellos en el contexto académico. /Sí los estudiantes perciben mayor apoyo académico por parte de los padres (γ =.18, p=.000) y profesores (γ =.14, p=.000), entonces aprecian un mejor desarrollo de sus competencias o capacidades en el ámbito académico.

2. Cuando los estudiantes perciben mayor apoyo académico por parte de los padres (γ =.16, p= .000) y profesores (γ =.14, p= .000), entonces sienten que sus acciones o comportamientos dentro del ámbito académico son voluntarios y parten de su propia iniciativa.

3. Sí los estudiantes perciben mejores relaciones con los demás (β= .20, p= .000), altas competencias (β= .42, peso de regresión fijada en 1.0, no estimada) y mayor autonomía (β= .28, p=.000), entonces consideran que su conducta se inicia y se regula desde ellos mismos (locus de causalidad interno) y de acciones voluntarias.

4. Los indicadores de medida de locus de causalidad y volición, que definen la variable latente de autodeterminación en salón de clases, tienen cargas factoriales confiables y significativas de λ=.80 y λ=.66, respectivamente. Así mismo, el 64 % de la varianza de locus de causalidad y el 43% de la varianza de volición son explicadas por la autodeterminación en salón de clases.

6. Sí los estudiantes perciben que tienen alta autonomía académica (β= -.23, p=.000), entonces hay menos intención de retirarse de sus estudios universitarios.

7. En conjunto, la variable endógena observada de autonomía académica y la variable latente de autodeterminación en salón de clases, explican el 19% de la varianza de las medidas referidas a la intención de deserción académica.

8. Cuando hay intención de desertar (β= .09, p=.010), existe la probabilidad de que los estudiantes se retiren temporal o definitivamente de sus estudios.

9. En el caso específico de la variable endógena de competencia académica, se encontró que predice de manera directa y negativa la deserción universitaria. Si los estudiantes perciben que tienen bajas competencias académicas (β= -.089, p= .002), se presenta mayor probabilidad de que se retiren temporal o definitivamente de sus estudios.

10. En conjunto, las variables endógenas observadas de intención académica y de competencia académica, explican el 2% de la varianza de las medidas referidas a la deserción universitaria.

11. Esencialmente, el modelo reespecificado explica el 19% de la intención de desertar y el 2% de la variabilidad de la deserción universitaria.

12. El que los errores de medida estén correlacionados significativamente; e1 y e2 (Φ=.23, p=.000), e1 y e3 (Φ =.18, p=.000), y e2 y e3 (Φ =.29, p=.000), sugiere que las variables endógenas de relación con los demás, competencia académica y autonomía académica asociadas con estos errores, comparten una variación común que no se explican por relaciones de predicción en el modelo. Igualmente, las correlaciones entre estos errores indicarían que pueden existir otros factores, además de las variables medidas, que se han tenido en cuenta en el modelo.

En lo que concierne a las medidas de bondad de ajuste del modelo reespecificado, se encontró que son apropiadas. Específicamente, las medidas de ajuste absoluto, señaladas en la Tabla 2, muestran un nivel de probabilidad asociado al estadístico X² no significativo (p=.129), indicando que no existen diferencias significativas entre las matrices observada y propuesta. El valor CMIN/DF es inferior a 5, el índice RMSEA está por debajo del valor mínimo admisible de 0.05 y el índice GFI es superior al valor de .90, revelando un buen ajuste del modelo. El índice ECVI y las medidas de ajuste de parsimonia no se aplican, en razón a que no se están comparando modelos.

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En lo que se refiere a las medidas de ajuste incremental del modelo reespecificado, en la tabla 3 se observa que los índices AGFI, NFI, RFI, IFI y CFI superan el mínimo valor sugerido de 0.90, revelando un ajuste adecuado del modelo.

Estos hallazgos son coherentes con los presupuestos de la teoría motivacional de la autodeterminación y están en la misma dirección de los resultados encontrados en las investigaciones de Vallerand, et al. (1997) y Reeve, et al. (2003).

Discusión

Los resultados de la modelización estructural ofrecen apoyo a un modelo reespecificado, fundamentado en la propuesta motivacional de autodeterminación en salón de clases de Reeve et al. (2003). En el análisis estadístico con las variables que constituyen el modelo reespecificado, se encontró que los estudiantes que no continuaron con sus estudios ya tenían la intención de hacerlo y, particularmente, los que perdieron el cupo por bajo rendimiento académico se percibían con bajos niveles de competencia académica.

Asimismo, el análisis estructural del modelo reespecificado muestra que la percepción de mejor relación con los demás, de mayor competencia y de mayor autonomía en el contexto universitario afecta directamente la autodeterminación en salón de clases; el estudiante percibe sus conductas en salón de clases como auto-avalada o volitiva, y la atribuye a un locus interno de causalidad. Igualmente, y en correspondencia con las investigaciones de Vallerand et al. (1997), el apoyo académico brindado por los agentes sociales (padres y profesores) influye positivamente en la percepción que tienen los estudiantes sobre su relación con los demás, sus competencias y la autonomía en el ámbito académico. En el caso del apoyo dado por las directivas de la institución, su efecto sólo se observó sobre la relación con los demás, resultado que es diferente al encontrado en el modelo de Vallerand et al (1997), en el que la influencia se dio sobre la autonomía académica (Deci, Vallerand, Pelletier y Ryan, 1991).

Se puede afirmar que las relaciones de covariación y causales encontradas en el modelo reespecificado, concuerdan con los postulados e investigaciones derivadas de la teoría motivacional de autodeterminación (Deci et al., 1991; Vallerand et al., 1997; Ryan y Deci, 2000; Reeve et al., 2003). Estos hallazgos tienen implicaciones importantes en dos sentidos. Primero, en lo teórico, al contribuir al estudio de la motivación como constructo, específicamente el de la autodeterminación definida a partir del locus de causalidad y la volición. Segundo, en lo práctico, a la comprensión del fenómeno de la deserción universitaria, desde la perspectiva de los factores individuales que influyen en el desempeño y permanencia de los estudiantes en su carrera profesional.

La mayoría de las teorías contemporáneas de la motivación asumen que las personas inician y persisten en sus comportamientos en la medida que creen que éstos los conducirán a los resultados o metas deseadas (Deci y Ryan, 2000). Las investigaciones en este sentido, han encontrado que algunos comportamientos son iniciados y regulados de manera autónoma, mientras que otros se originan a partir de la coerción y presiones ambientales. Cuando las conductas de las personas son afines a sus intereses y necesidades, éstas se sienten psicológicamente libres durante la acción, mientras que si las condiciones son impuestas las personas se sienten forzadas al efectuar sus actividades (Deci y Ryan, 2000).

Esta investigación reveló que efectivamente el contexto social juega un papel importante en la motivación del estudiante. El apoyo a la autonomía brindado por los agentes sociales, en donde el estudiante puede tomar algunas decisiones sobre su formación académica, incrementan las percepciones positivas que tienen éstos de sus competencias académicas, de que sus acciones o comportamientos dentro del contexto académico son voluntarios y de la calidad de sus relaciones con los demás en su institución. Por el contrario, y en concordancia con lo hallado por Vallerand et al. (1997), el control del comportamiento del estudiante en donde se le impone lo que debe hacer y cómo debe hacerlo, limitando las posibilidades de decisión sobre sus intereses académicos, decrementa la percepción de satisfacción de los estudiantes sobre las necesidades psicológicas básicas en el medio académico.

Las implicaciones de estos resultados en la actividad educativa apoya la práctica que gradualmente las instituciones universitarias vienen incorporando en sus programas de retención estudiantil, especialmente con los estudiantes de primer semestre, al mantener una comunicación más cercana con los padres que ayude a prevenir las dificultades de adaptación a la cultura universitaria. Las instituciones deben aprovechar estos espacios para orientar a los padres acerca de las condiciones que ellos pueden generar para favorecer la autonomía del estudiante en su proceso académico.

De la misma forma, se justifica la importancia de preparar a los profesores para que la relación con sus estudiantes tenga un estilo pedagógico más activo, centrado en el estudiante y con estrategias para el aprendizaje autónomo, rompiendo el esquema educativo tradicional en donde el proceso de enseñanza aprendizaje está regulado por un control permanente, y en varias ocasiones excesivo, en salón de clases.

En el modelo reespecificado se observan efectos directos, positivos y estadísticamente significativos de las necesidades psicológicas básicas (relación, competencia y autonomía) en la variable latente de autodeterminación en salón de clases. Esencialmente, los estudios en esta línea se han centrado en establecer y analizar los efectos de estas necesidades psicológicas básicas en la autodeterminación académica, definida a través de la amotivación, la motivación externa y la motivación interna. Un aporte de esta investigación es enriquecer el cuerpo de conocimientos de la teoría motivacional de la autodeterminación al proporcionar información sobre el efecto de las necesidades psicológicas básicas en la autodeterminación, pero en este caso referida al locus de causalidad y la volición.

Por otra parte, los resultados señalan que la autonomía académica, asumida en este caso como la percepción que tiene el estudiante que su decisión de ir a la universidad, es voluntaria y parte de su propia iniciativa, afecta positivamente la percepción acerca de que sus comportamientos en salón de clases son iniciados y regulados por él mismo (locus de causalidad interno), sintiéndose con la suficiente libertad de llevar a cabo las actividades que quiere hacer y refrenar las que no desea realizar (volición). Aquí se observa una relación causal directa entre la autonomía que tiene el estudiante para decidir asistir a la universidad y la autodeterminación en salón de clases.

Aunque los resultados proporcionan apoyo al modelo estructural reespecificado, hay que reconocer ciertas limitaciones y tenerlas presentes para interpretar los hallazgos. El primero es de tipo metodológico y está relacionado con el diseño ex post facto lo que hace inapropiado hacer afirmaciones contundentes acerca de la causalidad entre variables y del poder de predicción del modelo. Es necesario establecer el verdadero poder de predicción de la deserción universitaria del modelo a partir del seguimiento que se haga durante la carrera de diferentes cohortes de estudiantes. La segunda limitación se refiere a las pruebas utilizadas para medir las variables del modelo estructural reespecificado. Se sugiere continuar con la calibración de las escalas de las personas e ítems de cada prueba e incluir ítems relacionados con la percepción de elección, de persistencia y de compromiso académico.

En conclusión, los resultados de la presente investigación poseen un interés para la explicación y predicción de la deserción universitaria. Constituyen un insumo para las instituciones en la medida en que pueden fortalecer sus programas de retención estudiantil y emprender acciones para mejorar los niveles de motivación de los estudiantes. Resaltan la importancia de la relación positiva entre la autonomía brindada al estudiante y su intención de continuar con sus estudios. Y sugieren un camino que viene tomando cada vez más fuerza en el mundo de la educación, que enfatiza en la pedagogía activa centrada en el estudiante para promover el aprendizaje autónomo, el razonamiento crítico, el desarrollo de competencias para la solución de problemas y la motivación para aprender.

¹ Este artículo es producto de la tesis para obtener el grado de Magister en Psicología por la Universidad Católica de Colombia. Para establecer contacto con el autor, escribir a Elvers William Medellín Lozano. elmedelli@hotmail.com.Volver

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