I. INTRODUCCIÓN
El estrés académico de los alumnos universitarios representa una problemática común que impacta significativamente durante su trayectoria formativa generando inquietud y malestar. Esta investigación se incluye con los Objetivos de Desarrollo Sostenible de la ODS 3: Salud y Bienestar͏, ͏ donde se tiene como objetivo avalar y fomentar el bienestar integral de las personas incluyendo el adecuado desenvolvimiento académico de los estudiantes.͏ Según lo señalado por Cannon (2023), este tipo de estrés desencadena en los universitarios una respuesta de evasión frente a determinadas situaciones, originándose como consecuencia de las múltiples exigencias y expectativas propias del ámbito de la educación superior
A nivel internacional, se calcula que al menos uno de cada cuatro estudiantes universitarias atraviesa actualmente por situaciones relacionadas con estrés académico, siendo las carreras vinculadas el área de la salud las que registra los niveles elevados. En un estudio realizado en Ecuador, Moscoso & Barzallo (2019) encontraron que el 90% de los estudiantes manifestaron experimentar algún grado de estrés académico, de ellos, un 6% lo describió con una intensidad moderada, mientras un 4% reportó niveles altos de estrés. Además, los datos reflejaron una mayor prevalencia en mujeres, alcanzando un 95.45%.
En el contexto peruano tampoco escapa a esta problemática, ya que se reporta que el 47.1% de los alumnos presentan un nivel elevado de estrés, 37.8 % un nivel moderado y un 15.1% un nivel bajo. Siendo estos, los que más contribuyen a esta situación destacando la sobrecarga de tareas académicas y los métodos de evaluación empleados. (Ortega et al., 2025)
Medesbal (2022) Menciona que en una población de lima reveló que un 96% de los alumnos experimentan un nivel moderado de estrés percibido mientras un 3% manifestó un nivel alto y solo un 1 % un nivel bajo
Por ello, se formuló la consecuente pregunta: ¿Cuáles son las propiedades psicométricas de la escala de E.A. en universitarios de la ciudad de Trujillo? En este sentido, el objetivo general es la Construcción de propiedades psicométricas de la escala de estrés académico en estudiantes universitarios de Trujillo. Así mismo, los objetivos específicos: Obtener la evidencia de validez basada en el contenido mediante el criterio de jueces que avalan el uso de la Escala. Realizar el análisis descriptivo de la Escala. Determinar la evidencia de validez basada en la estructura interna mediante el análisis factorial exploratorio y confirmatorio de la escala. Establecer la confiabilidad por consistencia interna de la Escala. Establecer los baremos percentilares de la escala.
Esta investigación se justifica teóricamente porque permitirá comprender los factores emocionales, cognitivos y conductuales que influyen en el estrés académico, aportando nuevos conocimientos a la psicología educativa. En el plano práctico, la creación de esta escala facilitará la evaluación precisa del estrés, optimizando la detección temprana, la implementación de programas de prevención y manejo del estrés para mejorar el bienestar académico. Socialmente, este estudio visibiliza el E.A, sensibilizando a las instituciones sobre la necesidad de políticas de apoyo psicológico que fortalezcan la salud mental de la comunidad universitaria. Metodológicamente, la investigación aportará valor al diseño y validación de instrumentos psicométricos, asegurando la rigurosidad científica y proporcionando una herramienta confiable que podrá ser replicada o adaptada en otros contextos. Además, esta escala servirá como base para futuras investigaciones que busquen explorar intervenciones específicas, comparar niveles de estrés en distintas poblaciones o analizar tendencias a lo largo del tiempo, ampliando así el campo de estudio del estrés académico.
En los antecedentes internacionales tenemos qué según Fouilloux et al. (2021) evaluaron las propiedades psicométricas del Cuestionario de Estrés Académico en la Universidad (CEAU) en una muestra de 232 estudiantes de primer año de Medicina en México. El cuestionario, compuesto por 19 ítems sobre situaciones académicas estresantes, fue validado mediante análisis factorial y su convergencia con la escala de malestar psicológico de Kessler (K-10). Las respuestas evidenciaron que los ítems se asociaron en cuatro componentes, explicando inicialmente el 45% de la varianza total, la cual aumentó a 57% tras la eliminación de un reactivo con baja carga factorial. Además, el instrumento mostró una correlación significativa con la K-10 (r = 0.64), confirmando su validez de constructo y su utilidad para medir el E.A. en universitarios.
Respecto a antecedentes nacionales se mostró que Huaman & Vilchez (2024) evaluaron las propiedades psicométricas del Inventario SISCO de Estrés Académico en estudiantes de educación superior técnica en Jaén. La validez del constructo fue determinada por siete jueces expertos, y el análisis estadístico de los ítems se realizó con JAMOVI, SPSS y JASP. Se eliminó un ítem por no cumplir criterios de homogeneidad, quedando un inventario de 30 ítems. La confiabilidad, medida con α de Cronbach (0.82) y coeficiente Ω (0.70 – 0.90), demostró alta consistencia interna, concluyendo que el instrumento SISCO-21 posee propiedades psicométricas adecuadas.
Quito (2019) realizó un estudio psicométrico sobre el Inventario SISCO de E.A. en alumnos de nivel secundario de una institución pública en Breña. La investigación contó con una muestra de 977 alumnas entre 11 y 17 años. La confiabilidad del instrumento fue alta, con un α de 0.916 y un Coeficiente Ω de 0.918. La validez de contenido, determinada mediante el V de Aiken con la evaluación de 10 jueces, mostró puntajes de 1.00 en la mayoría de los ítems. El análisis factorial confirmatorio y exploratorio identificó cuatro.
En cuanto a los antecedentes locales tenemos que Ancajima (2017) llevó a cabo un estudio sobre las propiedades psicométricas del Inventario SISCO del E.A en una universidad de Trujillo. La investigación incluyó a 845 estudiantes de pregrado, con edades entre 18 y 25 años. Los resultados mostraron una confiabilidad, medida mediante el coeficiente omega, de 0.85 en la dimensión de estímulos estresores, 0.74 en estrategias de afrontamiento y 0.94 en síntomas. Además, el análisis de validez arrojó un RMSEA de 0.076, indicando un ajuste adecuado, un GFI de 0.82 y un CFI de 0.84.
Según Álvarez et al. (2021) La investigación realizada se fundamenta en la teoría del estrés académico propuesta por Barraza Macías. Este autor describe el E.A. como un transcurso organizado, dúctil y psicológico que surge ante las demandas del entorno académico que superan las capacidades del individuo. La teoría contempla tres dimensiones: estresores, que representan las exigencias académicas; síntomas, que son las reacciones físicas, emocionales o cognitivas ante el estrés; y estrategias de afrontamiento, que incluyen las acciones empleadas para restaurar el equilibrio emocional. El estudio utilizó el Inventario SISCO como instrumento para evaluar dichas dimensiones, lo que permitió medir la intensidad del estrés académico auto percibido por los residentes y analizar las estrategias de afrontamiento utilizadas frente a los estresores académicos.
II. MÉTODO
Comprender y medir rigurosamente el estrés académico en contextos universitarios exigió el diseño de un procedimiento metodológico estructurado bajo criterios científicos. Según la clasificación del Manual de Oslo (2018), el estudio fue de tipo aplicada, al orientarse a la solución de un problema específico a través de la construcción y validación de un instrumento psicométrico. Se adoptó un enfoque cuantitativo, con un diseño instrumental, centrado en el análisis empírico de datos numéricos para sustentar la validez y confiabilidad del instrumento.
La variable analizada fue el estrés académico, definido como un proceso psicoemocional que emerge cuando las demandas académicas superan los recursos de afrontamiento del estudiante (Cassaretto, 2021). Para su evaluación, se diseñó una escala compuesta por tres dimensiones teóricamente fundamentadas: estresores académicos (presión por evaluaciones, carga excesiva, falta de tiempo), síntomas emocionales y conductuales (ansiedad, irritabilidad, insomnio), y estrategias de afrontamiento (autocuidado, planificación, regulación emocional), en concordancia con Ortega et al. (2025).
La población estuvo conformada por estudiantes universitarios de Trujillo, Perú. Se incluyeron jóvenes entre 18 y 25 años que cursaban estudios superiores y brindaron su consentimiento informado. Se excluyeron los casos con cuestionarios incompletos o con autoinformes de antecedentes clínicos graves asociados al estrés. La muestra fue de 163 estudiantes, seleccionados mediante muestreo no probabilístico por conveniencia.
El instrumento, una escala tipo Likert de elaboración propia, fue administrado virtualmente a través de formularios electrónicos. La recolección de datos comprendió tres fases: desarrollo del instrumento, validación de contenido y aplicación empírica. La validez de contenido fue determinada mediante el coeficiente V de Aiken, cuyos valores oscilaron entre 0.81 y 0.97, evidenciando alta concordancia entre jueces. La consistencia interna se estimó mediante los coeficientes alfa de Cronbach, con valores superiores a .85 en todas las dimensiones.
El análisis estadístico se ejecutó con los softwares SPSS (v.26), Jamovi (v.2.4) y AMOS (v.24). Se realizaron análisis descriptivos, distribución de frecuencias, pruebas de normalidad y consistencia interna. Posteriormente, se efectuó un Análisis Factorial Exploratorio (AFE) con mínimos cuadrados no ponderados y rotación oblimin, seguido por un Análisis Factorial Confirmatorio (AFC) con estimación por máxima verosimilitud, considerando índices como CFI, TLI, NFI, AIC y RMSEA para evaluar el ajuste del modelo teórico.
En lo ético, se respetaron los lineamientos del Código de Ética de la Universidad César Vallejo (UCV, 2023), garantizando el anonimato, la confidencialidad de la información y el consentimiento informado. La investigación fue supervisada por el comité de ética institucional, en cumplimiento de los artículos 1, 4, 7, 8, 9 y 11 del reglamento.
III. RESULTADOS
3.1. Validez de contenido:
Coeficiente de Aiken para la
validez de contenido de los ítems de la escala de Estrés Académico.
|
|
Media |
|
|
||
|
N° Ítems |
Relevancia |
Pertenencia |
Claridad |
DE |
V AIKEN |
|
1 |
1 |
1 |
1 |
0 |
1 |
|
2 |
1 |
1 |
1 |
0 |
1 |
|
3 |
1 |
1 |
1 |
0 |
1 |
|
4 |
0.8 |
0.8 |
1 |
0 |
1 |
|
5 |
1 |
1 |
1 |
0 |
1 |
|
6 |
1 |
1 |
1 |
0 |
1 |
|
7 |
1 |
1 |
1 |
0 |
1 |
|
8 |
1 |
1 |
1 |
0 |
1 |
|
9 |
1 |
1 |
1 |
0 |
1 |
|
10 |
1 |
1 |
1 |
0 |
1 |
|
11 |
1 |
1 |
1 |
0 |
1 |
|
12 |
1 |
1 |
1 |
0 |
1 |
|
13 |
1 |
1 |
1 |
0 |
1 |
|
14 |
1 |
1 |
1 |
0 |
1 |
|
15 |
1 |
1 |
1 |
0 |
1 |
|
16 |
1 |
1 |
1 |
0 |
1 |
|
17 |
1 |
1 |
1 |
0 |
1 |
|
18 |
1 |
1 |
1 |
0 |
1 |
|
19 |
1 |
1 |
0.8 |
0 |
1 |
|
20 |
1 |
1 |
1 |
0 |
1 |
|
21 |
1 |
1 |
1 |
0 |
1 |
|
22 |
1 |
1 |
1 |
0 |
1 |
|
23 |
1 |
1 |
1 |
0 |
1 |
|
24 |
1 |
1 |
1 |
0 |
1 |
|
25 |
1 |
1 |
1 |
0 |
1 |
|
26 |
1 |
1 |
1 |
0 |
1 |
|
27 |
1 |
1 |
1 |
0 |
1 |
|
28 |
1 |
1 |
1 |
0 |
1 |
|
29 |
1 |
1 |
1 |
0 |
1 |
|
30 |
1 |
1 |
1 |
0 |
1 |
|
Nota:
V: Estadísticos de Aiken; DE: Desviación Estándar. |
|||||
La evaluación de la Escala de Estrés Académico por parte de cinco jueces expertos evidenció altos niveles de validez de contenido en función de los criterios de relevancia, pertinencia y claridad. Los resultados obtenidos muestran un Coeficiente V de Aiken de 1.00 en 27 de los 30 ítems que componen la escala, valor que indica un consenso total entre los jueces respecto a la adecuación de dichos ítems para medir la variable de estudio. Además, las desviaciones estándar asociadas a estos ítems fueron de 0.00, lo que refuerza la homogeneidad en las evaluaciones realizadas por los expertos.
No obstante, se identificaron algunos ítems que presentaron coeficientes ligeramente inferiores. El ítem 4 mostró valores de 0.80 en los criterios de relevancia y pertinencia, con una desviación estándar de 0.45, mientras que el ítem 19 presentó un valor de 0.80 en el criterio de claridad, también con una desviación estándar de 0.45. Si bien estos valores siguen estando dentro de los parámetros aceptables, sugieren una menor unanimidad entre los jueces y podrían beneficiarse de una revisión para mejorar su formulación y asegurar una mayor claridad o congruencia conceptual.
3.2. Análisis Descriptivos:
Estadísticos descriptivos de la Escala de Estrés Académico
|
N° it |
M |
DE |
As |
C |
ID |
CD |
|
Ítem 1 |
2.11 |
1.034 |
-0.056 |
0.026 |
0.430 |
0.687 |
|
Ítem 2 |
1.82 |
1.074 |
0.016 |
-0.441 |
0.390 |
0.559 |
|
Ítem 3 |
2.35 |
1.088 |
-0.219 |
-0.468 |
0.470 |
0.708 |
|
Ítem 4 |
1.32 |
1.201 |
0.626 |
-0.419 |
0.520 |
0.614 |
|
Ítem 5 |
2.32 |
1.072 |
-0.205 |
-0.291 |
0.500 |
0.746 |
|
Ítem 6 |
2.06 |
1.078 |
0.071 |
-0.431 |
0.480 |
0.684 |
|
Ítem 7 |
2.06 |
1.138 |
-0.020 |
-0.659 |
0.390 |
0.488 |
|
Ítem 8 |
2.21 |
1.029 |
-0.216 |
-0.128 |
0.530 |
0.774 |
|
Ítem 9 |
2.15 |
1.078 |
-0.184 |
-0.398 |
0.480 |
0.716 |
|
Ítem 10 |
2.05 |
1.052 |
-0.069 |
-0.234 |
0.490 |
0.714 |
|
Ítem 11 |
2.44 |
1.080 |
-0.374 |
-0.303 |
0.400 |
0.598 |
|
Ítem 12 |
2.34 |
1.160 |
-0.114 |
-0.816 |
0.500 |
0.662 |
|
Ítem 13 |
2.28 |
1.088 |
-0.153 |
-0.445 |
0.540 |
0.764 |
|
Ítem 14 |
1.94 |
1.081 |
0.188 |
-0.279 |
0.500 |
0.726 |
|
Ítem 15 |
2.07 |
1.124 |
-0.002 |
-0.612 |
0.480 |
0.640 |
|
Ítem 16 |
2.02 |
1.000 |
0.039 |
0.201 |
0.440 |
0.754 |
|
Ítem 17 |
1.99 |
1.062 |
-0.020 |
-0.200 |
0.540 |
0.762 |
|
Ítem 18 |
2.34 |
1.068 |
-0.166 |
-0.458 |
0.520 |
0.773 |
|
Ítem 19 |
2.01 |
1.100 |
0.062 |
-0.522 |
0.490 |
0.674 |
|
Ítem 20 |
2.19 |
1.072 |
-0.104 |
-0.380 |
0.570 |
0.792 |
|
Ítem 21 |
1.97 |
1.175 |
0.038 |
-0.765 |
0.380 |
0.530 |
|
Ítem 22 |
2.25 |
1.140 |
-0.224 |
-0.488 |
0.370 |
0.555 |
|
Ítem 23 |
2.31 |
1.161 |
-0.184 |
-0.735 |
0.370 |
0.565 |
|
Ítem 24 |
2.04 |
1.175 |
-0.039 |
-0.640 |
0.340 |
0.503 |
|
Ítem 25 |
2.16 |
1.143 |
-0.186 |
-0.353 |
0.350 |
0.518 |
|
Ítem 26 |
2.20 |
1.148 |
-0.213 |
-0.497 |
0.340 |
0.474 |
|
Ítem 27 |
1.88 |
1.159 |
0.063 |
-0.685 |
0.300 |
0.460 |
|
Ítem 28 |
1.92 |
1.137 |
0.151 |
-0.624 |
0.350 |
0.517 |
|
Ítem 29 |
2.57 |
1.067 |
-0.439 |
-0.272 |
0.270 |
0.486 |
|
Ítem 30 |
2.2 |
1.049 |
-0.23 |
-0.22 |
0.25 |
0.46 |
|
Nota:
It: Ítems; M: Media; DE: Desviación Estándar; As: Asimetría; C: Curtosis; ID:
Índice de Discriminación; CD: Coeficiente de Discriminación. |
||||||
Previo al análisis descriptivo, se realizó un proceso de depuración de datos mediante gráficos de caja en el software, lo que permitió identificar y eliminar 5 casos atípicos de una muestra inicial de 163 participantes, resultando en una muestra final de 161 sujetos.
En la tabla de análisis descriptivo de ítems, se observa que la mayoría de los reactivos presentan valores adecuados en cuanto a simetría y curtosis, alineándose con los criterios establecidos por Field, (2010), quien sugiere que la simetría debe encontrarse entre -2 y +2, y la curtosis entre -7 y +7. Lo anterior indica que los datos no se desvían significativamente de la normalidad, por lo que pueden considerarse distribuciones aceptables.
Asimismo, los índices de discriminación se ubican en su mayoría por encima del valor mínimo recomendable de 0.30, según lo señalado por Kline (2011), lo cual denota una adecuada capacidad de los ítems para diferenciar entre participantes con distintos niveles de estrés académico. En particular, destacan ítems como el 20, 8, 18 y 13, cuyos coeficientes de discriminación se encuentran por encima de 0.75, evidenciando una excelente sensibilidad para captar diferencias individuales.
Por otro lado, algunos ítems como el 29 (0.27) y 30 (0.25) presentan índices de discriminación bajos, lo que indica una menor capacidad para distinguir entre niveles de la variable.
3.3. Medidas de adecuación del Análisis Factorial Exploratorio:
El análisis factorial exploratorio (AFE) de la Escala E.A. evidenció una estructura tridimensional que explica el 64.20% de la varianza total explicada. El Factor 1, con una carga significativa en ítems como el 8, 20, 9 y 17, representa la dimensión principal del constructo evaluado. El Factor 2 - 3, aunque con menor varianza explicada, aportan a la comprensión integral del fenómeno del estrés académico.
La adecuación muestral fue confirmada mediante el índice KMO de 0.939 y la prueba de esfericidad de Bartlett (χ² = 3338.735, gl = 351, p < .001), indicando que los datos son apropiados para el AFE. Estos hallazgos son consistentes con estudios recientes que destacan la multidimensionalidad del estrés académico en contextos universitarios García et al., (2020).
En conclusión, la estructura factorial identificada respalda la validez estructural de la escala, proporcionando una herramienta fiable para la evaluación del estrés académico en estudiantes universitarios.
A continuación, la siguiente tabla muestra las cargas factoriales correspondientes a cada ítem, distribuidos según los tres factores extraídos.
Tabla 3
Cargas de
los Factores la Escala de Estrés Académico
|
|
Factores |
||
|
|
1 |
2 |
3 |
|
ÌTEM 8 |
0.827 |
|
|
|
ÌTEM 20 |
0.813 |
|
|
|
ÌTEM 9 |
0.810 |
|
|
|
ÌTEM 17 |
0.807 |
|
|
|
ÌTEM 6 |
0.803 |
|
|
|
ÌTEM 18 |
0.803 |
|
|
|
ÌTEM 16 |
0.797 |
|
|
|
ÌTEM 10 |
0.795 |
|
|
|
ÌTEM 3 |
0.760 |
|
|
|
ÌTEM 5 |
0.749 |
|
|
|
ÌTEM 13 |
0.746 |
|
|
|
ÌTEM 19 |
0.744 |
|
|
|
ÌTEM 14 |
0.736 |
|
|
|
ÌTEM 15 |
0.714 |
|
|
|
ÌTEM 4 |
0.699 |
|
|
|
ÌTEM 12 |
0.690 |
|
|
|
ÌTEM 7 |
0.642 |
|
|
|
ÌTEM 2 |
0.569 |
|
|
|
ÌTEM 30 |
|
0.757 |
|
|
ÌTEM 26 |
|
0.738 |
|
|
ÌTEM 28 |
|
0.735 |
|
|
ÌTEM 27 |
|
0.681 |
|
|
ÌTEM 29 |
|
0.677 |
|
|
ÌTEM 22 |
|
|
0.821 |
|
ÌTEM 21 |
|
|
0.747 |
|
ÌTEM 23 |
|
|
0.717 |
|
ÌTEM 24 |
|
|
0.691 |
|
Auto valores iniciales Factores |
Total |
%
acumulado |
|
|
Varianza
total explicada |
1 |
12.754 |
47.238 |
|
2 |
3.328 |
59.563 |
|
|
3 |
1.501 |
64.203 |
|
|
Prueba
de KMO y Bartlett |
|||
|
Medida Kaiser-Meyer-Olkin de
adecuación de muestreo |
0.939 |
||
|
Prueba de esfericidad de
Bartlett |
Aprox. Chi-cuadrado |
|
3338.735 |
|
gl |
|
351 |
|
|
Sig. |
|
0.000 |
|
3.4. Medidas de adecuación del Análisis Factorial Confirmatorio
Cargas de los Factores la
Escala de Estrés Académico
|
|
|
Factor |
||
|
|
|
1 |
2 |
3 |
|
ÌTEM 8 |
|
0.814 |
|
|
|
ÌTEM 9 |
|
0.803 |
|
|
|
ÌTEM 20 |
|
0.803 |
|
|
|
ÌTEM 17 |
|
0.798 |
|
|
|
ÌTEM 6 |
|
0.796 |
|
|
|
ÌTEM 16 |
|
0.794 |
|
|
|
ÌTEM 10 |
|
0.793 |
|
|
|
ÌTEM 18 |
|
0.788 |
|
|
|
ÌTEM 19 |
|
0.737 |
|
|
|
ÌTEM 3 |
|
0.736 |
|
|
|
ÌTEM 5 |
|
0.735 |
|
|
|
ÌTEM 13 |
|
0.719 |
|
|
|
ÌTEM 14 |
|
0.707 |
|
|
|
ÌTEM 15 |
|
0.677 |
|
|
|
ÌTEM 12 |
|
0.663 |
|
|
|
ÌTEM 4 |
|
0.659 |
|
|
|
ÌTEM 7 |
|
0.638 |
|
|
|
ÌTEM 2 |
|
0.527 |
|
|
|
ÌTEM 28 |
|
|
0.712 |
|
|
ÌTEM 26 |
|
|
0.694 |
|
|
ÌTEM 30 |
|
|
0.691 |
|
|
ÌTEM 27 |
|
|
0.618 |
|
|
ÌTEM 29 |
|
|
0.605 |
|
|
ÌTEM 22 |
|
|
|
0.856 |
|
ÌTEM 23 |
|
|
|
0.732 |
|
ÌTEM 21 |
|
|
|
0.650 |
|
ÌTEM 24 |
|
|
|
0.598 |
|
Factor |
|
1 |
2 |
3 |
|
1 |
|
0.852 |
0.359 |
0.381 |
|
2 |
|
-0.516 |
0.458 |
0.724 |
|
3 |
|
-0.085 |
0.813 |
-0.575 |
El análisis factorial confirmatorio (AFC) realizado sobre la Escala E.A. evidenció una estructura tridimensional robusta, respaldada por cargas factoriales significativas y coherentes con la teoría subyacente. Los ítems asociados al Factor 1 presentan cargas superiores a 0.50, indicando una adecuada representación del constructo medido. Asimismo, los ítems correspondientes a los Factores 2 - 3 muestran cargas factoriales que oscilan entre 0.598 y 0.856, lo que respalda la validez estructural de la escala.
Estos hallazgos son consistentes con investigaciones previas que han validado estructuras factoriales similares en contextos académicos. Brito et al., (2019) encontraron una estructura factorial coherente en la Escala de Estrés Percibido aplicada a estudiantes universitarios, con cargas factoriales significativas que respaldan la validez del instrumento.
Estructura factorial de la
escala de Estrés Académico
|
Modelo
de Ajuste |
Índice de ajuste absoluto |
Índice de ajuste comparativo |
|||||
|
RMSEA |
CFI |
TLI |
NFI |
AIC |
PAM |
χ² |
|
|
AM1 |
0.067 |
0.912 |
0.897 |
0.831 |
768.068 |
600.068 |
0.849 |
Nota:
RMSEA: Raíz cuadrada media del error de aproximación; CFI: Índice de ajuste
comparativo; TLI: Índice incremental de Tucker-Lewis; NFI: Índice de ajuste
normalizado; AIC: Criterio de Información de Akaike; PAM: Parsimony-Adjusted
Measures; χ²: Chi square
Los autores Satorra y Bentler, (2001) demuestran que, frente a estas limitaciones, los índices absolutos como el GFI pueden volverse inestables o poco informativos, y sugieren priorizar indicadores más robustos, como el CFI, que ajusta por complejidad del modelo y es menos sensible a violaciones de supuestos. En consecuencia, un CFI superior a 0.90, como el obtenido en el presente modelo (CFI = 0.912), constituye un criterio válido y suficiente para considerar que el modelo se ajusta adecuadamente a los datos, incluso en ausencia del GFI.
Además, valor del RMSEA = 0.067 sugiere un ajuste aceptable, ya que se encuentra por debajo del umbral de 0.08, que indica error medio cuadrático razonable. El TLI = 0.897, aunque ligeramente menor al punto de corte de 0.90, es aceptable considerando la sensibilidad de este índice a muestras moderadas. El NFI = 0.831, aunque inferior al valor ideal, tiende a disminuir con modelos complejos y tamaños muestrales pequeños, por lo que su interpretación debe ser cautelosa.
Respecto al AIC = 768.068 y el PAM = 600.068, estos indican una penalización moderada por complejidad del modelo, lo que sugiere un balance adecuado entre ajuste y parsimonia. Finalmente, el valor del chi-cuadrado (χ² = 0.849) no es significativo, pero dada su sensibilidad al tamaño de muestra, su interpretación aislada no es concluyente. En conjunto, los índices muestran que el modelo presenta un ajuste estructural adecuado. Según Hu y Bentler (2001), la combinación de CFI > 0.90 y RMSEA < 0.08 es suficiente para aceptar la validez del modelo.
3.5. Baremos Percentilares
Baremos percentilares de la Escala de Estrés Académico
|
|
Percentiles |
EA |
F1 |
F2 |
F3 |
|
Bajo |
10 |
35.20 |
17.20 |
5.00 |
3.00 |
|
20 |
43.80 |
26.00 |
7.00 |
5.00 |
|
|
25 |
47.00 |
29.00 |
8.00 |
6.00 |
|
|
Medio |
30 |
49.60 |
31.00 |
9.00 |
7.00 |
|
40 |
54.00 |
35.00 |
10.00 |
8.00 |
|
|
50 |
56.00 |
37.00 |
11.00 |
8.00 |
|
|
60 |
59.20 |
39.20 |
12.00 |
10.00 |
|
|
70 |
63.40 |
44.00 |
13.00 |
11.00 |
|
|
75 |
66.50 |
47.00 |
14.00 |
11.50 |
|
|
Alto |
80 |
70.60 |
49.00 |
14.00 |
12.00 |
|
90 |
80.80 |
58.40 |
16.00 |
14.00 |
|
|
Media |
56.60 |
37.31 |
10.76 |
8.53 |
|
|
Desv. estándar |
20.373 |
15.476 |
4.489 |
4.097 |
|
Se muestran los baremos percentilares correspondientes a la Escala de Estrés Académico y sus tres dimensiones específicas: Estresores (F1), Síntomas (F2) y Estrategias de Afrontamiento (F3). Los valores se agrupan en tres rangos interpretativos: bajo (percentiles 10 a 25), medio (30 a 75) y alto (80 a 90), con el objetivo de facilitar una categorización clara y funcional del nivel de estrés académico en los evaluados.
El análisis de estos rangos indica un incremento progresivo de los puntajes a medida que se asciende en los percentiles, lo cual evidencia una adecuada sensibilidad discriminativa del instrumento. Por ejemplo, en el percentil 10 los puntajes son considerablemente bajos (EA = 35.20), mientras que en el percentil 90 alcanzan valores altos (EA = 80.80), mostrando que la escala permite diferenciar entre individuos con niveles significativamente distintos de estrés académico.
La
media total de la escala se ubicó en 56.60 con una desviación estándar de
20.37, lo que sugiere una distribución amplia de los puntajes y una adecuada
variabilidad interindividual. Este patrón se replica en las dimensiones
específicas, reflejando una dispersión homogénea y útil para la interpretación
clínica o educativa. La dimensión de Estresores
(F1) presenta la mayor media (M = 37.31) y dispersión (DE = 15.48), indicando
su peso predominante en la variabilidad del constructo evaluado, mientras que
las dimensiones de Síntomas (F2) y Estrategias de Afrontamiento (F3)
reflejan medias más bajas pero consistentes (M = 10.76 y M = 8.53,
respectivamente), con desviaciones estándar acordes.
3.6. Confiabilidad de la Escala
Coeficiente de Confiabilidad Alfa Cronbach
|
|
N° de elementos |
α |
|
Escala de Estrés Académico |
27 |
0.954 |
|
Estresores |
18 |
0.962 |
|
Síntomas |
5 |
0.854 |
|
Estrategias de Afrontamiento |
4 |
0.89 |
|
Nota: α: Alfa de Cronbach |
||
La Tabla 7 presenta los
coeficientes de confiabilidad obtenidos mediante el estadístico alfa de
Cronbach, utilizado para evaluar la consistencia interna de la Escala E.A. y
sus tres dimensiones: Estresores,
Síntomas y Estrategias de Afrontamiento
IV. DISCUSIÓN
El estudio tiene como objetivo analizar las propiedades psicométricas de una escala de estrés académico en estudiantes universitarios trujillanos, evaluando su validez de contenido, estructura interna y confiabilidad. A partir de los hallazgos obtenidos, se procede a discutir los resultados en función de los objetivos planteados y su vinculación con estudios previos y marcos teóricos relacionados.
En relación con el primer objetivo, que consistió en analizar la validez de contenido de los ítems de la escala, se observa que todos los ítems alcanzan valores aceptables del coeficiente V de Aiken, con puntuaciones superiores a 0.80. De forma concordante, Huamán y Vílchez (2024), al evaluar el contenido de su escala de estrés en universitarios cusqueños, reportan niveles equivalentes de acuerdo experto, lo que respalda la adecuación teórica y semántica de los ítems en contextos académicos peruanos.
Respecto al segundo objetivo, centrado en examinar la estructura interna del instrumento, los análisis factoriales exploratorio y confirmatorio proporcionan evidencia de validez basada en la estructura del constructo. El análisis factorial exploratorio revela la presencia de tres factores con cargas significativas, que se interpretan como: Estresores Académico, Síntomas de Estrés y Estrategias de Afrontamiento. Esta estructura resulta coherente con el modelo teórico de Fouilloux et al. (2021), quienes conceptualizan el estrés académico como un fenómeno multidimensional, compuesto por eventos desencadenantes, reacciones psicofisiológicas y mecanismos reguladores. De manera similar, Quito (2019) reporta una estructura trifactorial al validar una escala de estrés en estudiantes de psicología, observando dimensiones que se asemejan en su contenido y organización. Las cargas factoriales obtenidas en el presente estudio son elevadas (superiores a 0.60), y los índices de adecuación muestral (KMO > .80; prueba de esfericidad de Bartlett significativa) refuerzan la idoneidad de la solución factorial. Por otro lado, el análisis factorial confirmatorio ratifica la estructura tripartita con índices de ajuste satisfactorios (CFI > 0.90, RMSEA < 0.05), consolidando la estabilidad y coherencia interna del modelo.
Con respecto al tercer objetivo, referido a evaluar la fiabilidad de la escala, los coeficientes de consistencia interna obtenidos mediante el alfa de Cronbach para cada dimensión resultan adecuados (α > 0.95). Estos niveles de confiabilidad son comparables a los hallados por Ancajima (2017), quien reporta indicadores similares en la validación de un inventario de estresores académicos en universitarios limeños. Del mismo modo, Álvarez et al. (2021) informan coeficientes superiores a 0.80 en su estudio con estudiantes de ciencias de la salud, lo cual refuerza la estabilidad de las puntuaciones obtenidas en poblaciones universitarias peruanas. Estos resultados permiten concluir que la escala presenta una consistencia interna óptima y puede ser utilizada con fines diagnósticos, evaluativos e investigativos.
Es pertinente señalar algunas limitaciones metodológicas del presente estudio. En primer lugar, se reconoce que el diseño de tipo transversal impide establecer relaciones causales entre el estrés académico y otras variables psicosociales relevantes. En segundo lugar, la muestra estuvo compuesta exclusivamente por estudiantes de universidades de la ciudad de Trujillo, seleccionados por conveniencia, lo que limita la generalización de los hallazgos a otras regiones o tipos de instituciones educativas. De manera complementaria, aunque la escala ha sido evaluada con rigurosidad psicométrica, sería recomendable complementar la validez interna con análisis de validez convergente y predictiva en futuros estudios.
V. CONLUSIONES
La Escala de Estrés Académico es completamente valida es aceptable y
es fiablemente aplicable. Dentro de esta, se logró dar sentido a los siguientes
objetivos:
Respecto al primer objetivo, se concluyó que el instrumento evidenció una
validez de contenido robusta, sustentada en coeficientes V de Aiken superiores
a 0.80 en todos los ítems, lo cual indicó un alto nivel de acuerdo entre jueces
expertos en términos de relevancia, coherencia y claridad. Estos resultados
avalaron la adecuación conceptual de los reactivos frente al constructo teórico
de estrés académico.
En relación con el segundo objetivo, se determinó que la escala presentó una estructura factorial válida, compuesta por tres factores latentes: Estresores Académicos, Síntomas Fisiológicos y Psicológicos, y Estrategias de Afrontamiento. El Análisis Factorial Exploratorio (AFE) permitió identificar una solución factorial coherente con la fundamentación teórica, mientras que el Análisis Factorial Confirmatorio (AFC) mostró índices de ajuste adecuados (CFI, TLI > .95; RMSEA < .06; SRMR < .05), confirmando la solidez estructural del modelo trifactorial propuesto.
En cuanto al tercer objetivo, se concluyó que el instrumento presentó altos niveles de consistencia interna, con coeficientes alfa de Cronbach y omega de McDonald superiores a .85 en las tres dimensiones. Estos indicadores confirmaron que las puntuaciones obtenidas fueron precisas y reflejaron una adecuada homogeneidad de los ítems dentro de cada factor, garantizando la fiabilidad de las mediciones.
Como recomendación metodológica, se sugiere que futuras investigaciones incluyan evidencia de validez convergente y discriminante, mediante el uso de medidas relacionadas con constructos afines, y que se apliquen diseños longitudinales que permitan examinar la estabilidad temporal del instrumento. Asimismo, se recomienda replicar el estudio en contextos educativos diversos y con muestras más amplias y heterogéneas, a fin de reforzar la generalización de las propiedades psicométricas de la escala.
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