Para aprender a moverse en un mundo de dudas y cambios constantes es imprescindible identificar las oportunidades que se presentan y aprovechar, de manera responsable, el margen de decisión que ofrece la realidad (Sánchez García & Suárez Ortega, 2018). El periodo de elección cada vez está más limitado en el tiempo en una época caracterizada por la “tiranía de la urgencia”, como señala Laïdi (2000), que sitúa al individuo ante un estilo de vida que obstaculiza la capacidad para reflexionar y plantear soluciones a largo plazo. Como consecuencia, a las nuevas generaciones les resulta arduo y complejo lidiar con esta incertidumbre, especialmente en su transición a la vida activa, ante el miedo a fracasar y no logar los objetivos previstos tras años de formación.

Frente a este nuevo escenario donde es difícil encontrar soluciones a problemas más allá de la urgencia, se pone en cuestión el papel que deben desempeñar las instituciones de educación superior ante el reto que afrontan sus estudiantes al iniciar su carrera profesional en un mercado laboral digitalizado, discontinuo y global. La preocupación sobre este tema se traduce en numerosas publicaciones científicas internacionales que abordan la realidad del universitario - generalmente egresados - frente a su proceso de inserción socio-laboral (Cole & Tibby, 2013; Fischer, 2013; Holmes, 2013; James, Warhurst, Tholen & Commander, 2013; Koen, Klehe & Van Vianen, 2012; McCracken, Currie & Harrison, 2015; Pineda, Ciraso & Armijos, 2018; Ruiz-Corbella, Bautista-Cerro & García-Blanco 2019; Savickas & Porfeli, 2012; Wilton, 2012).

La inserción al mundo productivo no está exenta de debates, y por el contrario, existen diferentes enfoques y tendencias a la hora de esclarecer cuáles son los principales factores que determinan el éxito en dicho proceso. A partir de las investigaciones citadas y de otras fuentes de la literatura especializada (Ayala & Manzano, 2020; Brooman & Stirk, 2020; Byrne, 2020; Dapia & Fernández, 2016; Jackson & Edgar, 2019; Pérez-García, 2018), se aprecia un consenso al diferenciar entre tres grandes bloques de factores que influyen en cómo el universitario experimenta su camino hacia la inserción socio-laboral: 1) características personales de los titulados, 2) entorno en el que se plantea la inserción (condiciones del mercado de trabajo, comunidad o localidad en la que reside, etc.) y 3) otros factores relacionados con el sistema universitario y rasgos de la oferta formativa cursada. En la educación superior, todos estos factores (intrínsecos y extrínsecos) se pueden integrar en un triángulo (Isus, 2008) en el cual, la formación, orientación y la empleabilidad se entrelazan y configuran un ecosistema complejo, con numerosas aristas y con multitud de aspectos que van a guiar y delimitar el proceso de inserción socio-laboral de los estudiantes (figura 1).

Figura 1
Influencia de los factores para la inserción sociolaboral en el triángulo de la orientación

Ante tal complejidad, las universidades focalizan sus esfuerzos en conocer los resultados de inserción a partir de criterios de eficacia a corto plazo, sin tener presente ni las dificultades asociadas a estos factores ni el impacto que puede tener un proceso de intervención dinamizado por el triángulo básico orientación-formación-empleabilidad (figura 1). De esta forma, en los estudios de inserción se puede evidenciar como, el egresado universitario no obtiene unos resultados satisfactorios de inserción tras su paso por la universidad, no al menos, en la misma proporción que los años dedicados a su formación, como destacan Botella y Pérez (2019). Frente a estos datos, queda patente no solo la escasa satisfacción del egresado universitario ante su falta de preparación para afrontar el proceso de transición a la vida activa sino también hacia esa incertidumbre en el que se encuentran una vez finalizada su formación inicial en la universidad.

Además de estos tres grandes factores influyentes en el proceso de inserción socio-laboral (formación, orientación y empleabilidad), se ha de considerar la satisfacción del propio estudiante como un factor clave a tener en cuenta a lo largo de todo el proceso ya que, de forma transversal, incide en el resto de los factores presentados (Clarke, 2018; Herron et al., 2019; Marasi et al., 2020). Al evaluar la satisfacción del alumnado se establece un importante indicador para identificar las variables que se pueden modificar en el proceso de orientación profesional ofertado desde la universidad, así como determinar con qué actitud se enfrenta el estudiante a dicho proceso (Donald et al., 2019).

Actualmente existen diversos estudios de satisfacción de los egresados con el acceso al empleo una vez finalizado su paso por la universidad, generalmente entre uno y tres años después de egresar (Martínez-Nicolás et al., 2018; Michavila et al., 2016; Pérez García, 2018), pero no son tantos los ejemplos que aparecen en la producción científica sobre la satisfacción de los universitarios y futuros egresados ante el proceso de inserción socio-laboral. Otros proyectos de investigación intentan esclarecer la satisfacción de los distintos colectivos implicados para mejorar la empleabilidad en las instituciones de educación superior, pero sin abarcar la satisfacción sobre las perspectivas laborales, la orientación profesional o el proceso de transición a la vida activa (Byrne, 2020; Pineda-Herrero et al., 2018; Römgens et al., 2019).

De acuerdo con la adaptación del triángulo la orientación (Isus, 2008) y la revisión de la literatura, que incluye los tres grandes factores que pueden influir en el camino hacia la inserción socio-laboral (ver figura 1), se aprecian ciertas limitaciones a la hora de abordar la satisfacción del universitario al enfrentar dicho proceso. Si bien se han realizado numerosas investigaciones, muchas de ellas se circunscriben a evaluar esta variable cuando los estudiantes han egresado (Behle 2020; Succi & Canovi, 2019) o bien, analizan su satisfacción sobre factores alejados de la inserción socio-laboral, centrándose más en las metodologías y prácticas docentes (Bolliger & Inan, 2014; Harrison et al., 2020) o limitándose a conocer la satisfacción relacionada con las competencias desarrolladas y la formación recibida (Ramírez, 2015; Riu et al., 2020). En esta misma línea, Wilcox y Nordstokke (2019) evaluan la satisfacción de los estudiantes de primer curso sobre su periodo de adaptación, en una estrategia de marketing para, después, dar a conocer los altos índices de satisfacción de promociones anteriores y atraer así a un mayor número de nuevos estudiantes.

Una adecuada satisfacción con los estudios cursados puede influir de forma positiva en el éxito en el proceso de inserción (Pérez García, 2018) pero, ¿influye también la satisfacción con la orientación y la empleabilidad en la forma en la que el universitario experimenta dicho proceso? Mientras que la relación entre empleo y satisfacción parecen claras, ya que las características y competencias personales vinculadas a la empleabilidad hacen que las personas tengan más posibilidades de cumplir con sus expectativas y de estar satisfechas con la profesión que han elegido (Felicetti, 2017), no se ha analizado en profundidad cómo influye la satisfacción con la orientación y el desarrollo de la empleabilidad durante la formación universitaria sobre la percepción que tiene el estudiante para afrontar el proceso de inserción a la vida activa.

Considerándose interesante abordar esta temática, se realiza un estudio confirmatorio que analiza la satisfacción del universitario de cara a su proceso de inserción socio-laboral, poniendo la mirada en la percepción de estudiantes de dos universidades diferentes situadas en Italia y EE.UU. Se pretende alcanzar una doble visión internacional y hacerlo, antes de finalizar los estudios universitarios a través de los siguientes objetivos:

1) Realizar un estudio descriptivo de una escala de satisfacción del universitario construida a partir de los tres vértices del triángulo formación-orientación-empleabilidad;

2) Obtener evidencias de validez de constructo y fiabilidad de dicha escala;

3) Conocer y contrastar la satisfacción de los estudiantes en estas tres dimensiones en función de la universidad de origen.

Método

Muestra

En este estudio participan 497 estudiantes de último curso de Grado de distintas ramas del conocimiento y distribuidos en dos universidades, una en Italia (Università degli studi di Padova, UPD) y otra, en Estados Unidos (University of New Haven, UNH). Dicha participación responde a un muestreo probabilístico basado en el principio de equiprobabilidad, en concreto, a un muestreo aleatorio por conglomerados en el que cada universidad analizada representa una unidad muestral por área geográfica. Los parámetros utilizados para el cálculo de esta muestra denotan la adecuación y representatividad de la misma, con un nivel de confianza del 97% que determina k=2.24, un margen de error de ±5 y considerando que el 50% de la población deseará participar (p=q=0.5). Según estos parámetros, se obtiene una muestra total de 497 estudiantes, de los cuales 215 pertenecen a UNH y 282 a UPD (43.3% y 56.7%, respectivamente).

La media de edad de los participantes se sitúa en 21.34 (DT=3.047) y el 65.4% son mujeres. El 72% de estos participantes pertenecen a estudios de Grado de la rama de Ciencias Sociales, frente a otros ámbitos que también aparecen representados, pero en una proporción menor, como es el caso de Ciencias de la Salud (3%), de Ciencias Empíricas (14.7%) o Ingenierías (10.3%). Además, se considera relevante conocer las características generales que le son propias a cada universidad (tabla 1) para contextualizar mejor estas diferencias y, posteriormente, la interpretación de resultados y discusión.

Instrumento de recogida de información

Para la realización de este trabajo, se utiliza el Cuestionario de Orientación e Inserción Laboral (COIL) que forma parte de una investigación más amplia en la que se inserta este trabajo y en la que se pretende abordar, desde una perspectiva internacional, el proceso de inserción socio-laboral de los universitarios. Dicho cuestionario incluye un conjunto de preguntas cerradas sobre las principales características sociodemográficas y formativas del universitario, dos escalas de medida y otras preguntas dicotómicas para conocer sus intereses y estrategias de inserción laboral. Para el presente trabajo de investigación, se analizan los resultados de fiabilidad y validez de la Escala de satisfacción con el triángulo formación-orientación-empleabilidad (tabla 2), en la que el alumnado de último curso de Grado debe valorar cada ítem en una escala tipo Likert de 1 a 5, donde el 5 representa el mayor índice de satisfacción posible.

Diseño metodológico y procedimiento

El proceso de investigación seguido se resume en las siguientes fases:

1) Revisión de la literatura en profundidad: se consultan los principales informes sobre la situación actual de desempleo juvenil y las dificultades en el proceso de inserción socio-laboral de los jóvenes con formación superior. Detección de necesidades en el contexto internacional vinculadas a la orientación y la empleabilidad, lo que conduce a la concreción de los objetivos específicos del estudio, situando la satisfacción del universitario como indicador de calidad.

2) Diseño del método de la investigación: Selección de un enfoque metodológico cuantitativo a partir del cual, se plantea un diseño de investigación no experimental, transeccional y descriptivo mediante una metodología tipo encuesta.

3) Diseño y validación cualitativa del cuestionario COIL a través del método nominal de agregados individuales y la técnica de juicio de expertos formada por profesionales universitarios con experiencia académico-investigadora demostrada en el área de estudio (12 en total). Tras este proceso, se incorporan las aportaciones de los jueces sobre el cuestionario y se aplica una prueba piloto a 35 universitarios con características similares al objeto de estudio tras el cual, se mejoran aspectos de redacción, comprensión y pertinencia de los ítems. Los resultados de esta validación se pueden encontrar en investigaciones anteriores (Martínez-Clares y González-Lorente, 2018, 2019).

4) Estándares éticos y buenas prácticas: Cumplimentación del formulario de autoevaluación sobre los protocolos de ética en la investigación y presentación de la declaración responsable en la universidad de origen de los investigadores para aprobar la administración del cuestionario y posterior tratamiento de los datos.

5) Recogida de información durante el curso académico, en horario lectivo y con la presencia en el aula del investigador para dar las instrucciones adecuadas a los universitarios, recordando siempre el carácter voluntario, anónimo y confidencial de la investigación de acuerdo con los estándares éticos aprobados.

6) Preparación de la base de datos: En primer lugar, con la ayuda del software estadístico SPSS v24, se crean todos los campos y variables que aparecen en el cuestionario COIL. Además, se rellenan las principales características de las variables, como el tipo, la etiqueta, los valores y el tipo de medida (escala, ordinal o nominal) de cada una de las variables para, finalmente, introducir los datos recabados entre los estudiantes participantes.

7) Análisis y tratamiento de los datos: Se aplica la prueba de Kolmogorov-Smirnov (K-S) tras cuyo análisis, se obtiene un valor de significatividad inferior a .05 y se considera la no normalidad en la distribución de la muestra. A partir de dicho cálculo, se decide recurrir a la prueba no paramétrica de U de Mann-Whitney para dos muestras independientes al comparar los datos por universidad. A continuación, se utiliza la prueba de adecuación de Kaiser-Meyer-Olkin (KMO) y de esfericidad de Bartlett para comprobar si la estructura de los datos permite realizar un análisis factorial (López-Aguado et al., 2019). En el primer caso, la medida KMO de adecuación de muestreo es de .898, lo que demuestra una matriz de datos apropiada para la factorización al ser superior a .80; un dato que se confirma, además, con la significatividad asociada al test de Bartlett que, con un valor de p=.000 permite rechazar la hipótesis nula de incorrelación de variables, necesario para realizar el análisis factorial confirmatorio (AFC). En base a estos datos, se decide realizar un AFC frente a un AFE (análisis factorial exploratorio) por la propia naturaleza del estudio, donde se han determinado, a priori, el número de factores que incluye la escala de satisfacción y las relaciones que se establecen entre ellos. De esta forma, calcular directamente el AFC nos permite confirmar la propuesta teórica y su ajuste a los datos de investigación recabados, como ya se ha realizado en otros estudios (Marsh et al., 2014).

8) Interpretación de los resultados: a partir de los datos obtenidos y los análisis pertinentes que permiten dar respuesta a los objetivos propuestos, se redacta el informe de investigación que configura este trabajo, donde se incluyen la discusión con otros estudios, así como las conclusiones y limitaciones del mismo.

Resultados

Estudio descriptivo

Para analizar los diferentes ítems que integran la escala de satisfacción se realiza un estudio descriptivo a través del cálculo de la media y la desviación típica (DT), además de incluir los estadísticos de Asimetría y Curtosis para analizar la distribución de la muestra (tabla 3). Los datos obtenidos en dicho análisis denotan unas valoraciones medio-bajas, con valores que oscilan entre el 2 y el 3 de la escala Likert propuesta.

Entre todas estas valoraciones, destaca la mayor satisfacción con La formación de Grado para mi desarrollo personal (S7), seguida del desarrollo de competencias participativas y personales (S4), donde se obtienen unas puntuaciones medias próximas al valor 4 (= 3.809 y = 3.793, respectivamente). Por el contrario, la satisfacción del estudiantado participante es menor en el caso de orientación profesional ofertada y/o recibida para comenzar a gestionar tu carrera profesional (S14) y en las prácticas profesinales ofertadas y/o realizadas en el extranjero (S17), cuyos valores medios se sitúan por debajo de 2.5.

Respecto a la distribución de la muestra, necesaria para realizar el posterior AFC, muestra en la tabla 3 una asimetría generalizada, con valores comprendidos entre .015 y .669, en valores absolutos. La mayoría de estos ítems presentan una asimetría a la izquierda, salvo en el caso de S11, S12, S13, S14, S16 y S17 que, con un valor positivo, denota asimetría a la derecha. Por otro lado, con la ayuda del coeficiente de Curtosis se observa una mayor concentración de datos alrededor de la media en los ítems S1 (.187), S4 (.328) y en S7 (.309), mientras que, en el resto, dicha concentración es menor con un coeficiente negativo en esta medida de distribución.

Evidencias de validez

A partir de este análisis se obtienen evidencias sobre la estructura interna de la escala, lo que permite conocer con mayor precisión si los datos obtenidos en el estudio se ajustan al modelo factorial planteado previamente en la tabla 2. Este modelo se divide en tres dimensiones de satisfacción en relación con: 1) la formación recibida durante el grado, 2) la orientación ofertada por la universidad y 3) la preparación para la empleabilidad del universitario de cara a su proceso de inserción socio-laboral. Cada una de estas dimensiones o variables latentes en la metodología SEM, aparecen representadas en la figura 2 a través de una elipse. Entre ellas se establecen unas flechas bidireccionales que determinan la covarianza que se genera entre las mismas. Por el contrario, las flechas unidireccionales marcan los coeficientes de saturación que se crean en la influencia que ejercen las tres variables latentes sobre cada uno de los ítems que conforman la escala global, conocidos como variables observables y representados con un rectángulo que, a su vez, siempre llevan asociados un error de predicción.

Figura 2
Análisis Factorial Confirmatorio del modelo de la escala de satisfacción del universitario con el triángulo orientaciónformaciónempleabilidad

Para profundizar en el análisis de estas relaciones, se incluyen los parámetros de regresión (P.R. y P.R.E.), el error estándar (S.E.), la proporción crítica (C.R.) y un valor . asociado a cada parámetro (tabla 4). Entre estos resultados, se aprecian unos pesos de regresión estadísticamente significativos en todos los casos (.<.05) con unos valores que, cuando se estandarizan, superan el valor .5 establecido como aceptable. En este sentido, cabe mencionar tres excepciones tanto en el ítem S7 (Influencia de la formación universitaria para el desarrollo personal; P.E.R.=.352) dentro de la variable Formación, como en el S4 (P.E.R.=.437) y S5 (P.E.R.=.448), relacionados con la satisfacción en el desarrollo de competencias e incluidos en la variable de Empleabilidad. Por su parte, destacan los elevados coeficientes de saturación que se establecen entre la variable Satisfacción con la orientación y sus ítems asociados, especialmente con la orientación profesional recibida durante la formación de Grado (S9) y aquella ofertada y/o recibida para conocer las salidas profesionales de la carrera universitaria (S10).

Entre las tres variables o dimensiones latentes (tabla 5), los coeficientes de las relaciones de covarianza denotan unos pesos de saturación elevados, .884 (orientación - empleabilidad), .850 (formación - empleabilidad) y .691 (formación - orientación). Los valores asociados a la proporción crítica (C.R.) son elevados en todos los casos, por lo que se confirma que todos los parámetros estimados son estadísticamente significativos al nivel de .005, con sólo un 5% de probabilidad de error. Entre las tres variables o dimensiones latentes (tabla 5), los coeficientes de las relaciones de covarianza denotan unos pesos de saturación elevados, .884 (orientación - empleabilidad), .850 (formación - empleabilidad) y .691 (formación - orientación). Los valores asociados a la proporción crítica (C.R.) son elevados en todos los casos, por lo que se confirma que todos los parámetros estimados son estadísticamente significativos al nivel de .005, con sólo un 5% de probabilidad de error.

Por último, se recurre al método de Máxima Verosimilitud (MV) como estrategia de estimación del modelo de medida para determinar así, la adecuación y exactitud de los datos recabados durante la investigación. Se opta por este método de estimación porque bajo supuestos generales y con una muestra amplia, según Mora (2018), MV es más consistente y eficiente. Como resultado, en la tabla 6 se presentan los índices de bondad de ajuste más utilizados a la hora de evaluar el ajuste del modelo (Kline, 2016) y los valores obtenidos en este trabajo.

Si bien para el estadístico Chi-cuadrado se recomienda un nivel de significatividad superior a .05, la amplitud de la muestra en este estudio puede afectar al valor obtenido, dada la sensibilidad de dicho estadístico a su tratamiento con muestras elevadas. Por esta razón, es frecuente utilizar diferentes indicadores de forma simultánea para valorar la adecuación del modelo. Para el resto de los índices de bondad de ajuste calculados, con la excepción de RMSEA, se recomienda un valor próximo a 1, generalmente a partir de .90 (Hair et al., 2005), por lo que los valores en este caso sí demuestran un ajuste aceptable del modelo de satisfacción. En el caso de RMSEA, este valor debe situarse por debajo de .05 para que exista un buen ajuste (Kline, 2016). El resultado obtenido en este índice es de .049, por lo que se puede confirmar finalmente, la condición de aproximación entre los diagramas estructurales, así como aceptar y validar el modelo propuesto a partir del buen ajuste obtenido entre la escala y los datos empíricos.

Estudio de la fiabilidad de la escala

Tras validar la estructura interna de la escala de satisfacción, se pretende comprobar su fiabilidad a partir del estadístico Alfa de Cronbach (α) con el objetivo de obtener evidencias sobre su consistencia interna que distribuye los 17 ítems que conforman la escala en tres grandes dimensiones. Este estadístico se aplica tanto para analizar la fiabilidad de la escala en su conjunto como para cada uno de los tres constructos planteados, tal y como se recoge en la tabla 7.

Los niveles de fiabilidad demuestran una correlación aceptable entre los ítems de cada constructo, con la excepción de la dimensión empleabilidad que se considera adecuada, frente a la muy buena correlación que se establece en el caso de la escala global, que con un alfa de Cronbach α =.894 se encuentra muy próximo a 0.9 e indicaría un valor excelente según la clasificación de Hernández et al. (2014). Según estos mismos autores, la confiabilidad puede variar en función del número de ítems que incluye la escala de medición, ya que cuantos más ítems haya, mayor será ésta. Dicha razón puede afectar al estadístico obtenido en los casos de las dimensiones de formación y empleabilidad, en cuyos casos están compuestas únicamente por cinco ítems cada una. No obstante, para completar este análisis y valorar la posibilidad de mejorar la fiabilidad de la escala, se comprueba que la eliminación de algún ítem de estas dos dimensiones no produce un incremento significativo en los resultados de fiabilidad ni en la escala global ni en el resto de dimensiones.

Satisfacción del estudiante en función de la universidad

Una vez validada la escala a partir del modelo de medición propuesto, se analiza el nivel de satisfacción en cada una de las dimensiones o factores que la componen, así como los resultados que se obtienen en función de la universidad de los participantes. Tal y como se recoge en la figura 3, la muestra global de participantes manifiesta un nivel medio de satisfacción con las tres dimensiones propuestas, sin alcanzar en ningún caso el valor 4, interpretado en la escala Likert como una buena satisfacción. Además, destaca la escasa media alcanzada en este sentido dentro de la dimensión relacionada con la orientación ofertada y/o recibida en la universidad, que con un valor de 2.79 (σ =.780), es la dimensión en la que alumnado manifiesta una menor satisfacción.

Figura 3
Análisis descriptivo de los factores de la escala de satisfacción por universidades (media y desviación típica)

En el caso de los estudiantes de UNH, manifiestan una mayor satisfacción con las tres dimensiones del triángulo formación-orientación-empleabilidad que el alumnado de UPD. Mientras que, en la universidad norteamericana analizada, los estudiantes muestran una satisfacción de media superior al valor 3 de la escala Lickert (hasta 5, como valor máximo), entre los estudiantes de la universidad italiana no se alcanza dicho valor, con la excepción de la dimensión relacionada con la formación. Para profundizar en el análisis de estas diferencias se recurre a la estadística inferencial con la aplicación de la prueba no paramétrica de U de Mann-Whitney. Entre sus resultados se obtiene un valor de p= .000 en las tres dimensiones analizadas, confirmándose las diferencias estadísticamente significativas que existen entre dichas dimensiones en función de la universidad como variable de agrupación.

Discusión y conclusiones

El proceso de inserción socio-laboral ha acaparado tantos informes internacionales como portadas en medios de comunicación ante la creciente preocupación de una sociedad del conocimiento, tecnológica y avanzada, que se encuentra con arduas dificultades para dar acceso a un empleo de calidad a la que llaman la generación mejor preparada de la historia (Bialik & Fry, 2019; International Labour Office, 2020). Ante esta realidad, las miradas se dirigen intencionadamente hacia el papel que asumen las universidades en la preparación que reciben los jóvenes para afrontar este proceso y promover y fortalecer su empleabilidad activa a lo largo de su proyecto profesional y de vida.

En esta línea, el debate está asegurado y encontramos expertos partidarios de defender las instituciones de educación superior como activos que profesionalizan a la sociedad y que, por tanto, deben estar más cerca del mercado productivo (Eurydice, 2014; McCowan, 2015), frente a otros enfoques que van más allá de la transmisión técnica del saber y defienden la libertad de cátedra de cada universidad, centrándose en la dimensión más social para conferir a la Universidad el deber de contribuir al desarrollo sostenible y a la mejora de la sociedad en general, incluida la situación del mercado laboral (Ortega y Gasset, 1930; United Nations Educational, Scientific and Cultural Organization, 2009). En todos estos casos, son los propios expertos y académicos quienes aportan sus valoraciones del papel que debe desempeñar una institución de este calibre para con la sociedad. Es necesario romper con esta tendencia y dar voz a los protagonistas de este proceso, los estudiantes, para que sean ellos mismo quienes aporten su visión y valoren la formación integral que reciben durante su paso por la universidad.

Por ello, se propone el diseño de una escala de medida válida y fiable que permita conocer la satisfacción del alumnado con la formación universitaria, las opciones de orientación profesional ofertadas y la preparación recibida para mantener activa su empleabilidad. Realizar estudios de este tipo garantiza que la información recabada y su posterior interpretación se ajuste a la realidad que se pretende medir, como ya se ha hecho en otros trabajos de validación de escalas a través de la metodología de ecuaciones estructurales (Collie et al., 2016; Esnaola et al., 2017; Lambie et al., 2018; Slaten et al., 2019).

Estos niveles presentes entre los estudiantes de ambas universidades coinciden con otros informes realizados en el contexto internacional (Michavila et al., 2016; Pérez-García, 2018), en los que se incide en la escasa satisfacción del alumnado de educación superior con su preparación para afrontar el proceso de inserción a la vida laboral. Por lo tanto, la revisión y análisis de estas tres grandes variables implicadas en el constructo de la satisfacción del universitario permiten señalar la necesidad de optimizar estrategias y recursos relacionados, especialmente, con la orientación profesional ofertada y recibida por estos estudiantes, como una pieza clave que puede mejorar la calidad y éxito en el proceso hacia la inserción socio-laboral.

Respecto a la satisfacción que manifiestan los estudiantes de University of New Haven (UNH) y de la Università di Padova (UPD), el estudio descriptivo e inferencial de los datos permite evidenciar la divergencia existente entre las tres dimensiones del triángulo básico propuesto para afrontar el proceso de inserción socio-laboral. Estos datos coinciden con otros estudios realizados en el ámbito universitario italiano (Maiolo et al., 2013; Solinas et al., 2012), donde la satisfacción de estos estudiantes con la formación universitaria enfocada al desarrollo de competencias para la empleabilidad no alcanza los niveles medios, mientras que en estudios como los realizados por Lee et al. (2019) o Sirgy et al. (2007) en Estados Unidos, el estudiantado manifiesta unos niveles de satisfacción al respecto más elevados. Estas diferencias halladas tanto en este estudio como en la bibliografía consultada entre universidades estadounidenses e italianas pueden estar influenciadas por otros factores no contemplados en la escala de medida, como pueden ser las expectativas laborales de los universitarios o su nivel de exigencia, el clima de la universidad (Mainardes et al., 2013) o el propio contexto al que van a insertarse (González-Peiteado et al., 2017).

En ambos casos, las características y el contexto sociolaboral al que van a acceder los estudiantes de UNH y UPD presentan notables divergencias, tal y como se pone de relieve en los datos destacados en la descripción de la muestra de este estudio. Las dimensiones y proporción de grados y estudiantes que acoge UNH (con unos 1,400 egresados/año) dista mucho de la realidad de UPD, quienes deben gestionar el proceso de inserción socio-laboral y favorecer la empleabilidad de más de 12,000 egresados cada año. Aunque a priori UNH pueda resultar más pequeña y manejable, dicha universidad se encuentra en un mercado altamente competitivo con otras universidades públicas y privadas en sus inmediaciones, donde los estudiantes ingresan al mercado laboral con una tasa de desempleo del 3.7% entre la población general y del 8.6% en la población menor de 25 años (Bureau of Labor Statistics, 2019). Sin embargo, el contexto laboral y económico de Italia, país donde se localiza UPD, cuenta actualmente con una tasa de desempleo del 32.2 % entre los más jóvenes, convirtiéndose en uno de los países de la OCDE con dicha tasa más elevada, tan solo superado por España y Grecia en la zona euro (Organization for Economic Co-operation and Development, 2019).

Ante esta realidad, las universidades europeas se proponen como uno de sus grandes retos educativos incrementar la empleabilidad de los egresados y su movilidad internacional para mejorar así, las altas tasas de desempleo juvenil que acompaña a los graduados europeos durante la última década (Comisión Europea, 2018). Por su parte, las universidades estadounidenses se centran más en ampliar su capacidad para predisponer favorablemente a los reclutadores y empleadores hacia la contratación de sus egresados, así como incrementar las evaluaciones para la rendición de cuentas y la realización de investigaciones centradas en el mercado (Krskova et al., 2020; Luu & Metcalfe, 2020), con encuestas anuales como la realizada por la National Association of Colleges and Employers (NACE, 2016), que toma como referencia de evaluación el logro de los egresados a nivel nacional.

Finalmente, de forma generalizada e indistintamente entre ambas universidades analizadas, los resultados obtenidos para ambas universidades analizadas denotan un amplio espectro de mejora en la satisfacción del alumnado respecto a la preparación por parte de la universidad para afrontar el proceso de inserción socio-laboral. Por lo tanto, medir este constructo de una manera consistente, permanente y adecuada a través de la escala de satisfacción propuesta, puede orientar a la comunidad universitaria a una toma de decisiones coherente y pertinente, escuchando la valoración de los estudiantes para aprovechar las oportunidades de mejora. Porter (2011) también se hace eco de este pensamiento al remarcar que la validación de la encuesta es fundamental para obtener datos de los estudiantes fiables y precisos que permitan evaluar adecuadamente la efectividad de las actividades realizadas en las universidades. Pero completar esta información de forma transversal y continua con otros agentes involucrados en este proceso también puede aportar objetividad a la percepción de satisfacción por parte de los estudiantes.

Entre las limitaciones del estudio que pueden guiar las futuras líneas de investigación se encuentran, precisamente, las derivadas de medir la satisfacción del universitario de forma exclusiva a través de su opinión, sin más preguntas de contraste aportadas por el resto de agentes educativos y empleadores. Completar esta información de manera transversal y continua con otros agentes también implicados en este proceso, puede aportar objetividad a la percepción de satisfacción por parte del alumnado. Además, existen otras limitaciones ocasionadas a raíz del análisis que se establece en dos universidades situadas en realidades muy dispares entre sí, tanto a nivel socioeconómico, como laboral y formativo. Sin pretensión de una extrapolación de estos resultados a la población universitaria por la concreción de la muestra, este trabajo puede aportar una visión más amplia sobre un fenómeno común cuyas dificultades y consecuencias experimentan los jóvenes universitarios de todo el mundo. Conocer las fortalezas y debilidades respecto a la inserción sociolaboral de los estudiantes a través de su satisfacción favorece la calidad del proceso formativo en su conjunto, promueve la mejora continua y una reflexión necesaria en los momentos actuales.

Financiación

Este trabajo se ha realizado dentro del programa de Ayudas para la Formación de Profesorado Universitario (FPU), financiada por el Ministerio de Educación y Formación Profesional de España con código de referencia FPU2014/06623

Referencias

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Behle, H. (2020). Students’ and graduates’ employability. A framework to classify and measure employability gain. Policy Reviews in Higher Education, 4(1), 105-130. https://doi.org/10.1080/23322969.2020.1712662

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Notas de autor

pmclares@um.es

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