Revista científica electrónica de Educación y Comunicación en la Sociedad del Conocimiento
Publicación en línea (Semestral) Granada (España) Época II Vol. 23 (2) Julio-Diciembre de 2023 ISSN: 1695-324X
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PROPIEDADES PSICOMÉTRICAS DEL CUESTIONARIO
DE DESHONESTIDAD ACADÉMICA EN ESTUDIANTES
DE INGLÉS EN CUENCA, ECUADOR
Psychometric properties of the Academic Dishonesty Questionnaire in English
students in Cuenca, Ecuador
Walter Marcelo Bernal Arellano
marcelo.bernal@ucuenca.edu.ec
https://orcid.org/0000-0002-7802-3793
Universidad de Cuenca (Ecuador)
Jose Luis Vilchez Tornero
jlvil@hotmail.de
https://orcid.org/0000-0001-5288-8791
Universidad del Atlántico Medio (España)
Recibido: 23/05/2023
Evaluado: 18/07/2023
Revisado: 31/10/2023
Aceptado: 08/12/2023
Resumen
La deshonestidad académica tiene mucha relevancia actual. No existe
posibilidad de desarrollo cognitivo sin la actuación de retos en la formación que
provoquen la profesionalización de los estudiantes. La deshonestidad
académica pone en peligro dicho desarrollo. Las excusas en forma de “no estar
listo para el examen”, “dificultad del examen”, “falta de tiempo para el estudio” o
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“profesores descuidados e indulgentes” como justificativos de la misma son
simplemente anclajes que socaban la justicia y eficiencia social y el fin último
de la Educación (el verdadero progreso). Al disponer de una herramienta válida
y fiable para la detección de la actitud positiva hacia la deshonestidad
académica, se habilita para la detección temprana y solución de problemática
educativa y cívica.
Abstract
Academic dishonesty is a very relevant topic nowadays. There is no possibility
of cognitive development without challenges in training, which cause the
professionalization of students. Academic dishonesty jeopardizes this
development. Excuses in the form of "not being ready for the exam", "exam
difficulty", "lack of time for study" or "careless and indulgent teachers" as
justifications for carrying out dishonesty are simply anchorage that undermine
justice and social efficiency and the ultimate goal of Education (true progress).
By having a valid and reliable tool for the detection of the positive attitude
towards academic dishonesty, we are able for the early detection of and for
giving solutions to educational and civic problems.
Palabras Clave: deshonestidad académica, cuestionario, moralidad,
pragmatismo, compromiso institucional.
Keywords: academic dishonesty, questionnaire, morality, pragmatism,
institutional commitment.
Introducción
El tema de la deshonestidad académica en estudiantes ha recibido un énfasis
especial en su estudiarse recientemente (Nazir y Aslam, 2009). No obstante, ya
hay evidencias de que dicha deshonestidad es muy frecuente (Al-Qaisy, 2008;
Baird 1980; Collison 1990; McCabe, 2005, 2001). Lo peligroso en esta temática
es el proceso psicológico desvelado de normalización, que hace que los
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sujetos no lo vean como un comportamiento incorrecto (Diekhoff et al., 1996) y
cuya expresión ha ido mutando en sus formas de manifestarse (Vandehey,
Diekhoff y LaBeff, 2007). Como dato descriptivo que muestra la importancia del
tema, la tasa de engaño académico ronda entre el 52% y el 90%. En este
sentido, es interesante el tanto por ciento de personas que comenten la
cantidad de trampas (e.g., Jordan, 2001). En un ejemplo concreto, de un 31.4%
de entrega de tareas de forma deshonesta, sólo el 8.6% de los estudiantes fue
el que cometió el 75% de las trampas.
En cuanto al género, la mayoría de los estudios han encontrado que los
hombres tienen una mayor tendencia a engañar (Al-Qaisy 2008; Baird 1980;
Nazir y Aslam 2009); aunque algunos estudios no han encontrado esta
diferencia (Diekhoff et al. 1996; Fisher 1970; Jordan 2001; Malone 2006; Vitro y
Schoer 1972). Del mismo modo, se ha encontrado una relación negativa entre
la edad y hacer trampas; es decir, cuanto más joven se es, mayor probabilidad
de cometer deshonestidad (Diekhoff et al., 1996; Vandehey et al., 2007;
Whitley, 1998). Otros datos apuntan a que es el tipo de carrera y/o disciplina el
factor que causa el intento de engaño, mostrando que los estudiantes de las
facultades de humanidades hacen más trampa supuestamente debido a la
naturaleza memorística de los contenidos de su disciplina (Al-Qaisy, 2008). En
cuanto al nivel de educación, se ha encontrado que los alumnos de los
primeros semestres es más probable que sean deshonestos que los de los
últimos cursos (Jordan, 2001). Por último, en referencia al estado civil, se han
encontrado que los estudiantes solteros hacen un mayor número de trampas
(Vandehey et al., 2007; Whitley 1998).
Desde nuestra perspectiva, se postula que todos ellos son factores
circunstanciales que no determinan el hecho de ser deshonesto o no, sino que
los factores esenciales son de índole personal. En este sentido, se han
estudiado factores como la motivación (Jordan 2001) y la autoestima
(Anderman y Midgley 1997; Dweck 1986). Relacionado con ello, se ha
investigado el papel de las políticas institucionales como contrapartida para
combatir la deshonestidad académica (en su sentido permisivo o tajante de
ello); sólo con consecuencias se aprende (cf. Skinner, 1938). En este sentido,
destaca el papel restrictivo social de la actitud de los compañeros sobre el
engaño cometido por otros (Stevens y Stevens 1987); se ha encontrado que los
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estudiantes comenten menos trampas cuanta mayor exposición a los otros
tienen (Jordan, 2001). La desaprobación del otro es el predictor más potente
para la reducción de la deshonestidad (McCabe y Treviño, 1993). En esta
dirección, el uso y promoción de códigos de honor adecuados puede reducir
considerablemente las trampas (McCabe y Treviño, 1993); incluso a largo
plazo, aunque son insuficientes si no se institucionaliza la prevención,
persecución y sanción de las mismas (Vandehey et al., 2007).
Con el objetivo de constatar si en Irán los resultados de la deshonestidad
tenían factores comunes con aquellos países desarrollados de referencia,
Ahmadi (2012) constató que hacer trampas es bastante común igualmente
entre los estudiantes iraníes de idiomas (Inglés). Las justificaciones
encontradas para ello giraron en torno a notas mentales (en términos de
Vilchez 2019, 2018, 2016) tales como “no estar listo para el examen”, “dificultad
del examen”, “falta de tiempo para el estudio” o “profesores descuidados e
indulgentes” (Ahmadi, 2012). Los métodos más comunes fueron “hablar con las
personas adyacentes”, “copiar de la prueba de otros” y “usar gestos para
obtener las respuestas de los demás”. El área de estudio, el nivel académico, la
edad y el trabajo externo a la Universidad mostraron diferencias significativas
en cuanto al cometimiento de la deshonestidad.
Objetivo de la investigación
El presente estudio se plantea el poder analizar psicométricamente la
herramienta utilizada en estudios anteriores (cf. Ahmadi, 2012). Del mismo
modo, como en dicho estudio, se pretende obtener datos descriptivos en
países que no son en donde se ha estudiado tradicionalmente este tema (con
el fin de establecer niveles de comparación de deshonestidad académica entre
ambos tipos de culturas/países).
Propósito
Analizar las propiedades psicométricas de una herramienta psicológica.
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Método
Participantes
Se empleó una técnica no-probabilística incidental (Cohen y Manion, 1990)
para el muestreo de la población objeto de estudio. De acuerdo al Censo de
Población y Vivienda del 2010 de la República del Ecuador (Instituto Nacional
de Estadísticas y Censos [INEC], 2010), existe un universo de 6.987.177
ciudadanos con edades comprendidas entre los 5 y los 29 años. De este
universo, se extrajo una muestra de 731 estudiantes universitarios (n = 275
hombres, n = 456 mujeres) con un mínimo de edad de 18 años y un máximo de
28 años. La educación universitaria es gratuita y de libre acceso. Basados en
estos datos, se puede considerar que la extracción y distribución de la muestra
es aleatoria. Con este punto de referencia, con una fiabilidad del 95%, la
muestra seleccionada asume un margen de error del 3.56% en su
representatividad del universo total (Buendía Eisman, 2001). La población
seleccionada era residente de la ciudad de Cuenca, provincia del Azuay,
Ecuador.
Materiales y procedimiento
El instrumento analizado fue el Cuestionario de Deshonestidad (Ahmadi, 2012).
El instrumento aplicado consta de 9 reactivos con escala de respuesta de tipo
Likert, cuyos valores se comprenden entre 1 (totalmente en desacuerdo) hasta
5 (totalmente de acuerdo). Teóricamente, este cuestionario tiene dos
dimensiones, una acerca de la valoración sobre la deshonestidad en general,
referente a todos los alumnos (3 ítems), y otra acerca de la actitud hacia la
deshonestidad en sí misma (6 ítems).
Procedimiento
A los participantes se les pasó el cuestionario durante horas lectivas dentro de
su jornada académica en sus respectivas carreras de las distintas Facultades
de la Universidad (e.g., Ciencias Económicas y Administrativas; Ciencias
Agropecuarias; Filosofía, Letras y Ciencias de la Educación; Psicología;
Ciencias Químicas; o Arquitectura y Urbanismo), representando a todas ellas.
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Se solicitó que fuesen sinceros a la hora de cumplimentar el cuestionario, se
les hizo hincapié en que los datos serían anónimos y se les solicitó su
consentimiento informado para utilizar los mismos. Los sujetos no recibieron
ningún tipo de incentivo por su participación en el estudio.
Análisis de datos
Análisis factorial exploratorio.
El ajuste de la solución de la matriz de correlaciones fue evaluado por medio
del índice de adecuación muestral de Kaiser, Meyer y Olkin (KMO) y la prueba
de esfericidad de Bartlett.
Análisis factorial confirmatorio.
Dados los dos componentes con un autovalor mayor a 1 y el tanto por ciento de
varianza que explican, se realizó un análisis de ítems con extracción de
componentes principales con rotación varimax y normalización Kaiser. El
filtrado de ítems se realizó tomando como criterio de exclusión un peso mínimo
factorial en cualquiera de las posibles dimensiones del cuestionario de, al
menos, .30.
Fiabilidad.
Respetándose los preceptos de tau-equivalencia y unidimensionalidad, se
realizó un α de Cronbach para determinar la fiabilidad de cada uno de los
componentes que arrojó el análisis factorial; este índice se ha desvelado como
equivalente a ω en estas circunstancias (Trizano-Hermosilla y Alvarado, 2016).
Correlación.
Para cada una de los componentes, se comprobó la normalidad de la
distribución de las poblaciones de datos por medio del estadístico Kolmorogov-
Smirnov. Dado que ninguna de las distribuciones siguió una distribución
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paramétrica, se realizó una Tau-b de Kendall para constatar la correlación entre
ambos componentes.
Comparación de grupos.
Del mismo modo, ante la distribución no-paramétrica, se realizaron
comparaciones entre los grupos hombre/mujer, casado/soltero y con/sin trabajo
con una U-Mann Whitney y con respecto a cada una de las medidas de los dos
componentes.
Resultados
Análisis factorial exploratorio
El índice de adecuación muestral, KMO = .774, y el de esfericidad de Bartlett,
c2(731) = 3,016.75, p < .001, se encontraron entre los parámetros aceptables
para habilitar un análisis factorial. En este sentido, se desvelaron que sólo dos
componentes tenían un autovalor mayor de 1 en el gráfico de sedimentación
(ver tabla 1). El primer componente explicó el 30.32% de la varianza y el
segundo componente un 29.02%, siendo la varianza total explicada un 59.34%.
Tabla 1. Análisis factorial exploratorio.
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Análisis factorial confirmatorio
El análisis fue forzado a los dos componentes principales desvelados tanto en
el análisis exploratorio como los propuestos en el instrumento original (Ahmadi,
2012). La extracción con rotación varimax desveló dos componentes con ítems
que sólo pesan en uno de los dos (ver tabla 2). A cada uno de los componentes
se les vino a denominar Moralidad de la deshonestidad académica (30.32% de
la varianza explicada; referente la valoración de hacer trampas), con los ítems
1, 2 y 3, y Pragmatismo de la deshonestidad académica (29.02% de la varianza
explicada; referente al hecho de poder hacer trampas y lo conveniente de
hacerlo), con los ítems 4, 5, 6, 7, 8 y 9 (ver tabla 2 y 3). La distribución de ítems
coincide 100% con la versión original (Ahmadi, 2012). De forma descriptiva, la
población estudiada está en un 86.32% de acuerdo con que existe honestidad
académica en la institución estudiada (Moralidad de la deshonestidad
académica). En este sentido, esta misma población está sólo en un 57.85% de
acuerdo con que existe factibilidad y pertinencia de la deshonestidad.
Tabla 2. Análisis factorial confirmatorio con extracción de componentes principales con
rotación varimax.
Tabla 3. Items del cuestionario.
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Fiabilidad
El componente de Moralidad de la deshonestidad académica posee un α = .92
y el componente de Pragmatismo de la deshonestidad académica posee un α =
.74.
Correlación
Tanto el componente de Moralidad de la deshonestidad académica y el
componente Pragmatismo de la deshonestidad académica poseen una
correlación significativa débil, Tb(731) = -.22, p < .001.
Comparación entre grupos
Las distribuciones tanto de Moralidad de la deshonestidad académica, X² =
0.91, p > .001, como de Pragmatismo de la deshonestidad académica, X² =
0.11, p > .001, no siguen una distribución normal. Las únicas diferencias
significativas existen en Pragmatismo de la deshonestidad académica entre
hombres (M = 11.13, DE = 3.88) y mujeres (M = 9.98, DE = 3.4), U(257, 456) =
-3.98, p > .001, y casados (M = 11.89, DE = 4.06) y solteros (M = 10.36, DE =
3.6), U (27, 704) = -1.99, p > .048 (ver figura 1 y 2).
Figura 1. Diferencias entre hombres y mujeres en Pragmatismo de la deshonestidad
académica.
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Figura 2. Diferencias entre solteros y casados en Pragmatismo de la deshonestidad
académica.
Conclusiones
Lo primero que destaca de los resultados es la coincidencia 100% con la
propuesta teórica base del instrumento analizado (Ahmadi, 2012). En este
sentido, se desvelan dos dimensiones que, semánticamente, encajan con el
contenido manejado inicialmente. Uno es el contenido referente a la moralidad
sobre el hecho de la deshonestidad (se está de acuerdo en un 86.32% con que
existe honestidad académica) y otro es el componente de uso y pertinencia de
la deshonestidad (estando de acuerdo en un 57.85% en su pragmatismo al ser
llevada a cabo). Esta disonancia entre ambas se representa en la correlación
significativa negativa que existe entre estas dos variables.
En este sentido, se ha desvelado que el componente de Moralidad de la
deshonestidad académica posee los ítems 1, 2 y 3 (acerca de la valoración de
ser deshonesto) y que el componente de Pragmatismo de la deshonestidad
académica posee los ítems 4, 5, 6, 7, 8 y 9 (acerca de su factibilidad). Estos
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dos componentes explican un tanto por ciento de variabilidad aceptable y sus
dos dimensiones igualmente disponen de una fiabilidad adecuada.
En cuanto al contenido del estudio, los estudios encontrados en la literatura
muestran que los hombres y los solteros tienen una mayor tendencia a engañar
académicamente (Al-Qaisy 2008; Baird 1980; Nazir y Aslam 2009; Vandehey et
al., 2007; Whitley 1998). No obstante, en nuestro estudio, en cuanto a la
primera dimensión (valoración de la deshonestidad), no existen diferencias ni
entre hombres y mujeres, solteros y casados o personas con o sin trabajo fuera
de la Universidad. Por contra, en la dimensión de pertinencia de la
deshonestidad, sí se encuentran dichas diferencias en cuanto a mayor actitud
positiva hacia la factibilidad y conveniencia de hombres frente a mujeres. No
obstante, son los casados los que mayor actitud hacia su pertinencia muestran
(frente a los solteros). En este caso, en la cultura ecuatoriana, podría explicarse
este dato con la nota mental (en términos de Vilchez, 2019, 2018, 2016) de “es
que tengo muchas cosas que hacer en casa”.
La deshonestidad académica es un tema extremadamente relevante en la
formación actual. El nivel cognitivo, del universitario al menos, es muy
preocupante (e.g., Vilchez y Orellana-Palacios, 2021). No existe la posibilidad
de desarrollo de dicho nivel si no se presentan retos al sujeto que aprende que
rompan con sus esquemas mentales y provoque procesos de acomodación y
reorganización de los mismos (cf. Piaget, 1952, 1925). Lo ideal es que dicho
proceso sea acompañado por un ente experto que haga las veces de mediador
(cf. Vygotski, 1978/2009). Es precisamente este mediador el que diseña las
pruebas, tareas y exámenes de tal manera que sondea el trabajo cognitivo
realizado en clase y que es trascendente para la necesidad y demanda que
tiene la sociedad del futuro profesional (Vilchez, 2020). La negligencia de los
profesores (como se ha reportado en la literatura [e.g., “profesores descuidados
e indulgentes”]; Ahmadi, 2012), unido a la vagancia y pillería de los estudiantes,
hace que el verdadero objetivo de la Educación y fin último de la formación
(progreso intelectual y competencia profesional) quede trágicamente sesgado
con la deshonestidad académica.
Se anima a que este instrumento revalidado en población ecuatoriana sirva
para la detección de necesidades sociales relacionadas con la formación (del
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tipo de aceptación de la deshonestidad). Del mismo modo, se recomienda a la
gestión administrativa de las instituciones educativas a tener tolerancia cero
ante este tipo de problemática educativa y, sobre todo, cívica; dado el papel de
la desaprobación del otro en la reducción de dicha deshonestidad (McCabe y
Treviño, 1993).
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