¿ES EN VERDAD "BUENA" LA TASA DE RETENCIÓN EN SU INSTITUCIÓN?
ALEXANDER W. ASTIN*
* Publicado originalmente como "Hans good" is your institution's retention rate?", Research in Higher Education, vol. 38, No. 6, 1997. Traducción al español por Carlos M. Allende y Laura L. Guzmán Hernández.
Agradecimiento. El autor está en deuda con Juan Ávalos, Linda Sax, Lisa Tsui y William Korn por su ayuda en muchas fases de este trabajo. El estudio fue patrocinado en parte por subsidios de la Fundación Exxon para la Educación y la Fundación Ford.Contenido del Artículo:
INTRODUCCIÓN
EL CÁLCULO DE UNA TASA PREVISTA DE RETENCIÓN
CÁLCULO DE UNA TASA ESTIMADA DE RETENCIÓN
EVALUACIÓN DE LAS TASAS PREVISTAS Y REALES DE RETENCIÓN
ALGUNAS POSIBLES IMPLICACIONES PARA LAS POLÍTICAS
REFERENCIAS BIBLIOGRÁFICAS
NOTAS
CUADRO 1
CUADRO 2
CUADRO 3
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EL CÁLCULO DE UNA TASA PREVISTA DE RETENCIÓN
La información para este estudio se obtuvo de una muestra nacional de 365 instituciones que otorgan el título de "bachelor", que participaron en la encuesta anual del Programa en Cooperación sobre Investigación Institucional entre los estudiantes de primer año que ingresaron a la universidad en el otoño de 1985 (The American Freshman National Norms for Fall 1985). En el verano de 1989, se logró información sobre los graduados en cuatro años enviando al jefe del registro de cada institución listas con los nombres de algunos de los estudiantes que ingresaron a primer año y completaron la encuesta en 1985. Para reducir el trabajo involucrado, se seleccionó al azar un promedio de 100 nombres de cada una de las instituciones que integraron la muestra nacional. Además, se seleccionaron en forma aleatoria muestras más grandes de estudiantes (un promedio de 250 por institución) de una submuestra de 159 instituciones que habían participado en un estudio nacional especial de la educación general (Astin, 1993b).
Los datos sobre las tasas de graduación en seis y nueve años se obtuvieron mediante un proceso similar al anterior, enviando a los jefes de los registros las listas de los estudiantes durante el año académico de 1994-1995. Sólo se incluyeron en estas listas aquellos estudiantes que no habían obtenido el título de "bachelor" para 1989, con una excepción: con el propósito de obtener información más confiable según la raza, agregamos a las listas a todos los estudiantes mexicano-estadounidenses/chicanos, puertorriqueños, asiático-estadounidenses e indígenas estadounidenses que habían participado en la encuesta original de 1985 (Astin, 1993b).
Finalmente se recibieron datos concernientes a la graduación de 75,752 de los 95,406 alumnos de primer año de quienes se requirió información (tasa de respuesta de 79.4%). Dado que se obtuvieron datos sobre cerca del 100% de los estudiantes de las instituciones que respondieron a nuestra solicitud, la "no respuesta" fue totalmente atribuible a las instituciones (más que a los estudiantes) que no accedieron a nuestra solicitud. Una cuidadosa comparación de datos sobre el curriculum y el financiamiento y otra información de las instituciones que respondieron y las que no lo hicieron dentro de las celdas de estratificación, no reveló ningún sesgo de autoselección institucional dentro de las celdas (la muestra del CIRP está estratificada por tipo, control y nivel de selectividad; véase The American Freshman National Norms for Fall 1985).
Antes de considerar los resultados debemos reconocer que ciertos estudiantes que abandonan su primera institución pueden inscribirse (y lo hacen) en una o más instituciones distintas y logran finalmente el título de "bachelor" (para un amplio y reciente análisis de la transferencia, la interrupción temporal y las razones para abandonar la primera institución, véase Ávalos, 1996). Nosotros hemos limitado este estudio a la retención del ingreso inicial en la institución porque la Ley de Derecho del Estudiante al Conocimiento y la Seguridad en el Campo, así como la mayoría de las instituciones, definen la retención en ese sentido.
Las fórmulas para estimar la tasa de retención esperada en una institución fueron desarrolladas mediante una serie de análisis de regresión múltiple, en los que una de las mediciones de la retención (con una puntuación de 1 ó 0) sirvió como variable dependiente dicotómica,4 y las calificaciones en la educación media, las puntuaciones en las pruebas de admisión, el sexo y la raza del estudiante se utilizaron como variables independientes (de "entrada" o predictoras). Si bien varias otras características del estudiante de primer ingreso hacen un aporte significativo a la predicción de la retención (Astin, 1993b), estas cuatro variables explican la mayor parte de la variación en la retención que puede ser vaticinada a partir de las características de los estudiantes que ingresan a primer año. Las fórmulas mostradas aquí estarán limitadas a esas cuatro variables de ingreso, pues es probable que la mayoría de las instituciones cuenten con esa información sobre los estudiantes de primer ingreso. Se puede obtener información acerca de otras variables de ingreso que contribuyen a la producción de la retención en el estudio original (Astin, 1993b). Las otras variables de ingreso que contribuyen de manera independiente a la predicción de la retención incluyen la situación socioeconómica, la religión, el hedonismo y la orientación política (véase Astin, 1993b, pp. 193-194).
El Cuadro 1 muestra la fórmula para predecir la medición más rigurosa de la retención —la obtención del título de "bachelor" cuatro años después del ingreso al "college"— mediante el empleo de cuatro grupos diferentes de características de ingreso. La fórmula 1 es la más sencilla: emplea solamente el promedio de calificaciones de los estudiantes en la escuela de nivel medio superior5 . Hay que señalar que la calificación de la educación media debe ser primero convertida al mismo esquema de codificación que se muestra en la nota b del Cuadro 1 (Se debe realizar esta conversión cualquiera que sea la fórmula utilizada). De este modo, para estimar las oportunidades del estudiante de lograr un título de "bachelor" en cuatro años empleando sólo las calificaciones obtenidas en la escuela media superior, se debe aplicar la primera fórmula de la siguiente manera:
Probabilidad de titularse en cuatro años = a + b (promedio de calificaciones en educación media)
Probabilidad de titularse en cuatro años = -0.0052 + 0.0929 (promedio de calificaciones en educación media)
Por ejemplo, si un estudiante tiene un promedio de calificaciones de A- (código = 7; ver nota b del Cuadro 1), se debe multiplicar 7 por 0.0929 y restar 0.0052, lo que da una probabilidad de 0.645. En otras palabras, aproximadamente dos terceras partes de los estudiantes que entran al "college" con un promedio de calificación de A- en la educación media superior completan los estudios cuatro años después de haber ingresado. En cambio, si el promedio del estudiante en la educación media es C- (código = 2), la probabilidad de obtener el título de "bachelor" en cuatro años es de 2 multiplicado por 0.0929, menos 0.0052, o sea 0.181. De este modo, el estudiante que ingresa a primer año con un promedio de calificaciones en la escuela de nivel medio superior de C- o más bajo, tiene menos de una probabilidad en cinco de titularse en el "college" en cuatro años.
La fórmula 2 del Cuadro 1 es para ser usada por las instituciones que disponen tanto de los promedios de calificaciones en la educación media como de las puntuaciones obtenidas por los estudiantes en las pruebas de admisión al "college". Las instituciones que emplean la ACT6 en lugar de la SAT, pueden utilizar la escala de conversión que se ofrece en el Apéndice para convertir las puntuaciones de la ACT en puntuaciones equivalentes de las pruebas de la SAT en Expresión y la SAT en Matemáticas. El uso de la fórmula 2 sigue una vez más la técnica usual de regresión, excepto que en este caso hay tres variables predictoras, cada una con su propio coeficiente. La fórmula 2 se expresa de la siguiente manera:
Probabilidad de titularse en cuatro años = a + b1 (promedio) + b3 (SAT-V) + b2 (SAT-M)
Probabilidad de titularse en cuatro años = -0.2916 + 0.0622 (promedio) + 0.000483 (SAT-V) + 0.000445 (SAT-M)
Supongamos que tenemos un destacado estudiante de primer año con un promedio de calificaciones A- obtenido en la escuela medio superior (código = 7) y puntuaciones de 650 y 750 en las pruebas de expresión y de matemáticas de la SAT, respectivamente. Al multiplicar cada una de estas tres variables de ingreso por su respectivo coeficiente, sumar los productos y agregar la constante (negativa), da una probabilidad de 0.7915. De este modo, se podría esperar que tres cuartas partes de los estudiantes que ingresan al "college" con tales antecedentes académicos obtendrán el título de "bachelor" en cuatro años. Por otra parte, al aplicar la misma fórmula a un estudiante de primer ingreso que entra al "college" con un promedio de sólo C (código = 2) y puntuaciones de 450 y 400 en la SAT de Expresión y la de Matemáticas, respectivamente, da una probabilidad de sólo 0.2282. En otras palabras, puede esperarse que aproximadamente un estudiante de cada cuatro que ingresan al "college" con tales calificaciones y puntuaciones completará los estudios en cuatro años. Si bien la correlación múltiple que involucra a estas tres variables es de sólo 0.336 (teniendo en cuenta un poco más del 10% de variación en la retención), estos dos estudiantes hipotéticos tienen muy distintas probabilidades de terminar el "college" en cuatro años. En consecuencia, el estudiante con altas calificaciones y puntuaciones en las pruebas tiene tres veces más probabilidades de completar el "college" (79%) que el estudiante con calificaciones y puntuaciones bajas (23%).
Al emplear las fórmulas 3 y 4 se deben seguir procedimientos similares. La fórmula 3 es utilizable por instituciones que también cuenten con información concerniente al sexo de sus estudiantes, mientras que la fórmula 4 puede ser empleada por instituciones que tienen datos sobre el sexo y la raza de sus alumnos. Un punto importante que debe recordarse cuando se emplea información acerca del sexo y la raza, es cómo están codificadas tales variables. Estas variables "ficticias" se han codificado como 2 ó 1, en lugar de los tradicionales 1 y 0 (ver notas c y d de los Cuadros 1, 2 y 3). Se debe prestar especial atención a las subvariables concernientes a la raza, dado que es esencial que cada estudiante reciba una puntuación en las cuatro subvariables raciales. En otras palabras, un estudiante blanco recibiría una puntuación de 2 en la subvariable raza blanca y puntuaciones de 1 en cada una de las otras tres subvariables raciales. Un estudiante que pertenezca a algún grupo racial distinto de los cuatro mostrados en el Cuadro 1 debe recibir una puntuación de 1 en las cuatro subvariables de la raza.
Se observa en el Cuadro 1 que el coeficiente de correlación múltiple mostrado en cada una de las cuatro fórmulas se incrementa ligeramente con la adición de más variables (de 0.295 en la fórmula 1 a 0.351, en la fórmula 4). Por lo tanto, la exactitud de la predicción se incrementa ligeramente a medida que se agregan variables adicionales a la ecuación. Si bien las subvariables raciales aumentan la correlación múltiple sólo en una medida muy pequeña (0.006), los coeficientes b para las cuatro subvariables de raza indican que la etnia puede en potencia provocar una diferencia importante en las probabilidades de los estudiantes de terminar el "college" en cuatro años. Para evaluar la ventaja o desventaja comparativas asociadas con pertenecer a uno u otro grupo racial de los mostrados en los Cuadros 1, 2 y 3, los coeficientes de igual signo deben ser restados y los de signo opuesto, sumados. Por ejemplo, entre estudiantes del mismo sexo y con iguales promedios de calificaciones en la educación media e idénticas puntuaciones en las pruebas de admisión, un estudiante blanco tendría 0.178 más probabilidades de terminar el "college" en cuatro años que un indígena estadounidense (0.0378 + 0.1403), y un estudiante afroamericano tendría 0.083 más probabilidades que un indígena estadounidense (0.1403 – 0.0570).
Los investigadores que desean estimar la retención esperada en seis o nueve años pueden emplear las fórmulas de los Cuadros 2 y 3. Sin embargo, hay que señalar que los coeficientes de correlación múltiple (R) disminuyen a medida que se incrementa el periodo de retención. Por consiguiente, la medición más rigurosa —obtener el título de "bachelor" en cuatro años— es más fácil de predecir que las otras dos mediciones. (Esto también indica que la razón por la que algunos estudiantes tardan más de cuatro años debe estar vinculada tanto con la institución como con el estudiante. Este resultado es congruente con un estudio nacional de la retención realizado en la década de los setenta (Astin, 1975), el cual mostró que los estudiantes que tardan más de cuatro años para obtener el título de "bachelor" se parecen más a los desertores permanentes que a aquellos estudiantes que se titulan en el plazo de cuatro años.
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