Introducción

En la actualidad, los procesos formativos y la educación propiamente, demandan y requieren del uso generalizado de las Tecnologías de la Información y Comunicación (TIC). En este sentido, la integración de estas tecnologías en las Instituciones de Educación Superior (IES) supone niveles de exigencia más competentes por los involucrados en los procesos de enseñanza y aprendizaje, para que el conocimiento sea transferible en un contexto social y laboral. Para ello, en el proceso formativo es indispensables adquirir un conjunto de habilidades, información y conocimiento, fundamentales a considerar en aras de valorar de manera crítica y efectiva las “habilidades analíticas y la capacidad de resolución de problemas, la capacidad de innovación y adaptabilidad ante el permanente cambio, así como habilidades comunicativas” (^{Alarcón 2018, 147}), es decir, se requiere de una formación intregral de desarrollo de competencias informacionales (CI).

El término “competencias”, si bien es polisémico, de manera generalizable refiere a la capacidad individual demostrada de posesión del conocimiento, destrezas y características personales que se necesitan para satisfacer las demandas especiales o requerimientos de una situación particular (^{Obaya et al. 2011, 50}). En otra definición, ^{Albino (2018, 4)} expone que el concepto de competencia “alude a lo concerniente a su carácter bidimensional, vale decir tener presente tanto el saber, como lo que se hace con éste, a la luz de un enfoque social”. En este mismo sentido, es preciso aclarar el concepto de autopercepción, el cual, para ^{Martínez (2009)}, hace referencia al conjunto de valoraciones que una persona tiene respecto a sus capacidades, y se relaciona directamente con sus creencias, actitudes, deseos, valoraciones, expectativas, que se fundamenta en la realidad pero se transforma en su mundo interior; mientras que para ^{Escamilla et al. (2012)} la autopercepción consiste en un conjunto de conceptos internamente conscientes y jerárquicamente organizados, en una realidad compleja integrada que se modifica con la experiencia, integrando nuevos datos e informaciones y se desarrolla de acuerdo con las experiencias sociales.

En los últimos años, los estudios en torno a las CI y la autopercepción han cobrado gran relevancia en el ámbito de la educación y las tecnologías, especialmente en un contexto de educación superior, con la participación de los principales involucrados, tanto en aquello que se refiere al profesorado, como al estudiantado (^{Durán et al. 2019, 191}). En este sentido, las IES ya no sólo deben responder a las exigencias del mercado laboral actual, sino que deben ser proactivas, anticipándose a las nuevas demandas de los empleos existentes y a los yacimientos de empleos emergentes (^{Pagés Serra y Ripani 2017, 272}).

Entre las investigaciones recientes que se han propuesto diagnosticar la competencia informacional autopercibida y observada, desde un enfoque cuantitativo, se encuentran los estudios de ^{Nieto et al. (2022)} y, en un contexto más específico de educación superior, los niveles de competencia informacional (^{Gutiérrez y Contreras 2021}) y de desarrollo de competencias informacionales y digitales en estudiantes universitarios (^{León y Contreras 2021}). Asimismo, existen otros estudios que evidencian resultados significativos de variables sociodemográficas, como es el caso del género con relación a la competencia informacional (^{Guillén et al. 2021}). En otros contextos, es posible encontrar otras aportaciones similares que analizan el género con relación al nivel de competencia del profesorado universitario (^{Lucas et al. 2021}).

Lo anterior supone que es de crucial importancia que, en la formación universitaria, los estudiantes desarrollen sus habilidades, capacidades y conocimientos como parte de las CI y logren adaptarse a un entorno profesional (^{Sánchez et al. 2020, 69}). No obstante, en palabras de ^{Morán (2022, 198)}, se suele asumir que un “dominio de competencias en esta etapa de formación universitaria presupone en esferas más avanzadas, facultades de conocimiento más complejas, por ejemplo, el razonamiento o el juicio, necesarias para procesos como la investigación o la adaptación social”.

Por tal razón, el objetivo que persigue el presente estudio es analizar las propiedades métricas de un instrumento para valorar la competencia informacional autopercibida (CIA) por estudiantes universitarios. Adicionalmente, el estudio expone una propuesta de un modelo de ecuaciones estructurales (SEM, en sus siglas en inglés) para la evaluación de la CIA.

Método

Resultados

La Tabla 1 muestra los coeficientes de fiabilidad de la escala y subescalas del instrumento para valorar la competencia informacional autopercibida; en el caso de la escala global CIA, muestra un coeficiente de .89. Las subescalas presentaron en su mayoría índices superiores a .82. Cabe recalcar que tanto el coeficiente de Cronbach global del instrumento como de las subescalas son índices más que aceptables, según la literatura especializada.

Por su parte, la Tabla 2 muestra las pruebas de correlación entre las variables del estudio de la competencia informacional autopercibida. Se empleó el método no paramétrico de coeficientes de correlación de Spearman para calcular variables con niveles de medición intervalar o de razón. Este coeficiente de correlación permite medir la fuerza y la dirección de asociación entre las variables latentes (^{Sagaró y Zamora 2020}). Hemos de mencionar que ^{Reguant, Vilà y Torrado (2018, 50)} advierten que el coeficiente de correlación fluctúa entre los valores -1 y +1, en donde 0 es igual a nulo, es decir, no existe una vinculación entre las variables. Por otro lado, los valores más apegados a -1 o +1 implican un nivel de asociación más elevado.

Como se puede observar en la Tabla 2, los valores de los coeficientes de Spearman oscilan entre .52 y .66. Por tal razón se descarta la hipótesis nula (H₀) la cual establece la inexistencia de correlación entre las variables de la CIA (búsqueda, gestión, evaluación y comunicación de la información). En consecuencia, al quedar determinados la existencia y el grado de asociación entre las variables de la competencia informacional, se acepta la hipótesis de investigación que plantea una correlación positiva entre las dimensiones que constituyen la competencia informacional autopercibida por estudiantes universitarios. A continuación, se describen los hallazgos de las correlaciones.

“Gestión de la información” guarda un nivel de asociación y significancia en un nivel de 0,01 con “búsqueda de información”, al presentar un coeficiente de correlación de (.662), siendo un grado de asociación positivo y fuerte. La “evaluación de la información” también se correlaciona con “búsqueda de información” en un nivel de significación de 0,01, al evidenciar un coeficiente de (.640), y con “gestión de la información” en un nivel de significancia de 0,01 y un coeficiente de (.562). En ambos casos, los resultados de relación fueron positivos con carácter fuerte. Por último, la “comunicación de la información” se correlaciona fuerte y positivamente en un nivel de significancia de 0,01 con “búsqueda de información” (.520), “gestión de la información” (.645) y “evaluación de la información” (.650).

Para confirmar la pertinencia de la medida de adecuación muestral KMO, ^{Bartlett (1950, 79)} recomienda la aplicación de la prueba de esfericidad. Por su parte, ^{Contreras (2019, 8)} coincide en que la prueba de esfericidad de Bartlett y el índice de Kaiser-Meyer-Olkin (KMO) permiten analizar la pertinencia y la relación entre escalas, además de conocer la idoneidad de otras pruebas estadísticas, como los análisis factoriales exploratorios y confirmatorios para la prueba de modelos (^{Contreras 2020}).

La Tabla 3 presenta los resultados de ambas pruebas alcanzando una valoración de .887 en el índice de Kaiser-Meyer-Olkin. En lo que concierne a la prueba de esfericidad de Bartlett, los resultados muestran una valoración de 0.000 con 351 grados de libertad (gl).

La Tabla 4 muestra la selección de las variables latentes conformadas para el estudio, de acuerdo con los criterios de la varianza total explicada y el porcentaje acumulado. La conformación de las cuatro dimensiones exhibe un 58.52% de la varianza explicada con respecto al total de las variables observadas para el análisis.

Tanto el análisis factorial exploratorio (AFE) como el análisis factorial confirmatorio (AFC) permitieron conocer la adecuación entre las variables latentes (representados con óvalos) y las variables observadas (representados con rectángulos) que intervienen en el modelo de ecuaciones estructurales (SEM). Los resultados del modelo estructural se muestran en la Figura 1, donde es posible observar las relaciones del modelo. Así pues, las covarianzas de las variables latentes se muestran con flechas bidireccionales, mientras que las variables observadas exhiben los pesos factoriales estandarizados, presentadas con flechas unidireccionales.

Figura 1 Modelo de ecuaciones estructurales de la competencia informacional autoprecibida por estudiantes universitarios. 

En la representación del modelo, es posible apreciar que cada una de las variables analizadas mostró una consistencia en sus pesos factoriales (PF). La variable de “búsqueda de información” se formó con los ítems 1 (PF= 0.86), ítem 2 (PF= 0.84), ítem 3 (PF= 0.85), ítem 4 (PF= 0.83), ítem 5 (PF= 0.84), ítem 6 (PF=0.78), ítem 7 (PF= 0.87). La variable de “gestión de la información” está integrada por el ítem 8 (PF= 0.89), ítem 10 (PF= 0.83), ítem 11 (PF= 0.81), ítem 12 (PF= 0.85), ítem 13 (PF= 0.72). “Evaluación de la información” está conformada por los ítems 14 (PF= 0.77), ítem 15 (PF= 0.81), ítem 16 (PF= 0.83), ítem 17 (PF= 0.79), ítem 18 (PF= 0.88), ítem 19 (PF= 0.84), ítem 20 (PF= 0.82), ítem 21 (PF= 0.76). Por último, “comunicación de la información” se constituyó a partir del ítem 23 (PF= 0.81), ítem 24 (PF= 0.90), ítem 25 (PF= 0.85), ítem 27 (PF= 0.75), ítem 28 (PF= 0.88), ítem 29 (PF= 0.86) y el ítem 30 (PF= 0.89).

En el modelo estructural también se puede observar que las covarianzas entre las subescalas de la CIA comprenden valores estandarizados altos. La subescala de “búsqueda de información” presentó una covarianza con “gestión de la información” de (0.84), con “evaluación de la información” de (0.76) y con la subescala de “comunicación de la información” (0.79); mientras que la subescala de “gestión de la información” mostró una covarianza con “evaluación de la información” (0.76) y con “comunicación de la información” (0.89). Por su parte, la subescala de “evaluación de la información” evidenció una covarianza con la subescala de “comunicación de la información” de (0.72).

Para la intepretación del modelo de ecuaciones estructurales se emplearon los índices estadísticos más habituales. Los índices de bondad de ajuste normado (NFI), 0.89; índice de ajuste no normado (NNFI), 0.92; y el índice de ajuste comparativo (CFI), 0.94. Los indicadores en cada una de las pruebas debían ser superiores a 0.90, siendo las medidas resultantes del modelo satisfactorias en todos los índices. El error de la raíz cuadrada del cuadrado de aproximación (RMSEA) fue de 0.052, lo que resultó estar dentro de los parámetros aceptables. La Chi cuadrada/gl = 5.312, con 0.0001 de probabilidad, y R² de 0.49, lo cual significa que el modelo estructural explica en su conjunto 49% de la varianza.

Discusión

En correspondencia con el objetivo planteado, se propuso analizar las propiedades métricas de las escalas de la competencia informacional autopercibida por estudiantes universitarios mexicanos, con lo cual se logró cabalmente el objetivo, al superar la validación y consistencia interna del instrumento. Paralelamente, se planteó como finalidad exponer la correlación de las variables del estudio y presentar un modelo de ecuaciones estructurales para la valoración de la CIA.

Una de las principales aportaciones del trabajo fue la validación de las escalas que integran el instrumento para evaluar la competencia informacional autopercibida en estudiantes universitarios. Aunado a esto, se destaca que el cuestionario probado satisfactoriamente contribuye significativamente a subsanar la carencia de instrumentos para valorar las competencias informacionales en un contexto mexicano y latinoamericano de educación superior. Los hallazgos encontrados en estas pruebas de fiabilidad mediante el coeficiente de Cronbach revelaron que se cuenta con un instrumento confiable, al exhibir Alfas superiores a .82 para cada una de las escalas y, en el caso global del mismo, un α > .89. Es preciso mencionar que estos análisis de fiablidad concuerdan con el estudio presentado por ^{García et al. (2019)}, donde señalan un α general del cuestionario de .88. En este respecto, vale aclarar que tanto el número de indicadores (variables observadas) y el número de participantes en el levantamiento de datos fue mayor al estudio presentado por los citados autores, por lo que los índices de fiabilidad en esta última evidencia empírica recogida son más altos que los señalados por los investigadores (^{García et al. 2019}).

Otra aportación significativa del estudio consistió en el hecho de que se propuso, como meta científica, exponer un modelo de ecuaciones estructurales que diera cuenta de las relaciones y covarianzas entre variables latentes y observadas que integran la CIA. Esto último se debe a que, en palabras de ^{León, Contreras y Meneses (2021, 3)}, son pocas las investigaciones que aspiran a examinar la validez y la confiabilidad de las escalas para evaluar los artículos científicos y, más aún, no profundizan en los elementos y métricas que determinan de manera puntual la validez y la pertinencia de la investigación.

Conclusión

Tras la validación y exposición de las métricas del instrumento, y al quedar determinada la existencia de correlación entre las variables analizadas de la competencia informacional, se aceptó la hipótesis de la investigación, quedando en evidencia no sólo que existe una relación positiva entre las variables latentes, sino que los valores de las pruebas mostraron un coeficiente superior a 0.52 con un carácter de moderado a fuerte, según la escala de interpretación propuesta por ^{Martínez et al. (2009)}.

Los análisis de las diversas pruebas permitieron concluir que los indicadores incluidos en esta adaptación son pertinentes en términos de consistencia interna, por lo que se descarta la opción de eliminar ítems del presente instrumento, ya que las pruebas de depuración técnica, al eliminar algunos de los rasgos observables de las escalas analizadas, no presentaron incremento en los análisis de fiabilidad del Alfa de Cronbach, incluso en aquellos reactivos del cuestionario que arrojaban coeficientes por debajo de la media; por el contrario, se pudo determinar que disminuía ligeramente el Alfa global del cuestionario al depurar estos indicadores del estudio.

En definitiva, como se ha evidenciado mediante las métricas de las dimensiones analizadas (búsqueda, gestión, evaluación y comunicación de la información), se puede determinar que las propiedades de las escalas son más que pertinentes para el estudio de las competencias informacionales autopercibidas por estudiantes de educación superior. Al mismo tiempo, es posible concluir que las competencias informacionales de estudiantes universitarios de centros tanto públicos como privados del estado de Sonora, en México, van en aumento, según la evidencia recogida en los últimos años. Este incremento, se estima, es debido a los cambios y a las afectaciones derivados de la pandemia del Covid-19 y, en consecuencia, a las adaptaciones operadas de un modelo de educación presencial a modelos de educación a distancia o remota. Pese a que se muestran resultados parciales, los hallazgos han sido significativos, por lo que su implicancia resulta relevante para el análisis de las competencias informacionales, en aras de medir y evaluar el conocimiento y habilidades autopercibidas.

Como limitante del estudio, se precisa que las propiedades métricas de este instrumento dieron cuenta de competencias con relación a medios digitales, tal y como se argumentó en la descripción del instrumento en “Método del estudio”, excluyendo otro tipo de competencias y habilidades informacionales. A manera de consideración para futuras aportaciones, se propone incluir la competencia investigativa con sus dimensiones e indicadores; además, se sugiere tener en cuenta variables de tipo “mediadoras” y/o “moderadoras” que influyen en la CIA, ya que la evidencia teórica refiere a un análisis basado en juicios de medición que se relacionan con el estudio de la competencia informacional.