Introducción

En México, solo el 17% de la población entre 25 y 60 años cuenta con un título de educación superior, lo que lo coloca por debajo de todos los países que conforman la Organización para la Cooperación y el Desarrollo Económicos en este rubro (^{OECD, 2019}). Si bien la matrícula estudiantil universitaria ha ido al alza desde 1980 (^{Mendoza, 2018}), actualmente la educación superior en México enfrenta altos niveles de reprobación, rezago y deserción (^{Bravo Ocaña y López Aguilar, 2019}; ^{González-Betanzos, Rivera-Heredia y García-Rangel, 2016}; ^{Pérez Alcántara, 2017}; ^{Zulma-Sánchez, Vega Flores, Nivardy Marín y Hernández Esquivel, 2017}).

Actualmente, se busca combatir estas problemáticas desde el ámbito académico a través de programas orientados al aprovechamiento educativo del estudiantado mediante la implementación de tutorías, el fortalecimiento de las técnicas de estudio, el mejoramiento docente, así como la modificación de planes curriculares hacia una mayor pertinencia laboral (^{García Domínguez, 2016}; ^{Ortega-Medellín, Marín-Martínez, Reynoso y Lara-García, 2020}; ^{Zulma-Sánchez et al., 2017}). Si bien las soluciones académicas favorecen el aprovechamiento educativo para ciertos sectores del cuerpo estudiantil, estos programas parecen dejar de lado el impacto que puedan llegan a tener los factores estructurales adversos (menor capital educativo y cultural o limitaciones económicas, entre otros) que pueden estar mermando el rendimiento escolar desde un aspecto extra­académico. Esto resulta en la necesidad de identificar el impacto que ciertos factores personales y contextuales tienen sobre la reprobación, el rezago y la deserción en la educación superior mexicana en aras de desarrollar nuevas y mejores intervenciones preventivas (^{Reyes-Pérez, Alcázar-Olán, Collazo Saldaña y De la Roca Chiapas, 2020}; ^{Rosas Meza y Victorino Ramírez, 2018}; ^{Torres-Zapata, Rivera Domínguez, Flores López, García Reyes et al., 2020}).

Diversos modelos han identificado a la reprobación como un factor desen­cadenante del rezago educativo, así como un predictor por excelencia de la deserción (^{Padilla-González, Figueroa Ruvalcaba y Rodríguez-Figueroa, 2017}; ^{Pérez-Ornelas, 2019}; ^{Rico Páez, Gaytán Ramírez y Sánchez Guzmán, 2019}; ^{Torres-Zapata et al., 2020}). Una alta tasa de reprobación se ha asociado con ausentismo y deserción escolares, pues hay quienes optan por abandonar sus estudios al concientizarse del esfuerzo que tendrían que hacer para cumplir con un plan académico y terminarlo. En otras investigaciones la reprobación se asocia con fenómenos psicológicos (p. ej., vergüenza, frustración, sentimientos de fracaso y baja autoestima) que obstaculizan el bienestar psicológico y educativo de las y los estudiantes,¹ volviéndolos más propensos al rezago y posterior abandono escolar (^{Reyes-Pérez et al., 2020}; ^{Torres Valenzuela, Velázquez Hernández, Martínez Luna, García García, et al. 2017}; ^{Torres-Zapata et al., 2020}).

Por su parte, la reprobación es un fenómeno con múltiples aristas en continua interacción que generalmente se ha asociado con factores académicos y extraacadémicos de tipo psicológico y familiar (^{Barroso-Tanoira, 2014}; ^{De Valle Alonso, Hernández López, Martínez Aguilera, Barrón Cabrera et al., 2012}; ^{Pérez Alcántara, 2017}; ^{Reynoso Orozco y Méndez Luévano, 2018}; ^{Rosas Meza y Victorino Ramírez, 2018}; ^{Salcedo Montoya, Salcedo Montoya, Gutiérrez Rodríguez y Simancas Altieri, 2020}). Sin embargo, atribuir la reprobación a estos factores exclusivamente solo proporciona una visión parcial y excluyente del fenómeno e invisibiliza el efecto que pueden llegar a tener la personalidad, la disparidad y la desigualdad económica en el desempeño académico del estudiantado mexicano (^{Araiza Lozano, 2018}; ^{De Vries, León Arenas, Romero Muñoz y Hernández Saldaña, 2011}).

Desde una visión académica, la influencia que tiene el rendimiento académico en la reprobación ha sido ampliamente documentada, donde un promedio bajo se ha asociado consistentemente con una mayor propensión a la reprobación en la educación superior mexicana (^{Pérez Alcántara, 2017}; ^{Rico Páez, Gaytán Ramírez y Sánchez Guzmán, 2019}). El promedio del nivel académico anterior también parece repercutir tanto en el rendimiento académico presente (^{Gutiérrez-Tapia, Domínguez Espinosa, Ruiz Muñoz, Fuentes-Balderrama, 2019}; ^{Lozano-Treviño y Maldonado-Maldonado, 2020}) como en las tasas de reprobación y deserción (^{García Domínguez, 2016}; ^{Ortega-Medellín et al., 2020}; ^{De Vries et al., 2011}).

Por otro lado, la propensión a reprobar o desertar presenta variaciones por licenciatura y áreas de conocimiento, mientras que estrategias como las tutorías y el acompañamiento psicológico parecen tener efectos disímiles sobre la reprobación para cada licenciatura, dados los obstáculos específicos a los que se enfrentan los estudiantes (^{Aguirre Benítez, Herrera Zamorano, Vargas Huicochea, Ramírez López et al., 2017}; ^{Alvarado Guerrero, Vega Valero, Cepeda Islas, Del Bosque Fuentes et al., 2018}; ^{Fernández Ortega, Ortiz Montalvo, Ponce Rosas, Fajardo-Ortiz et al., 2017}; ^{Torres-Zapata et al., 2020}). De manera similar, el tiempo que haya pasado desde el egreso de la educación media superior, la edad de los estudiantes, así como el semestre que están cursando se asocian directamente con la propensión a la reprobación en el nivel superior; donde quienes ingresan a la universidad con mayor edad y aquellos que se encuentran en los primeros semestres presentan una mayor probabilidad de reprobar materias (^{Orozco-Rodríguez, 2018}; ^{Ortiz Leóna, Sandoval Bosch, Adame Rivas, Ramírez Ávila et al., 2019}; ^{Pérez Alcántara, 2017}; ^{Silva Laya, 2011}).

Desde una perspectiva familiar, el nivel de estudios parentales, así como el capital educativo y cultural que posea la familia se asocia con mayores recursos culturales, sociales y materiales en el estudiantado, así como una mayor motivación para terminar los estudios superiores en tiempo y forma (^{Araiza-Lozano, 2018}; ^{Baltazar Escalona, Gaviño Ortiz y Sánchez-Mejorada Zapata, 2016}; ^{Chong-González, 2017}; ^{Hernández-Herrera, 2019}; ^{Urbina-Nájera, Camino-Hampshire y Cruz Barbosa, 2020}).

Desde una perspectiva psicológica, el apoyo familiar y parental parece ser determinante en la motivación académica y se asocia con bajos índices de reprobación y deserción (^{Pérez-Ornelas, 2019}; ^{Torres-Zapata et al., 2020}). Las relaciones interpersonales también parecen influir en el desempeño académico, la reprobación y la deserción, pues al tener una mayor red de apoyo, los estudiantes parecen manejar el estrés académico y personal de maneras más adaptativas (^{Gutiérrez-Rodríguez y Rodríguez-Mazariego, 2020}; ^{Martínez, Álvarez Xochihua, González Fraga, Mejía Victoria et al., 2018}; ^{Reyes-Pérez et al., 2020}). Adicionalmente, el sexo también parece influir en el fenómeno, pues las mujeres por lo general son menos propensas a la reprobación y cuentan con mayores recursos psicológicos y sociales para hacer frente al estrés académico (^{Fernández Ortega et al., 2017}; ^{Fouilloux Morales, Barragán Pérez, Ortiz León, Jaimes Medrano et al., 2013}; ^{Reyes-Pérez et al., 2020}; ^{Rosas Meza y Victorino Ramírez, 2018}; ^{Torres Valenzuela et al., 2017}).

Desde una perspectiva económica, cabe mencionar que durante 2020, 43.9% de la población en México no percibió un ingreso lo suficientemente robusto como para alcanzar el bienestar económico, obtener servicios básicos en sus viviendas, ni acceder a la educación (^{Coneval, 2020}). De ahí que la presión económica sea una de las razones principales por las que solo 8 de cada 100 estudiantes de educación superior concluyan y que solo 10% de este grupo alcance a finalizar los estudios en el tiempo propuesto por su plan ideal (^{Gutiérrez-Rodríguez y Rodríguez-Mazariego, 2020}; ^{De Vries et al., 2011}). En línea con los indicadores socioeconómicos, diversas instituciones de educación superior (IES) en México reportan que el ingreso familiar se relaciona directamente con los índices de reprobación (^{De Valle Alonso et al., 2012}; ^{Fernández Ortega et al., 2017}; ^{Gutiérrez-Rodríguez y Rodríguez-Mazariego, 2020}).

Bajo este tenor, la situación económica familiar también repercute en las trayectorias académicas de la educación superior pues al no tener cubiertas sus necesidades primarias, los estudiantes buscan empleos para poder cubrir los costos directos e indirectos de su educación moviendo a segundo plano su aprovechamiento escolar (^{Silva Laya, 2011}; ^{Tinto, 2012}; ^{Torres-Zapata et al., 2020}). Consecuentemente, compaginar estudios y trabajo generalmente actúa como un factor de riesgo para la reprobación, pues empatar los horarios de ambas actividades influye en el cumplimiento y la asistencia de los alumnos mientras que también limita el rendimiento que puedan alcanzar en ambas actividades ya que, por lo general, las condiciones actuales de oferta laboral no presentan mayor flexibilidad en horarios (^{Chong-González, 2017}; ^{Iñiguez-Monroy, Aguilar-Salinas, De las Fuentes-Lara y Rodríguez-González, 2017}; ^{Padilla-González, Figueroa Ruvalcaba y Rodríguez-Figueroa, 2017}; ^{Pérez-Ornelas, 2019}; ^{De Vries et al., 2011}).

Dada la escasez de estudios con una aproximación integral a la reprobación así como el alcance limitado que ha mostrado la intervención académica (^{Gutiérrez-Rodríguez y Rodríguez-Mazariego, 2020}; ^{Luna, 2019}; ^{Torres-Zapata et al., 2020}), surge la necesidad de estudiar la reprobación desde una perspectiva global, integrando factores de ambientes disímiles así como los retos socioeconómicos, psicológicos y académicos que enfrentan los estudiantes de educación superior inscritos en distintos programas (^{Araiza-Lozano, 2018}; ^{Orozco-Rodríguez, 2018}; ^{Ortega-Medellín et al., 2020}; ^{Padilla-González, Figueroa Ruvalcaba y Rodríguez-Figueroa, 2017}; ^{Urbina-Nájera, Camino-Hampshire y Cruz Barbosa, 2020}; ^{De Vries et al., 2011}). La finalidad de este estudio es identificar los factores personales, contextuales y académicos que estén asociados a la reprobación en estudiantes de distintas licenciaturas e IES pertenecientes a diversos estados de la república mexicana.

Con base en hallazgos de investigaciones anteriores nuestras hipótesis fueron las siguientes:

Metodología

Resultados

El primer paso fue calcular el modelo multinivel incondicional. El residual de segundo nivel (U_0j ) demuestra variación significativa del intercepto entre licenciaturas, indicando que un análisis multinivel es apropiado. El error asociado al intercepto global señala que los participantes de Enfermería presentaron un momio logístico de reprobación base menor al promedio de las demás licenciaturas, mientras que los de Veterinaria, Química e Ingeniería, un momio base de reprobación mayor. Al no haber residual de primer nivel en modelos logísticos, se agrega la constante 3.29 (i.e., π²/3) a la ecuación de la correlación intraclase (donde ρ = U0j / [U0j + π²/3]) como estimación del componente de varianza del primer nivel en una distribución logística (^{Sommet y Morselli, 2017}). La correlación intraclase para el modelo incondicional resultó en ρ = .203, indicando que el 20.3% de la varianza del momio logístico de reprobación base para estos participantes se debe a la licenciatura que están cursando. Los siguientes pasos consistieron en la parametrización del modelo multinivel siguiendo una aproximación de abajo hacia arriba donde, por medio del método de eliminación hacia atrás, se determinaron los predictores del primer nivel (i.e., estudiantes) antes de determinar aquellos del segundo nivel (i.e., licenciatura).

El segundo paso consistió en agregar distintas variables sociodemográficas al primer nivel que se adicionaron al modelo incondicional, lo cual derivó en el segundo modelo (i.e., sociodemográfico), para el cual se pusieron a prueba las siguientes variables de factores personales y contextuales:

Las únicas variables que presentaron una asociación significativa con la reprobación para esta muestra fueron la escolaridad materna y el sexo del estudiante.

Durante el tercer paso, se agregaron las dificultades que hubieran podido poner en riesgo la continuidad de los estudios al modelo sociodemográfico para derivar el tercer modelo (dificultades). Se pusieron a prueba las siguientes variables de factores personales y contextuales:

Las dificultades que presentaron una asociación con la reprobación para esta muestra fueron: un traslado mayor a una hora entre casa y universidad, así como el haber experimentado dificultades tanto económicas como amorosas.

Una vez identificados factores personales y contextuales para el primer nivel (i.e., estudiantes), como cuarto paso se buscó probar si estas asociaciones presentaban efectos específicos (i.e., pendientes aleatorias) por licenciatura. Se corrió el modelo dificultades intercalando una pendiente aleatoria a la vez (p. ej., γ_40(Edad) + U_4j), pero no se encontró variación significativa, indicando que la asociación entre los predictores y la propensión a la reprobación es similar entre las licenciaturas que estudian los participantes que conforman esta muestra.

Como quinto paso, se agregaron al modelo dificultades las variables del segundo nivel (i.e., licenciatura) en clústers y también se determinaron los predictores finales por medio del método eliminación hacia atrás. Se pusieron a prueba las siguientes variables:

Ninguno de los servicios universitarios presentó asociaciones con la propensión a la reprobación, y si bien el promedio actual mostró una asociación significativa, esta se perdió al combinarse con la variable semestre. El único factor académico que se agregó al modelo de dificultades fue el semestre cursado, lo cual derivó en el modelo de progreso académico.

Como sexto paso, se buscaron interacciones entre niveles (p. ej., dificultades económicas*semestre) sin embargo, no fueron significativas o presentaron efectos aleatorios demasiado complejos que resultaron en problemas de computación, por lo que no se adicionaron nuevas variables a este cuarto y último modelo (Tabla 4).

La comparación entre los cuatro modelos propuestos favorece el de progreso académico, pues este último presenta mejores índices de ajuste que los anteriores y mayor poder explicativo que el tercero (dificultades) con respecto al modelo incondicional (Δρ =. 05 y .04, respectivamente). El modelo final implica que el momio logístico de reprobación base (γ_{00(Intercepto)}) para los participantes de Psicología, Medicina, Biología, Arquitectura, Derecho, Contaduría y Administración es el mismo (RM = 0.22). En contraste, el momio base para los participantes de Enfermería es menor (0.05) al de las licenciaturas anteriores, mientras que los momios para los participantes de Veterinaria, Ingenierías y Química son superiores a los demás (0.45, 0.48 y 0.65, respectivamente).

Se presentan las ecuaciones por nivel, así como la ecuación combinada del modelo de progreso académico:

Nivel 1 (Estudiantes):

Logit (momio) Reprobación_ij = β_{00(Intercepto)} + β_10(Edad) X_ij + β_{20(Sexo Masculino)} X_ij + β_{30(Madre con Preparatoria)} X_ij + β_40(Traslado) X_ij + β_{50(Dificultades Económicas)} X_ij + β_{60(Dificultades Amorosas)} X_ij

Nivel 2 (Licenciatura):

β_{00(Intercepto)} = γ_{00(Intercepto)} + U_0j.

β_10(Edad) = γ_10(Edad).

β_{20(Sexo Masculino)} = γ_{20(Sexo Masculino).}

β_{30(Madre con Preparatoria)} = γ_{30(Madre con Preparatoria).}

β_40(Traslado) = γ_{40(Traslado).}

β_{50(Dificultades Económicas)} = γ_{50(Dificultades Económicas).}

β_{60(Dificultades Amorosas)} = γ_{60(Dificultades Amorosas).}

β_01(Semestre) = γ_01(Semestre) W_j.

Combinado (Estudiantes en licenciatura):

Logit(momio) Reprobación_ij = γ_{00(Intercepto)} + γ_10(Edad)X_ij + γ_{20(Sexo Masculino)}X_ij + γ_{30(Madre con Preparatoria)}X_ij + γ_40(Traslado)X_ij + γ_{50(Dificultades Económicas)}X_ij + γ_{60(Dificultades Amorosas)}X_ij + γ_01(Semestre)W_j + U_0j.

Donde el momio logístico asociado a la reprobación para el estudiante_i en la licenciatura_j resulta de un intercepto global (γ_{00(Intercepto)}) o momio logístico de reprobación base cuando todos los predictores están en cero, más los efectos fijos (equivalentes entre licenciaturas) de edad, sexo, escolaridad preparatoria materna, tiempo de traslado, dificultades económicas y amorosas (γ₁₀ X_ij a γ₆₀X_ij), aunado al efecto del semestre en el que esté el estudiante (γ₀₁W_j) y la variación con respecto al intercepto global correspondiente a cada licenciatura (U_0j ).

Discusión

El propósito de esta investigación fue identificar asociaciones entre la propensión a la reprobación y factores personales, contextuales y académicos en una muestra intencional de estudiantes de licenciatura mexicanos. Por medio de un modelo multinivel de estudiantes anidados en licenciaturas, se buscó determinar si los factores personales y contextuales presentarían asociaciones similares a las presentadas por factores académicos y se buscó indagar sobre la presencia de asociaciones exclusivas a ciertas licenciaturas.

Nuestros resultados apoyan la primera y segunda hipótesis al demostrar que, si bien la reprobación es un fenómeno multidimensional, los factores personales y contextuales presentan asociaciones de mayor magnitud con la propensión a la reprobación en comparación con las asociaciones observadas de factores académicos. Los resultados del modelo multinivel coinciden con hallazgos anteriores y resaltan la necesidad de estudiar la reprobación desde una perspectiva que integre condiciones socioeconómicas y fenómenos psicológicos a los que están expuestos los estudiantes mexicanos, aunado a los factores académicos que han sido tradicionalmente analizados (^{Araiza-Lozano, 2018}; ^{Barroso-Tanoira, 2014}; ^{Ortega-Medellín et al., 2020}; ^{Salcedo Montoya et al., 2020}; ^{De Vries et al., 2011}; ^{Yépez-Herrera et al., 2019}).

Pese a la selectividad muestral y cantidades desbalanceadas de participantes por licenciatura, los datos sugieren que la propensión a la reprobación presenta variación por licenciatura, donde se observó cómo los participantes que estudian Veterinaria, Química e ingenierías presentaron una mayor propensión a la reprobación y los de Enfermería una menor en comparación con los de las demás licenciaturas en esta investigación. Este resultado provee cierta evidencia que sustentaría de manera parcial nuestra tercera hipótesis. Sin embargo, los factores que actuaron como variables independientes en los modelos presentaron efectos fijos y no aleatorios por licenciatura, lo cual contrasta con los hallazgos de ^{Ortega-Medellín et al. (2020)} y refutaría parcialmente nuestra tercera hipótesis. Si bien nuestros resultados sugieren diferencias en la propensión base a la reprobación entre licenciaturas, es difícil argumentar que existe un efecto diferencial para cada licenciatura dada la intencionalidad y baja representatividad en el muestreo de esta investigación. Estudios con muestras aleatorias y balanceadas deben de llevarse a cabo para poder sustentar o refutar exitosamente nuestra tercera hipótesis.

Los factores personales (i.e., edad, sexo y dificultades amorosas) presentaron las asociaciones más salientes con la propensión a la reprobación para esta muestra en particular. Se identificó una asociación positiva entre la propensión a la reprobación y la edad, tal como la habían identificado investigaciones anteriores (^{Fernández Ortega et al., 2017}; ^{Yépez-Herrera et al., 2019}). Nuestros resultados sugieren que, a mayor edad por parte de los estudiantes, mayor es la propensión a la reprobación en nuestra muestra, y esto se puede comprender a través de las responsabilidades que llegan a contraer los estudiantes conforme son mayores; pues tras alcanzar su propio sustento económico y una vez insertos en el mundo laboral, podrían colocar en segundo lugar su aprovechamiento educativo (^{Tinto, 2012}; ^{Torres-Zapata et al., 2020}). Otra posibilidad es que vengan con trayectorias disruptivas previas a su ingreso a la educación superior con una historia de mayores dificultades de diferente índole, sobre lo que se tendría que investigar más a futuro.

En esta muestra, el sexo tuvo la asociación más notoria con la propensión a reprobar, donde los hombres presentaron un momio 80% mayor en comparación con las mujeres, lo cual va en línea con hallazgos previos en donde las estudiantes se han mostrado con menor tendencia a la reprobación (^{Fernández Ortega et al., 2017}; ^{Fouilloux Morales et al., 2013}; ^{Torres Valenzuela et al., 2017}). Esto se entendería desde una perspectiva psicológica, pues los hombres adultos jóvenes han demostrado mayor impulsividad y menores recursos emocionales, académicos y sociales que las mujeres para hacer frente a las adversidades académicas. Por otro lado, se ha encontrado que ellos tienden a buscar apoyo primordialmente académico en vez de acudir a otros servicios como orientación psicológica para hacer frente a problemas extraacadémicos que podrían estar obstaculizando su rendimiento en los estudios (^{Reyes-Pérez y Cruz-Torres, 2020}; ^{Rosas Meza y Victorino Ramírez, 2018}; ^{Torres Valenzuela et al., 2017}).

En tercera instancia, se observó que el último factor personal que parece incidir sobre la reprobación en esta muestra fueron las relaciones interpersonales. Haber experimentado dificultades amorosas se coloca como el segundo predictor más destacado, lo que concuerda con hallazgos previos (^{Martínez et al., 2018}; ^{Reyes-Pérez et al., 2020}). Esta asociación con la reprobación sugiere la importancia de la vida social para los estudiantes de licenciatura que conformaron la muestra, mientras que también evidencia la necesidad del bienestar emocional para cursar sus asignaturas en tiempo y forma, independientemente de fungir como recurso en contra del estrés académico y personal (^{Gutiérrez-Rodríguez y Rodríguez-Mazariego, 2020}). Por otro lado, respecto de la relación de pareja en estudiantes universitarios, nuestros resultados podrían sugerir la importancia de un programa de orientación psicológica para aquellos que hayan experimentado problemas de tipo amoroso para que no presenten una mayor propensión a la reprobación.

Por su parte, los factores contextuales (i.e. escolaridad materna, dificultades económicas y traslados largos) empataron el número de asociaciones con la propensión a la reprobación presentada por los factores personales, sin embargo, no mostraron una magnitud tan notoria. La escolaridad de la madre presenta un efecto inesperado en este estudio pues para las familias en donde la escolaridad materna se encuentra por arriba del promedio, se esperaría que los estudiantes fueran menos propensos a reprobar dada una posición socioeconómica más favorecida (^{Araiza-Lozano, 2018}; ^{Baltazar Escalona, Gaviño Ortiz y Sánchez-Mejorada Zapata, 2016}; ^{Hernández-Herrera, 2019}; ^{Urbina-Nájera, Camino-Hampshire y Cruz Barbosa, 2020}). El modelo de progreso académico demuestra lo contrario para nuestra muestra, lo cual podría sugerir la importancia del apoyo familiar y específicamente el apoyo parental como factores de protección ante la reprobación. Asumiendo que más madres con nivel de escolaridad superior al promedio trabajan formalmente en comparación con las demás de la muestra, se podría especular que el tener ambos padres trabajando afecta la percepción de apoyo parental por parte de los estudiantes. Al percibir un menor apoyo de los padres, se vería afectada su motivación para presentar un rendimiento académico adecuado; sin embargo, el efecto que tiene el nivel de escolaridad parental en la reprobación para estudiantes de educación superior es un tema que se debe desarrollar en investigaciones posteriores con muestras aleatorias y balanceadas (^{Hernández-Herrera, 2019}; ^{Pérez-Ornelas, 2019}; ^{Torres-Zapata et al., 2020}; ^{Yépez-Herrera et al., 2019}).

Por otro lado, el modelo presentó una asociación positiva y significativa entre la propensión a la reprobación y el haber experimentado dificultades económicas. La falta de materiales, insumos, transporte o comida son factores que disminuyen el rendimiento académico y la motivación de los alumnos y por lo mismo pueden influir en la reprobación (^{Chong-González, 2017}; ^{Fernández Ortega et al., 2017}; ^{Gutiérrez-Rodríguez y Rodríguez-Mazariego, 2020}). Si bien casi todas las universidades en México ofrecen becas, estímulos o apoyos económicos a su cuerpo estudiantil, los indicadores económicos (^{Coneval, 2019}) demuestran las carencias que presentan las familias aun cuando se les llegara a apoyar con los gastos de inscripción y mensualidades.

Por otra parte, el modelo identificó un traslado mayor de una hora entre casa y universidad como un factor asociado a la propensión a la reprobación para la muestra, pues posiblemente complique la asistencia de los estudiantes, lo cual posteriormente les traería problemas de rendimiento a causa de tener que salir temprano de clases en el turno vespertino o llegar tarde al matutino (^{Montijo-Arriola, Cortés-Hernández, Quintana-Zavala, García-Puga et al., 2020}; ^{Ortiz Leóna et al., 2019}). También se podría entender que los trayectos traen como consecuencia el limitar las visitas al hogar, dada la distancia entre la casa y la escuela, además de los costos económicos asociados al transporte y la inversión de tiempo, que disminuye posibilidades de dedicación al estudio y coloca a los estudiantes en un mayor riesgo de reprobación e ineficiencia terminal de programas académicos (^{Chong-González, 2017}; ^{Gutiérrez-Rodríguez y Rodríguez-Mazariego, 2020}).

En cambio, con respecto a los factores académicos relacionados con la propensión a la reprobación, solamente se encontró una asociación significativa, lo cual nuevamente sustenta la segunda hipótesis, pues los factores académicos no mostraron el número ni la magnitud de asociaciones con la propensión a la reprobación como los factores personales y contextuales para nuestra muestra. Aunque se encontró una asociación entre la propensión a la reprobación y el promedio actual, esta perdió significancia con la adición de la variable semestre. El modelo identifica que la reprobación se presenta de mayor manera en los últimos semestres para los participantes, pues los momios incrementan un 5% con cada semestre que avanzan los estudiantes desde la mitad de su programa académico. Los resultados sugieren una tendencia similar a la encontrada con la edad de los estudiantes en la muestra y contrasta con hallazgos previos (^{Padilla-González, Figueroa Ruvalcaba y Rodríguez-Figueroa, 2017}; ^{Pérez-Ornelas, 2019}; ^{Rico Páez, Gaytán Ramírez y Sánchez Guzmán, 2019}; ^{Torres-Zapata et al., 2020}). Esta asociación se podría explicar con la incorporación al mercado laboral por parte de quienes están próximos a terminar su licenciatura. Sin embargo, el muestreo intencional de este trabajo pudo no haber abarcado estudiantes al inicio de su licenciatura y con mayores índices de reprobación y ausentismo, lo cual nuevamente obstaculiza la generalización de esta tendencia.

Llama la atención que ningún otro predictor del segundo nivel presentó un efecto en la propensión a la reprobación. Los demás factores universitarios que se pusieron a prueba fueron la disponibilidad y satisfacción con el servicio de tutorías y demás servicios medidos por el cuestionario sobre el uso y la satisfacción de los servicios de atención estudiantil (^{Rivera Heredia et al., 2016}). Aunque los resultados demuestran que la oferta y satisfacción con los servicios universitarios no presentan un efecto sobre la propensión en la reprobación para esta muestra, hace falta profundizar el análisis sobre el impacto de las tutorías, así como del apoyo u orientación psicológica en la propensión a la reprobación, y no solo sobre el rendimiento académico en los estudiantes de educación superior (^{Ortega-Medellín et al., 2020}; ^{Zulma-Sánchez et al., 2017}).

Las limitaciones de este estudio fueron varias. En primera instancia, no contó con un muestreo aleatorio ni representativo, al haber limitado el muestreo y la aplicación a los alumnos presentes en el salón de clases, solo se alcanzó a sondear aquellos que posiblemente presentaban bajas tasas de reprobación, ausentismo y factores adversos. Si bien los hallazgos parecen evidenciar asociaciones de diversos factores personales, contextuales y académicos con la propensión a la reprobación, estos deben ser interpretados con precaución, pues la selectividad en la muestra dificulta la generalización de nuestros resultados a la población estudiantil.

En segunda instancia, la baja matrícula estudiantil en programas tales como Ingeniería en telecomunicaciones o Administración de archivos y gestión documental hizo necesario conglomerar programas, lo que posiblemente resultó en la generalización de los efectos a programas educativos disímiles. Por otra parte, el que los estudiantes hayan autorreportado sus promedios, así como si habían reprobado alguna materia dentro del plan curricular, pudo haber resultado en sesgo de autorreporte, así como una modificación de los datos a causa de deseabilidad social. Por otro lado, el que solamente una porción de los participantes haya acudido a los servicios de atención estudiantil y participado en las actividades culturales y deportivas complicó la computación de la asociación entre el uso y la satisfacción de estos con la propensión a reprobar. Se tiene que trabajar más para identificar el efecto que tienen las tutorías académicas, así como otros servicios universitarios en la reprobación de los estudiantes de educación superior.

En conclusión, este estudio identificó que la reprobación es un fenómeno multidimensional que se encuentra asociado con factores personales, contextuales y académicos. Para esta muestra, la reprobación se asocia mayormente con factores personales, donde el sexo masculino y el haber experimentado dificultades amorosas fueron los mayores factores de riesgo para la reprobación. Los factores contextuales asociados a la reprobación en la muestra fueron las dificultades económicas, los traslados prolongados y un menor apoyo familiar. Aunque los factores académicos parecen haber sido eclipsados por los personales y contextuales, el semestre actual también se asocia con la reprobación en esta muestra.