Revista de Ciencias Sociales (RCS)

Vol. XXXI, Número Especial 11, enero-junio 2025. pp. 237-250

FCES - LUZ ● ISSN: 1315-9518 ● ISSN-E: 2477-9431

Como citar: De la Fuente, R., Álvarez, E. L., y Ortega-Sánchez, D. (2025). Medición de la Responsabilidad Social Universitaria desde la perspectiva del alumnado: Análisis de percepciones. Revista De Ciencias Sociales, XXXI(Número Especial 11), 237-250.

Medición de la Responsabilidad Social Universitaria desde la perspectiva del alumnado: Análisis de percepciones

De la Fuente Anuncibay, Raquel*

Álvarez Morales, Elsa Leuvany**

Ortega-Sánchez, Delfín***

Resumen

La Responsabilidad Social Universitaria representa el compromiso ético de las universidades con la sociedad, mediante la gestión consciente de sus impactos educativos, sociales y ambientales, orientados al desarrollo humano sostenible. El objetivo de esta investigación fue analizar las percepciones del alumnado sobre la Responsabilidad Social Universitaria en la Universidad Técnica Estatal de Quevedo-Ecuador. Con este fin, se aplicó, previa obtención de evidencias empíricas de validez y fiabilidad, la escala RSU-EC, basada en el modelo URSULA, a una muestra de 1.152 estudiantes universitarios procedentes de 11 centros educativos. Los análisis de comparación intergrupal evidenciaron diferencias estadísticamente significativas, en función del centro de adscripción, en dimensiones relacionadas con la ética, transparencia e inclusión curricular de los Objetivos de Desarrollo Sostenible, así como en la escala completa. Los resultados evidencian la ausencia de percepciones uniformes y favorables sobre las estrategias institucionales para la consolidación de una verdadera cultura de Responsabilidad Social Universitaria, y sobre el compromiso universitario con la sostenibilidad, desarrollo e implementación de los objetivos, y equidad social. Estos hallazgos sugieren la necesidad de repensar las políticas universitarias en este ámbito de actuación y de articular mecanismos específicos, con mayor grado de operatividad y eficacia, en los planes de desarrollo estratégico institucionales.

Palabras clave: Responsabilidad Social Universitaria; percepciones del alumnado; modelo URSULA; sostenibilidad; equidad social.

*                 Doctora en Ciencias de la Educación. Catedrática del Departamento de Ciencias de la Educación en la Universidad de Burgos, Burgos, Castilla y León, España. Coordinadora del Grupo de Innovación Docente: Innovación, Inclusión e Investigación. E-mail: raquelfa@ubu.es ORCID: https://orcid.org/0000-0002-4535-8570

**              Doctora en Ciencias de la Educación. Doctora en Contabilidad y Finanzas. Docente y Coordinadora de Educación Continua de la Facultad de Posgrado en la Universidad Técnica Estatal de Quevedo, Quevedo, Los Rios, Ecuador. E-mail: ealvarez@uteq.edu.ec ORCID: https://orcid.org/0000-0001-6656-3381

***           Doctor en Didáctica de las Ciencias Sociales. Doctor en Educación. Doctor en Historia de América. Catedrático de Didáctica de las Ciencias Sociales en la Universidad de Burgos, Burgos, Castilla y León, España. Miembro del Grupo de Investigación de Didáctica de la Historia y de las Ciencias Sociales (DHISO). E-mail: dosanchez@ubu.es ORCID: https://orcid.org/0000-0002-0988-4821

Recibido: 2024-12-22 • Aceptado: 2025-03-11

Measuring University Social Responsibility from the student perspective: Analysis of perceptions

Abstract

University Social Responsibility represents the ethical commitment of universities to society through the conscious management of their educational, social, and environmental impacts, geared toward sustainable human development. The objective of this research was to analyze student perceptions of University Social Responsibility at the State Technical University of Quevedo, Ecuador. To this end, after obtaining empirical evidence of validity and reliability, the RSU-EC scale, based on the URSULA model, was applied to a sample of 1,152 university students from 11 educational institutions. Intergroup comparison analyses revealed statistically significant differences based on the institution of enrollment in dimensions related to ethics, transparency, and curricular inclusion of the Sustainable Development Goals, as well as in the full scale. The results reveal a lack of consistent and favorable perceptions of institutional strategies for consolidating a true culture of University Social Responsibility and of university commitment to sustainability, development and implementation of objectives, and social equity. These findings suggest the need to rethink university policies in this area of action and to articulate specific, more operational and effective mechanisms in institutional strategic development plans.

Keywords: University Social Responsibility; student perceptions; URSULA model; sustainability; social equity.

Introducción

El concepto de responsabilidad social ha venido consolidándose como un eje de actuación fundamental en la conducción de respuestas concretas a los retos globales planteados por los Objetivos de Desarrollo Sostenible (ODS), cuyo alcance trasciende los procedimientos y bases de gobierno hacia individuos, empresas o administraciones públicas. En este marco, la literatura reciente destaca su relevancia como un constructo multidimensional que incluye, desde una perspectiva holística e integrada, los espacios económicos, sociales y ambientales.

En este sentido, Hwang et al. (2023) subrayan la forma en que la promoción de la responsabilidad social en estudiantes motiva su disposición cognitiva y ético-actitudinal a actuar frente a los problemas socio-científicos contemporáneos. Asimismo, Ronalter et al. (2023) enfatizan que las estrategias organizacionales ESG (ambientales, sociales y de gobernanza) potencian el desarrollo de habilidades en sostenibilidad.

La responsabilidad social, tradicionalmente asociada al ámbito corporativo, encuentra un espacio relevante, en consecuencia, en el contexto de la educación superior (Organización de las Naciones Unidas para la Educación, la Ciencia y la Cultura [UNESCO], 1998; Beltrán-Llavador et al., 2014; Rincón et al., 2017; Martí-Noguera et al., 2018; Rubio-Rodríguez et al., 2020; Mendoza et al., 2020; La Cruz-Arango et al., 2022).

En América Latina, uno de los primeros esfuerzos regionales pasó por la creación de la red chilena de universidades “Universidad Construye País” (Gaete, 2016), cuyos ejes principales de acción destacaron la necesidad de sensibilización de estudiantes y docentes sobre la importancia de la Responsabilidad Social Universitaria (RSU) y su institucionalización.

En esta línea, Berei (2020) adaptó la pirámide de Carroll al entorno académico, con el propósito de completar las responsabilidades de aprendizaje, legales y éticas universitarias con la contribución voluntaria del alumnado a la mejora de la vida comunitaria. Las conclusiones de su estudio sugieren hacer trascender la educación formal, e integrar los valores éticos y sociales en los planes formativos, esenciales en la educación para una ciudadanía comprometida con los retos globales.

Desde esta perspectiva, López et al. (2017) propusieron la responsabilidad social personal como un compromiso cotidiano, capaz de impactar positivamente en la comunidad y el entorno más inmediato. Estas bases teóricas interdisciplinares sugieren que la educación superior habría de promocionar perfiles integrales, con competencias en comunicación, pensamiento crítico y trabajo colaborativo, vinculadas con la responsabilidad social, y orientadas a su contribución al desarrollo sostenible y a la transformación social.

La revisión de los estudios empíricos disponibles sobre RSU, realizada por Huang y Do (2021), pone de manifiesto que la articulación de sus dimensiones registra variaciones significativas, de acuerdo con el contexto nacional. Sus conclusiones, en efecto, señalan que, en los países desarrollados, la dimensión de gobernanza organizacional desempeña un papel predominante en el compromiso universitario con la responsabilidad social y en su desempeño institucional. Asimismo, la dimensión educativa se encuentra experimentando una creciente integración de la responsabilidad social y la sostenibilidad en los diseños curriculares. Por el contrario, en los países en desarrollo, las investigaciones identifican las dimensiones sociales y de relación comunitaria como factores prioritarios.

En este sentido, las universidades de estas regiones concentran sus esfuerzos en abordar problemas sociales, mediante actividades como el voluntariado estudiantil y la transferencia de conocimiento hacia las comunidades locales. Además, parece otorgarse una atención significativa a la interacción con los grupos de interés, en atención al impacto que las iniciativas de RSU imprimen en sus percepciones sobre la institución universitaria.

En relación con la dimensión legal, esta misma revisión de Huang y Do (2021), destaca su relevancia para el desarrollo de la RSU, tanto en países desarrollados como en desarrollo, aunque con matices diferenciados. En los primeros, el marco legal, ya consolidado, proporciona directrices bien definidas, aprovechadas por las universidades para la estructuración y fortalecimiento de sus prácticas de responsabilidad social. En los países en desarrollo, en cambio, la ausencia de un marco legal robusto constituye un obstáculo significativo para la implementación efectiva de la RSU, limitando, de esta forma, su institucionalización y alcance.

En este contexto, esta investigación pretende ofrecer una primera evaluación completa de la validez y fiabilidad de la escala RSU-EC (Responsabilidad Social Universitaria-Ecuador) basada en el modelo URSULA, con el fin de garantizar su rigor metodológico y replicabilidad en el contexto universitario ecuatoriano. Asimismo, tiene como propósito analizar las percepciones del alumnado sobre la RSU en la Universidad Técnica Estatal de Quevedo (Ecuador), y examinar las potenciales diferencias intergrupales, en función del sexo, la edad y el centro educativo, con particular atención a las dimensiones relacionadas con la ética, transparencia, ODS y sostenibilidad.

1. La evaluación de la RSU: Complejidad conceptual y adecuación instrumental

El análisis de los modelos existentes revela la presencia de un amplio abanico dimensional de evaluación de la RSU, evidencia de su inherente complejidad. Esta evaluación exige la adopción de un enfoque multidimensional, y la adaptación específica de los instrumentos de medición a las particularidades de cada país y a las perspectivas de los grupos sociales vinculados con las universidades, cuyos conceptos de responsabilidad social y necesidades podrían diferir significativamente (Seibert et al., 2019).

El diseño e implementación de procesos y acciones, orientados a la materialización de la RSU en las actividades cotidianas de gestión, docencia e investigación de las universidades, deriva, por tanto, en la necesidad de desarrollar instrumentos con suficientes evidencias de validez y fiabilidad para evaluar este complejo concepto (Martí-Noguera et al., 2018). Este desarrollo instrumental requiere de una cuidada selección de indicadores dirigidos a la evaluación de los recursos asignados a las actividades de RSU, y a los resultados e impactos derivados de estos recursos e iniciativas (Baca-Neglia et al., 2017).

Desde el ámbito metodológico, la literatura científica disponible ha empleado distintas estrategias para la estimación de los indicadores de RSU. Algunos de sus estudios han optado por calcular la media de los ítems (Bueñano et al., 2018; Seibert et al., 2019); o por analizar frecuencias (Gómez y Pinto, 2019), con el propósito general de evaluar el desempeño de las universidades en sus actividades de responsabilidad social.

Sin embargo, otras investigaciones se han centrado en la validación de la fiabilidad de los instrumentos de medición, mediante la aplicación de técnicas de análisis multivariante como el análisis factorial (Hornungová, 2014; Baca, 2015; Baca-Neglia et al., 2017; Rodrigues et al., 2021). En esta línea, tanto Seibert et al. (2019); como Huang y Do (2021), han identificado variaciones en la relevancia de las dimensiones de la RSU, en función del contexto nacional.

Aunque se han aplicado modelos de evaluación internacionales, como la norma ISO 26000 (International Organization for Standardization [ISO], 2010) o la Guía para la elaboración de memorias de sostenibilidad sobre actuaciones económicas, medioambientales y sociales de la empresa del Global Reporting Initiative (GRI, 2000), pronto se comprobó la pertinencia de generar marcos adaptados a las particularidades regionales. Ejemplos destacados de estos esfuerzos incluyen el modelo RSU-AUSJAL (Asociación de Universidades Confiadas a la Compañía de Jesús en América Latina [AUSJAL], 2014); y el modelo URSULA (Vallaeys et al., 2009; Vallaeys, 2021).

Este último ha alcanzado una relevante difusión y aceptación entre las universidades latinoamericanas (Unión de Responsabilidad Social Universitaria Latinoamericana [URSULA], 2018; 2019), y ha sido propuesto como objeto de análisis por un buen número de estudios, que han adaptado su escala para su aplicación específica (Baca, 2015; Bueñaño et al., 2018).

Este reconocimiento del modelo URSULA, como herramienta de particular utilidad para el contexto latinoamericano, ha resultado fundamental en el desarrollo de estudios exploratorios iniciales de validación empírica, como el realizado en la Universidad Técnica Estatal de Quevedo (UTEQ) (Álvarez, 2022). En este estudio, se utilizaron encuestas, administradas a los diferentes colectivos universitarios (administrativos, docentes y estudiantes), y completadas a partir de la aplicación de la matriz de autodiagnóstico RSU-URSULA a las autoridades institucionales.

El modelo estructural del instrumento, basado en las cuatro dimensiones —gestión organizacional, formación, cognición y participación social—, permitió generar indicadores sintéticos, a partir de análisis factoriales y correlacionales con las variables sociodemográficas más habituales en la investigación educativa. La existencia de discrepancias relevantes entre la percepción de los distintos actores universitarios y la evaluación institucional oficial, identificadas en esta investigación, refuerza la necesidad de disponer de instrumentos válidos y culturalmente sensibles para medir la RSU.

2. Metodología

2.1. Participantes

La selección de los y las participantes se realizó mediante un muestreo intencional o de conveniencia, de acuerdo con las posibilidades de acceso del equipo investigador al campo de estudio y en función de su grado de adecuación a los objetivos formulados. Accedió a participar en este estudio un total de 1.152 estudiantes, adscritos a la Universidad Técnica Estatal de Quevedo (UTEQ) en Ecuador. En la Tabla 1, se muestran las distintas características de tal muestra.

Tabla 1

Características sociodemográficas

Género

Edad

Centro educativo

♀

♂

R1

R2

R3

R4

R5

1

2

3

4

5

6

7

8

9

10

11

fi

(pi)

fi

(pi)

fi

(pi)

fi

(pi)

fi

(pi)

fi

(pi)

fi

(pi)

fi

(pi)

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(pi)

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(pi)

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(pi)

fi

(pi)

fi

(pi)

fi

(pi)

fi

(pi)

fi

(pi)

fi

(pi)

fi

(pi)

497

(32)

1.055

(68)

1.360

(87.6)

107

(6.9)

11

(0.7)

70

(4.5)

4

(0.3)

59

(3.8)

151

(9.7)

205

(13.2)

62

(4.0)

95

(6.1)

32

(2.1)

122

(7.9)

101

(6.5)

7

(0.5)

675

(43.5)

43

(2.8)

Nota. R1 = 18-25 años; R2 = 26-30 años; R3 = 31-45 años; R4 = 46-65 años; R5 = Más de 65 años; 1 = Ciencias Agrarias; 2 = Ciencias Agropecuarias; 3 = Ciencias de la Educación; 4 = Ciencias de la Industria y Producción; 5 = Ciencias de la Ingeniería; 6 = Ciencias de la Salud; 7 = Ciencias Empresariales; 8 = Facultad Ciencias Sociales, Económicas y Financieras, 9 = Posgrado, 10 = Unidad de Admisión y Nivelación; 11 = Unidad de Estudios a Distancia.

Fuente: Elaboración propia 2025.

2.2. Instrumento

Para la recolección de datos, se aplicó el instrumento RSU-EC, fundamentado en el modelo URSULA (Vallaeys, 2021) y medido en una escala Likert de 6 puntos, que proporcionó a los y las participantes opciones de respuesta comprendidas desde ‘totalmente en desacuerdo’ hasta ‘totalmente de acuerdo’. Su composición factorial, orientada a la medición integrada del impacto social, ambiental y educativo de la institución universitaria, es la siguiente:

a. Factor 1 Clima laboral (ECL, ítems 1-7): Analiza el grado de armonía, equidad y bienestar en el entorno laboral universitario.

b. Factor 2 Campus sostenible (ECS, ítems 8-13): Evalúa el compromiso institucional con prácticas de sostenibilidad ambiental.

c. Factor 3 Ética, transparencia e inclusión (EETI, ítems 14-21): Examina los principios éticos, la gobernanza transparente y la promoción de la inclusión en la gestión universitaria.

d. Factor 4 Aprendizaje basado en desafíos sociales (EADS, ítems 22-28): Valora la integración de problemas sociales reales como eje del proceso educativo.

e. Factor 5 Inclusión curricular de los ODS (EICODS, ítems 29-33): Mide la incorporación de los ODS en los planes de estudio.

f. Factor 6 Mallas diseñadas con actores externos (EMDAE, ítems 14-37): Estudia la colaboración con agentes sociales externos en el diseño de los programas académicos.

g. Factor 7 Integración de la proyección con formación e investigación (EIPSFI, ítems 38-44): Analiza la sinergia entre la investigación, la enseñanza y las actividades de extensión universitaria (proyección social).

h. Factor 8 Proyectos co-creados, duraderos y de impacto (EPCDI, ítems 45-49).: Evalúa la sostenibilidad, la colaboración y el alcance de los proyectos universitarios en beneficio de la comunidad.

i. Factor 9 Participación en la agenda de desarrollo local, nacional e internacional (EPADLNI, ítems 50-55): Determina el nivel de compromiso de la Universidad con iniciativas de desarrollo en las diferentes escalas geográficas.

A. Validez de constructo

En coherencia con estudios de validación inicial exploratoria como los de Baca (2015); Baca-Neglia et al. (2017); y, Rodrigues et al. (2021); y, en el contexto de los análisis de ecuaciones estructurales mediante estructuras de covarianza, se realizó un Análisis Factorial Confirmatorio (AFC) para determinar la relevancia de cada ítem en la medición de las dimensiones de RSU, conforme al modelo URSULA (Vallaeys, 2021). De esta forma, con el propósito de confirmar la estructura factorial de la escala, se evaluó su idoneidad instrumental. En este sentido, se sometieron a prueba 9 hipótesis referidas a variables latentes (constructos), definidas a partir de 55 variables observadas o indicadores. El objetivo principal fue determinar las relaciones entre estos indicadores y sus respectivos constructos (factores), así como las interrelaciones entre los constructos mismos, a partir de las medidas de calidad de ajuste obtenidas.

Como se observa en la Tabla 2, los índices RMSEA (Error Cuadrático Medio de Aproximación) y SRMR (Residuo Cuadrático Medio Estandarizado) son coherentes con los valores recomendados (≤ 0.08); mientras que los índices CFI (Índice de Ajuste Comparativo) y TLI (Índice de Tucker-Lewis) alcanzan niveles óptimos (≥ 0.90).

Tabla 2

Medidas de ajuste. Ajuste absoluto (RMSEA y SRMR) y ajuste comparativo (CFI y TLI)

RMSEA 90% CI

CFI

TLI

SRMR

RMSEA

Inferior

Superior

0.941

0.937

0.031

0.058

0.057

0.059

                        Fuente: Elaboración propia, 2025.

La medida de ajuste de parsimonia (χ2 (1394) = 8654.256, p < 0.001) y los valores generales de ajuste absoluto y comparativo devueltos pueden considerarse adecuados. De igual forma, el límite superior del intervalo de confianza (IC) al 90% del RMSEA no supera el umbral de 0.08 (ver Figura I).

Fuente: Elaboración propia, 2025.

Figura I: Path diagram del modelo final

Las cargas factoriales obtenidas superan el umbral de 0.70, evidencias de una sólida relación entre cada indicador y su respectivo factor. Asimismo, las diferencias entre las cargas factoriales alcanzan un valor general mínimo (DT = 0.033), circunstancia que sugiere una aportación homogénea y equilibrada de los indicadores a la estimación factorial. Por último, la significación estadística, con valores de p < 0.001 en todos los casos, refuerza la validez del modelo. Puede concluirse, en consecuencia, que los indicadores contribuyen, de manera relevante y uniforme, a la medición del desempeño de la RSU.

B. Fiabilidad como consistencia interna

La evaluación de la fiabilidad de consistencia interna de los ítems del instrumento se realizó utilizando los coeficientes Alfa de Cronbach (α) y Omega de McDonald (ω). Inicialmente, se determinó el índice de fiabilidad para la escala en su totalidad y, posteriormente, se analizó cada uno de los factores o constructos teóricos predefinidos. Los resultados obtenidos reflejan una adecuada idoneidad de la escala (> 0.70) (ver Tabla 3).

Tabla 3

Coeficientes de consistencia interna

Coeficientes

ω

α

RSU

0.992

0.992

ECL

0.967

0.967

ECS

0.959

0.959

EETI

0.973

0.973

EADS

0.962

0.963

EICODS

0.952

0.951

EMDAE

0.949

0.949

EIPSFI

0.969

0.969

EPCDI

0.945

0.944

EPADLNI

0.959

0.959

Fuente: Elaboración propia, 2025.

Puede confirmarse, en consecuencia, la existencia de evidencias empíricas de fiabilidad y validez del instrumento de medición propuesto, basado en el modelo URSULA y adaptado a una escala Likert de 6 puntos.

2.3. Diseño y procedimiento

El presente estudio se inscribe en el ámbito de los diseños no experimentales de corte transversal. La escala de RSU-EC fue aplicada a estudiantes de la Universidad Técnica Estatal de Quevedo (UTEQ) en Ecuador. La recolección de datos, mediante cuestionario, se llevó a cabo entre el 30 de noviembre de 2021 y el 3 de febrero de 2022. El proceso se desarrolló en cumplimiento de los principios de transparencia y confidencialidad, priorizando la equidad en la selección de la muestra y la participación de actores clave en los procesos decisivos para la universidad participante.

En todos los casos, se han respetado los estándares de privacidad, cumpliendo con lo dispuesto en el Código de Protección de Datos Personales (Decreto Legislativo 196/2003) en materia de anonimato y consentimiento informado. Este estudio se ha realizado en plena conformidad con los principios éticos establecidos en la Declaración de Helsinki.

2.4. Análisis de datos

Verificado el supuesto de homocedasticidad en la mayoría de las dimensiones o factores mediante la prueba de Levene (p > 0.05) en los grupos sociodemográficos de sexo, edad y adscripción al centro educativo, la prueba de Kolmogorov-Smirnov mostró una desviación significativa respecto a la distribución normal (p <0.001). No obstante, el análisis descriptivo de los datos proporcionó evidencias de que los valores de asimetría (g1) se encontraban dentro del intervalo aproximado de −2 a 2 (± 2), considerando las variables mencionadas. Del mismo modo, los valores de curtosis (g2) se situaron dentro del rango de −7 a 7 (± 7). Estos valores son aceptables según la literatura metodológica (g1 < ±2 y g2 < ± 7) (Bandalos y Finney, 2019), y permiten suponer la existencia de una distribución aproximada a la normalidad.

Para evaluar las diferencias entre los grupos de interés, se realizó un análisis de varianza (ANOVA) de un factor y se aplicaron pruebas post hoc de comparaciones múltiples. Si bien la prueba de Tukey es comúnmente utilizada en este contexto, en este estudio se optó por la prueba de Dunn con corrección de Holm (prueba no paramétrica basada en rangos), con el objeto de minimizar posibles sesgos, garantizar la validez de los resultados y evitar la estricta dependencia de supuestos paramétricos, que exigen la superación de la demostración de normalidad descriptiva.

Esta prueba ofrece robustez frente a posibles violaciones de los supuestos paramétricos, y mayores garantías de obtener una inferencia estadística válida y fiable en procedimientos relacionales-comparativos intergrupales. Igualmente, la corrección de Holm ajusta los valores de p de manera secuencial, incrementando el poder estadístico sin comprometer el control del error Tipo I.

Asimismo, se calculó el tamaño del efecto mediante η² y se evaluó la potencia estadística (1-β), con el objetivo de determinar la probabilidad de evitar el error Tipo II (𝛽). Estos análisis se dirigieron a interpretar la magnitud de las potenciales diferencias y asegurar suficiente sensibilidad en la identificación de efectos relevantes.

3. Análisis comparativo de percepciones sobre la RSU según variables sociodemográficas y académicas

Los resultados obtenidos informan de la ausencia de diferencias estadísticamente significativas en las dimensiones de la escala RSU y en el total de la escala, en función del sexo y del rango de edad; sin embargo, reportan su existencia, de acuerdo con el centro educativo, en los factores ECS, EETI, EICODS, EIPSFI, EPCDI y EPADLN, y en la escala completa (ver Tabla 4). Los resultados obtenidos evidencian percepciones significativamente más positivas sobre la RSU en el alumnado de la Facultad de Ciencias Empresariales, en comparación con las expresadas por el estudiantado proveniente de la Unidad de Admisión y Nivelación.

Tabla 4

Comparación de valores factoriales en función del centro educativo

1

2

3

4

5

6

7

8

9

10

11

F(df)

p

1-β

η2

n = 59

n =151

n = 205

n = 62

n = 95

n = 32

n = 122

n = 101

n = 7

n = 675

n = 43

M

(DT)

M

(DT)

M

(DT)

M

(DT)

M

(DT)

M

(DT)

M

(DT)

M

(DT)

M

(DT)

M

(DT)

M

(DT)

ECS

4.03 (0.97)

3.87 (1.02)

3.82 (1.10)

3.87 (0.78)

3.66 (1.20)

3.64 (1.22)

4.03 (1.00)

4.02 (0.87)

3.36 (1.21)

3.79 (0.95)

4.15 (1.10)

2.173(10)

0.017a

0.95

0.014

EETI

4.02 (1.14)

3.90 (1.04)

3.93 (1.11)

4.00 (0.78)

3.72 (1.18)

3.74 (1.23)

4.14 (0.91)

4.10 (0.91)

3.58 (1.14)

3.86 (0.98)

4.13 (1.11)

1.928(10)

0.038b

0.95

0.012

EICODS

3.82 (1.12)

3.93 (1.05)

3.92 (1.14)

4.00 (0.80)

3.66 (1.22)

3.74 (1.19)

4.14 (0.93)

4.10 (0.90)

3.46 (1.19)

3.86 (0.95)

4.15 (1.20)

2.284(10)

0.012c

0.95

0.015

EIPSFI

3.83 (1.05)

3.92 (1.05)

3.91 (1.10)

4.01 (0.81)

3.67 (1.20)

3.82 (1.06)

4.04 (0.90)

4.04 (0.85)

3.51 (1.17)

3.80 (0.92)

4.06 (1.14)

2.121(10)

0.020d

0.95

0.014

EPCDI

3.67 (1.10)

3.76 (1.05)

3.76 (1.08)

3.90 (0.82)

3.50 (1.23)

3.69 (1.24)

3.94 (0.95)

3.91 (0.92)

3.40 (1.18)

3.70 (0.95)

3.97 (1.10)

1.913(10)

0.039e

0.95

0.012

EPADLN

3.63 (1.10)

3.77 (1.09)

3.81 (1.11)

3.92 (0.88)

3.54 (1.22)

3.69 (1.13)

3.97 (0.94)

3.91 (0.94)

3.38 (1.19)

3.63 (0.96)

4.00 (1.12)

2.764(10)

0.002f

0.95

0.018

RSU

3.88 (0.96)

3.89 (0.95)

3.88 (1.04)

3.98 (0.65)

3.66 (1.15)

3.75 (1.07)

4.08 (0.84)

4.04 (0.81)

3.50 (1.13)

3.82 (0.84)

4.10 (1.10)

2.205(10)

0.015g

0.95

0.014

Nota: 1 = Ciencias Agrarias; 2 = Ciencias Agropecuarias; 3 = Ciencias de la Educación; 4 = Ciencias de la Industria y Producción; 5 = Ciencias de la Ingeniería; 6 = Ciencias de la Salud; 7 = Ciencias Empresariales; 8 = Facultad Ciencias Sociales, Económicas y Financieras; 9 = Posgrado; 10 = Unidad de Admisión y Nivelación; 11 = Unidad de Estudios a Distancia. a pHolm = > 0.05: El ajuste del valor de p en la prueba de Holm (p Holm), aplicada con el objeto de reducir el riesgo de cometer un error Tipo I, informa de la debilidad de la diferencia y la sugerencia de su no consideración como estadísticamente confiable entre los pares de grupos. Esta conclusión se refuerza con la obtención de un pequeño tamaño del efecto (η² = 0.014), por el que, en la práctica, la diferencia global observada no es suficientemente fuerte o relevante y, por tanto, con posibilidad de proceder del producto del azar. b pHolm = 0.01 entre Ciencias Empresariales (7) - Unidad de Admisión y Nivelación (10). c pHolm = 0.01 entre Ciencias Empresariales (7) - Unidad de Admisión y Nivelación (10); pHolm = 0.03 entre Ciencias de la Ingeniería (5) - Unidad de Estudios a Distancia (11); pHolm = 0.02 entre Unidad de Admisión y Nivelación (10) - Unidad de Estudios a Distancia (11). d pHolm = 0.01 entre Ciencias Empresariales (7) - Unidad de Admisión y Nivelación (10). e pHolm = El ajuste del valor de p en la prueba de Holm (p Holm), aplicada con el objeto de reducir el riesgo de cometer un error Tipo I, informa de la debilidad de la diferencia y la sugerencia de su no consideración como estadísticamente confiable entre los pares de grupos. Esta conclusión se refuerza con la obtención de un pequeño tamaño del efecto (η² = 0.012), por el que, en la práctica, la diferencia global observada no es suficientemente fuerte o relevante y, por tanto, con posibilidad de proceder del producto del azar. f pHolm = 0.04 entre Ciencias de la Educación (3) - Unidad de Admisión y Nivelación (10); pHolm = 0.00 entre Ciencias Empresariales (7) - Unidad de Admisión y Nivelación (10). g pHolm = 0.00 entre Ciencias Empresariales (7) - Unidad de Admisión y Nivelación (10); pHolm = 0.02 entre Unidad de Admisión y Nivelación (10) - Unidad de Estudios a Distancia (11).

Fuente: Elaboración propia, 2025.

En efecto, el estudiantado de Ciencias Empresariales presenta medias dentro del intervalo [3.97-4.14], con una desviación estándar (DT) ≤ 0.94; mientras que los y las estudiantes de Admisión y Nivelación registran medias en el rango [3.63-3.86], con una dispersión similar (DT ≤ 0.98). El análisis de los efectos del tamaño de la diferencia entre ambos grupos confirma pequeños tamaños del efecto (η2 = [0.012- 0.018]). En todos los contrastes realizados, la potencia estadística es altamente satisfactoria para la detección de estas diferencias (1-β = 0.95).

Los factores asociados a la RSU revelan que las dimensiones vinculadas con la ética, transparencia e inclusión (EETI), la incorporación curricular de los ODS (EICODS), la integración de la proyección social con la formación e investigación (EIPSFI), la participación en la agenda de desarrollo local, nacional e internacional (EPADLNI), y la escala global de RSU tienden a la neutralidad en las respuestas del alumnado de Ciencias Empresariales. En cambio, el grupo de Admisión y Nivelación se posiciona en el desacuerdo parcial en estas dimensiones.

Estos hallazgos sugieren la inexistencia de percepciones sólidas y uniformes sobre el compromiso de la institución universitaria en la promoción de valores éticos, como la integridad y la equidad, así como sobre la transparencia en la rendición de cuentas y la disponibilidad de información institucional. Resulta generalizada, además, la falta de consenso acerca de la equidad en el acceso y la permanencia del alumnado.

Cuando se evalúa la inclusión curricular de los problemas globales, la sinergia entre investigación, formación académica y proyección social, y el nivel del compromiso universitario en iniciativas de desarrollo con impacto en políticas locales, nacionales e internacionales y programas estratégicos, estos resultados se desarrollan en un rango comparable. En esta última dimensión, las percepciones sobre la participación institucional universitaria en la agenda de desarrollo local, nacional e internacional presentan valores ligeramente más favorables, aunque predominantes en el rango de desacuerdo parcial, entre el estudiantado de Ciencias de la Educación, en comparación con el adscrito a la Unidad de Admisión y Nivelación.

El análisis de las percepciones sobre la implementación efectiva de los ODS en los planes de estudio arroja valoraciones significativamente más positivas en el alumnado de la Unidad de Estudios a Distancia (M > 4), frente al estudiantado de la Facultad de Ciencias de la Ingeniería y de la Unidad de Admisión y Nivelación, con posturas más orientadas al desacuerdo parcial y medias situadas en un rango de [3.86-3.66]. No obstante, en ambos casos, se observa una considerable variabilidad en las respuestas, con dispersiones iguales o superiores a 0.95.

Aunque la potencia estadística obtenida en los análisis (> 0.80) es óptima, el tamaño del efecto estimado (η2 = 0.015) sugiere una magnitud pequeña de las diferencias observadas; por tanto, si bien existen diferencias estadísticamente significativas, su impacto práctico es limitado.

Por último, se identifica un efecto de tamaño reducido (η2 = 0.014), donde el alumnado de la Unidad de Estudios a Distancia muestra valores medios estadísticamente significativos, situados en un nivel de neutralidad, en la escala completa RSU. El alumnado de la Unidad de Admisión y Nivelación, por su parte, reporta puntuaciones ligeramente inferiores, ubicadas entre el desacuerdo parcial y la neutralidad.

A diferencia del estudio de las percepciones de docentes y autoridades en universidades públicas peruanas sobre RSU de Condori et al. (2022), en el que se identifican valoraciones positivas generales en gestión, formación y participación, los resultados obtenidos ponen de manifiesto la ausencia de percepciones uniformes y favorables en el alumnado sobre las estrategias institucionales para la consolidación de una verdadera cultura de responsabilidad social universitaria, y de su compromiso con la sostenibilidad, la inclusión curricular de los ODS y la equidad social.

Estos hallazgos podrían explicarse desde la caracterización de la RSU en América Latina, más amplia y compleja en comparación con los enfoques predominantes en América del Norte o Europa. Esta particularidad deriva de la conceptualización de la RSU en la región, fundamentada en la misión social universitaria. Este enfoque no solo abarca las dimensiones ambientales, formativas y de proyección social, sino que también incorpora procesos cognitivos y epistemológicos específicos como ejes nucleares. Esta perspectiva podría explicar, asimismo, las razones por las que producción científica sobre el concepto de RSU es más abundante en América Latina que en otras regiones del mundo (Vallaeys, 2014).

Conclusiones

Los países latinoamericanos se proponen como agentes líderes en la generación de estudios empíricos sobre la implementación de la RSU en los países en desarrollo. La revisión de las investigaciones empíricas, corroboran en efecto, las observaciones sobre el liderazgo de la región latinoamericana en la priorización de los problemas sociales contemporáneos y la relación con los grupos sociales de interés como dimensiones centrales de la RSU.

En esta línea, la validación y aplicación de la escala RSU-EC ha permitido realizar un diagnóstico detallado del desempeño universitario, desde la perspectiva del alumnado, en cada uno de los factores y metas establecidas. Adicionalmente, este estudio ha ofrecido la estimación de un indicador general, dirigido a la medición del desempeño integral de la institución universitaria en materia de RSU, dando respuesta a la necesidad de disponer de instrumentos capaces de monitorear sus resultados tanto en América Latina, como a nivel global.

La adopción del modelo de evaluación URSULA, ampliamente reconocido en este ámbito regional, ha facilitado la comparación de los desempeños institucionales y la disponibilidad de un marco estandarizado para su análisis. En este sentido, los resultados obtenidos pueden servir como base para futuras investigaciones centradas en la evaluación de las percepciones de otros grupos comunitarios de interés, como docentes y personal administrativo o de apoyo en las universidades, y en la aplicación de técnicas de análisis multivariante, con el propósito de abordar modelos explicativos de dependencia entre las variables asociadas a la RSU.

A partir de la evidencia empírica obtenida, se ha constatado una significativa heterogeneidad perceptiva sobre las prácticas institucionales en el ámbito de su RSU, en particular, en dimensiones como la ética, la transparencia o la inclusión curricular de los ODS. Esta variabilidad invita a caracterizar sus interacciones y a reforzar los mecanismos de implementación y evaluación interna de la RSU, mediante la ejecución de instrumentos de medición, con adecuadas propiedades psicométricas, en el marco de los sistemas institucionales de garantía de la calidad. Esto permitiría monitorizar avances y ajustar las intervenciones con base en datos longitudinales, proporcionando respuestas específicas al fortalecimiento e institucionalización de la RSU como estrategia transversal para el desarrollo universitario.

Con el propósito de profundizar en la comprensión de los resultados obtenidos, se concluye, asimismo, la necesidad de realizar una triangulación metodológica, orientada a la incorporación tanto de análisis cuantitativos como cualitativos, a través de entrevistas y grupos focales, entre otras técnicas, con diferentes actores universitarios. La aplicación de este procedimiento aportaría una visión holística, más completa e integrada del impacto social universitario, y la identificación de potenciales factores culturales, organizativos o pedagógicos, que parecen limitar la consolidación de una cultura de responsabilidad social transversal e institucionalizada.

Finalmente, con el objetivo de consolidar su aplicabilidad transcultural, sería recomendable la ampliación de los procesos de validación de la escala RSU-EC en contextos culturales y geográficos. En cumplimiento de la función social crítica universitaria, esta expansión haría posible la comparabilidad internacional de los estudios sobre RSU y el impulso de una agenda de investigación global, en coherencia con los principios de sostenibilidad, equidad y transformación social.

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