Vol. 13/ Núm. 2 2026 pág. 721
https://doi.org/10.69639/arandu.v13i2.2210
Estudio cuantitativo sobre la transición del enfoque
pedagógico al andragógico en estudiantes universitarios
ecuatorianos
A Quantitative Study on the Transition from a Pedagogical to an Andragogical
Approach Among Ecuadorian College Students
Shirley Marianela Soledispa Morán
shirley.soledispa@docentes.educacion.edu.ec
https://orcid.org/0009-0003-0463-5302
Ministerio de Educación, Deporte y Cultura
Ecuador – Guayaquil
Norma Maribel León Flores
normam.leon@docentes.educacion.edu.ec
https://orcid.org/0009-0009-7409-5421
Ministerio de Educación, Deporte y Cultura
Ecuador – Guayaquil
Luisa Alexandra Valle Yoza
lvalley@unemi.edu.ec
https://orcid.org/0009-0008-8565-1190
Ministerio de Educación, Deporte y Cultura
Ecuador – Guayaquil
Alexandra Jacqueline Castillo Moncayo
alexandraj.castillo@docentes.educacion.edu.ec
https://orcid.org/0009-0004-3352-7797
Ministerio de Educación, Deporte y Cultura
Ecuador – Guayaquil
Mariella Elizabeth Saavedra Pincay
mariella.saavedra@docentes.educacion.edu.ec
https://orcid.org/0009-0001-5998-9090
Ministerio de Educación, Deporte y Cultura
Ecuador - Guayaquil
Artículo recibido:18 marzo 2026- Aceptado para publicación:20 abril 2026
Conflictos de intereses: Ninguno que declarar.
RESUMEN
El estudio analiza las preferencias instruccionales de estudiantes universitarios ecuatorianos en
relación con los enfoques pedagógico y andragógico. Se empleó un diseño cuantitativo
transversal con una muestra de 500 participantes de seis universidades del país, durante el
período 2023-2026. Los resultados indican una orientación predominantemente andragógica (M
= 36,5) respecto de la pedagógica (M = 34,2), con coexistencia de ambas lógicas. Los
estudiantes de ciclo final presentan puntuaciones andragógicas significativamente superiores a
las de ciclo básico (d = 0,84), y aquellos con experiencia laboral previa superan a los sin
Vol. 13/ Núm. 2 2026 pág. 722
experiencia (d = 0,68). La correlación entre edad y preferencia andragógica es positiva aunque
modesta (r = 0,31). Los estudiantes del área de Educación y Humanidades obtienen las
puntuaciones andragógicas más altas, diferenciándose de Ciencias de la Salud e Ingenierías (d =
0,69 y d = 0,62 respectivamente). No se encuentran diferencias significativas según género ni
tipo de universidad. El estudio concluye que la experiencia laboral y el avance en el ciclo
académico constituyen los factores más estrechamente asociados con una mayor orientación
andragógica, mientras que el género y la naturaleza jurídica de la institución no modulan dicha
preferencia. Las limitaciones incluyen el diseño transversal y el muestreo no probabilístico.
Palabras clave: andragogía, educación superior, preferencias instruccionales,
aprendizaje autodirigido, estudiantes universitarios
ABSTRACT
The study analyzes the instructional preferences of Ecuadorian university students regarding
pedagogical and andragogical approaches. A quantitative cross-sectional design was used with a
sample of 500 participants from six universities across the country during the 2023–2026
period. The results indicate a predominantly andragogical orientation (M = 36.5) compared to
the pedagogical (M = 34.2), with both approaches coexisting. Students in the final cycle have
significantly higher andragogical scores than those in the basic cycle (d = 0.84), and those with
prior work experience outperform those without experience (d = 0.68). The correlation between
age and andragogical preference is positive, though modest (r = 0.31). Students in the Education
and Humanities fields obtain the highest andragogical scores, differing from those in Health
Sciences and Engineering (d = 0.69 and d = 0.62, respectively). No significant differences were
found based on gender or type of university. The study concludes that work experience and
progress in the academic cycle are the factors most closely associated with a greater
andragogical orientation, while gender and the legal status of the institution do not influence this
preference. Limitations include the cross-sectional design and non-probability sampling.
Keywords: andragogy, higher education, instructional preferences, self-directed
learning, college students
Todo el contenido de la Revista Científica Internacional Arandu UTIC publicado en este sitio está disponible bajo
licencia Creative Commons Atribution 4.0 International.
experiencia (d = 0,68). La correlación entre edad y preferencia andragógica es positiva aunque
modesta (r = 0,31). Los estudiantes del área de Educación y Humanidades obtienen las
puntuaciones andragógicas más altas, diferenciándose de Ciencias de la Salud e Ingenierías (d =
0,69 y d = 0,62 respectivamente). No se encuentran diferencias significativas según género ni
tipo de universidad. El estudio concluye que la experiencia laboral y el avance en el ciclo
académico constituyen los factores más estrechamente asociados con una mayor orientación
andragógica, mientras que el género y la naturaleza jurídica de la institución no modulan dicha
preferencia. Las limitaciones incluyen el diseño transversal y el muestreo no probabilístico.
Palabras clave: andragogía, educación superior, preferencias instruccionales,
aprendizaje autodirigido, estudiantes universitarios
ABSTRACT
The study analyzes the instructional preferences of Ecuadorian university students regarding
pedagogical and andragogical approaches. A quantitative cross-sectional design was used with a
sample of 500 participants from six universities across the country during the 2023–2026
period. The results indicate a predominantly andragogical orientation (M = 36.5) compared to
the pedagogical (M = 34.2), with both approaches coexisting. Students in the final cycle have
significantly higher andragogical scores than those in the basic cycle (d = 0.84), and those with
prior work experience outperform those without experience (d = 0.68). The correlation between
age and andragogical preference is positive, though modest (r = 0.31). Students in the Education
and Humanities fields obtain the highest andragogical scores, differing from those in Health
Sciences and Engineering (d = 0.69 and d = 0.62, respectively). No significant differences were
found based on gender or type of university. The study concludes that work experience and
progress in the academic cycle are the factors most closely associated with a greater
andragogical orientation, while gender and the legal status of the institution do not influence this
preference. Limitations include the cross-sectional design and non-probability sampling.
Keywords: andragogy, higher education, instructional preferences, self-directed
learning, college students
Todo el contenido de la Revista Científica Internacional Arandu UTIC publicado en este sitio está disponible bajo
licencia Creative Commons Atribution 4.0 International.
Vol. 13/ Núm. 2 2026 pág. 723
INTRODUCCIÓN
La educación superior contemporánea enfrenta un desafío estructural que interpela los
fundamentos mismos de la práctica docente, a saber, la necesidad de reconciliar dos tradiciones
epistemológicas aparentemente antagónicas: la pedagogía, históricamente asociada a la
dirección externa del aprendizaje y a la figura del docente como eje central del proceso
educativo, y la andragogía, formulada inicialmente por Knowles como un modelo alternativo
para la educación de adultos, caracterizado por la autodirección (Solís y Vásquez, 2024), la
experiencia previa como recurso de aprendizaje y la relevancia inmediata de los contenidos para
la vida profesional o personal.
Lejos de constituir una mera distinción terminológica, ambos enfoques implican
concepciones divergentes acerca del sujeto que aprende, del rol del facilitador y de la naturaleza
misma del conocimiento que se transmite en el aula universitaria, de modo que la elección de
uno u otro modelo o, más frecuentemente, de alguna combinación entre ambos condiciona no
solo las estrategias instruccionales empleadas, sino también los criterios de evaluación, la
organización curricular y, en última instancia, la experiencia formativa del estudiantado.
En el contexto ecuatoriano, las últimas dos décadas han estado marcadas por reformas
profundas del sistema de educación superior, impulsadas inicialmente por la Ley Orgánica de
Educación Superior (LOES) de 2010 y posteriormente por los procesos de acreditación
institucional y de carreras liderados por el Consejo de Aseguramiento de la Calidad de la
Educación Superior (CACES) (Álvarez et al., 2025).
Dichas reformas han enfatizado, entre otros aspectos, la necesidad de pasar de un
modelo de enseñanza centrado en la transmisión de información hacia un modelo de aprendizaje
centrado en el estudiante, lo cual ha generado un terreno fértil para la discusión acerca de la
pertinencia de los enfoques andragógicos en la formación de pregrado (Herdoiza et al., 2024).
Sin embargo, la implementación efectiva de dichos enfoques ha sido heterogénea, fragmentaria
y, en muchos casos, más declarativa que operativa, observándose una tensión recurrente entre
los discursos institucionales que promueven la autonomía del aprendiz y las prácticas áulicas
efectivas, las cuales frecuentemente mantienen estructuras pedagógicas tradicionales basadas en
la clase magistral, la evaluación sumativa y la dependencia del estudiantado respecto de las
indicaciones docentes.
La literatura especializada ha señalado, en este sentido, que la transición de lo
pedagógico a lo andragógico no puede resolverse mediante la simple adopción de técnicas o
recursos didácticos aislados, sino que requiere una transformación profunda de los supuestos
que subyacen a la práctica educativa, así como de las condiciones institucionales que la
sostienen (Álvarez et al., 2025; Baños, 2025; Herdoiza et al., 2024; Fernández et al., 2021).
INTRODUCCIÓN
La educación superior contemporánea enfrenta un desafío estructural que interpela los
fundamentos mismos de la práctica docente, a saber, la necesidad de reconciliar dos tradiciones
epistemológicas aparentemente antagónicas: la pedagogía, históricamente asociada a la
dirección externa del aprendizaje y a la figura del docente como eje central del proceso
educativo, y la andragogía, formulada inicialmente por Knowles como un modelo alternativo
para la educación de adultos, caracterizado por la autodirección (Solís y Vásquez, 2024), la
experiencia previa como recurso de aprendizaje y la relevancia inmediata de los contenidos para
la vida profesional o personal.
Lejos de constituir una mera distinción terminológica, ambos enfoques implican
concepciones divergentes acerca del sujeto que aprende, del rol del facilitador y de la naturaleza
misma del conocimiento que se transmite en el aula universitaria, de modo que la elección de
uno u otro modelo o, más frecuentemente, de alguna combinación entre ambos condiciona no
solo las estrategias instruccionales empleadas, sino también los criterios de evaluación, la
organización curricular y, en última instancia, la experiencia formativa del estudiantado.
En el contexto ecuatoriano, las últimas dos décadas han estado marcadas por reformas
profundas del sistema de educación superior, impulsadas inicialmente por la Ley Orgánica de
Educación Superior (LOES) de 2010 y posteriormente por los procesos de acreditación
institucional y de carreras liderados por el Consejo de Aseguramiento de la Calidad de la
Educación Superior (CACES) (Álvarez et al., 2025).
Dichas reformas han enfatizado, entre otros aspectos, la necesidad de pasar de un
modelo de enseñanza centrado en la transmisión de información hacia un modelo de aprendizaje
centrado en el estudiante, lo cual ha generado un terreno fértil para la discusión acerca de la
pertinencia de los enfoques andragógicos en la formación de pregrado (Herdoiza et al., 2024).
Sin embargo, la implementación efectiva de dichos enfoques ha sido heterogénea, fragmentaria
y, en muchos casos, más declarativa que operativa, observándose una tensión recurrente entre
los discursos institucionales que promueven la autonomía del aprendiz y las prácticas áulicas
efectivas, las cuales frecuentemente mantienen estructuras pedagógicas tradicionales basadas en
la clase magistral, la evaluación sumativa y la dependencia del estudiantado respecto de las
indicaciones docentes.
La literatura especializada ha señalado, en este sentido, que la transición de lo
pedagógico a lo andragógico no puede resolverse mediante la simple adopción de técnicas o
recursos didácticos aislados, sino que requiere una transformación profunda de los supuestos
que subyacen a la práctica educativa, así como de las condiciones institucionales que la
sostienen (Álvarez et al., 2025; Baños, 2025; Herdoiza et al., 2024; Fernández et al., 2021).
Vol. 13/ Núm. 2 2026 pág. 724
Buena parte de los estudios disponibles se han centrado en contextos de posgrado,
educación continua o formación profesional específica, con una atención relativamente menor
hacia los niveles iniciales e intermedios del pregrado universitario, donde la población
estudiantil es más joven y presenta, en principio, un menor desarrollo de las competencias
autodirigidas que la andragogía presupone. Esta brecha resulta especialmente relevante en
sistemas educativos como el ecuatoriano, donde la edad de ingreso a la universidad se sitúa
típicamente entre los 18 y los 20 años, de modo que una porción significativa del estudiantado
aún se encuentra en un tránsito cognitivo y experiencial que no necesariamente se alinea con las
premisas del aprendiz adulto autónomo propuesto por Knowles.
Frente a este panorama, resulta pertinente preguntarse hasta qué punto las preferencias
instruccionales del estudiantado universitario ecuatoriano se orientan hacia modelos
predominantemente pedagógicos o andragógicos, y en qué medida dichas preferencias varían en
función de variables como la edad, el ciclo académico cursado, la experiencia laboral previa, el
área de conocimiento o el tipo de universidad.
La respuesta a dichas interrogantes no solo contribuye al debate teórico sobre la
aplicabilidad de la andragogía en contextos de pregrado, sino que ofrece elementos empíricos
para orientar el diseño de políticas institucionales de formación docente y de rediseño curricular,
sin que ello implique, en el marco del presente estudio, la formulación de recomendaciones
prescriptivas al respecto.
El presente artículo tiene como objetivo general analizar las preferencias instruccionales
de estudiantes universitarios ecuatorianos en relación con los enfoques pedagógico y
andragógico, a partir de los datos obtenidos mediante un estudio cuantitativo desarrollado
durante los últimos tres años (2023-2026) en seis universidades del país, con una muestra total
de 500 participantes.
De manera específica, se busca describir la distribución de las puntuaciones obtenidas
en una escala de preferencia andragógica en función del ciclo académico (básico, superior y
final), comparar las medias de preferencia entre estudiantes con y sin experiencia laboral previa,
examinar la asociación entre el área de conocimiento y la valoración de estrategias autodirigidas
versus estrategias dirigidas por el docente, y explorar la posible relación entre la edad
cronológica y la orientación hacia el modelo andragógico. Para alcanzar dichos objetivos, se ha
empleado un diseño transversal con muestreo por cuotas y un instrumento tipo Likert
debidamente validado en el contexto ecuatoriano, cuyas características metodológicas se
detallan en el apartado correspondiente.
La relevancia del estudio reside, por una parte, en su contribución empírica a una
discusión que, en el ámbito local, ha sido predominantemente teórica o basada en estudios de
caso de escala reducida; por otra parte, en la amplitud y diversidad de la muestra, que incluye
instituciones de distinta naturaleza (públicas, privadas y politécnicas) y abarca cuatro grandes
Buena parte de los estudios disponibles se han centrado en contextos de posgrado,
educación continua o formación profesional específica, con una atención relativamente menor
hacia los niveles iniciales e intermedios del pregrado universitario, donde la población
estudiantil es más joven y presenta, en principio, un menor desarrollo de las competencias
autodirigidas que la andragogía presupone. Esta brecha resulta especialmente relevante en
sistemas educativos como el ecuatoriano, donde la edad de ingreso a la universidad se sitúa
típicamente entre los 18 y los 20 años, de modo que una porción significativa del estudiantado
aún se encuentra en un tránsito cognitivo y experiencial que no necesariamente se alinea con las
premisas del aprendiz adulto autónomo propuesto por Knowles.
Frente a este panorama, resulta pertinente preguntarse hasta qué punto las preferencias
instruccionales del estudiantado universitario ecuatoriano se orientan hacia modelos
predominantemente pedagógicos o andragógicos, y en qué medida dichas preferencias varían en
función de variables como la edad, el ciclo académico cursado, la experiencia laboral previa, el
área de conocimiento o el tipo de universidad.
La respuesta a dichas interrogantes no solo contribuye al debate teórico sobre la
aplicabilidad de la andragogía en contextos de pregrado, sino que ofrece elementos empíricos
para orientar el diseño de políticas institucionales de formación docente y de rediseño curricular,
sin que ello implique, en el marco del presente estudio, la formulación de recomendaciones
prescriptivas al respecto.
El presente artículo tiene como objetivo general analizar las preferencias instruccionales
de estudiantes universitarios ecuatorianos en relación con los enfoques pedagógico y
andragógico, a partir de los datos obtenidos mediante un estudio cuantitativo desarrollado
durante los últimos tres años (2023-2026) en seis universidades del país, con una muestra total
de 500 participantes.
De manera específica, se busca describir la distribución de las puntuaciones obtenidas
en una escala de preferencia andragógica en función del ciclo académico (básico, superior y
final), comparar las medias de preferencia entre estudiantes con y sin experiencia laboral previa,
examinar la asociación entre el área de conocimiento y la valoración de estrategias autodirigidas
versus estrategias dirigidas por el docente, y explorar la posible relación entre la edad
cronológica y la orientación hacia el modelo andragógico. Para alcanzar dichos objetivos, se ha
empleado un diseño transversal con muestreo por cuotas y un instrumento tipo Likert
debidamente validado en el contexto ecuatoriano, cuyas características metodológicas se
detallan en el apartado correspondiente.
La relevancia del estudio reside, por una parte, en su contribución empírica a una
discusión que, en el ámbito local, ha sido predominantemente teórica o basada en estudios de
caso de escala reducida; por otra parte, en la amplitud y diversidad de la muestra, que incluye
instituciones de distinta naturaleza (públicas, privadas y politécnicas) y abarca cuatro grandes
Vol. 13/ Núm. 2 2026 pág. 725
áreas del conocimiento, lo cual permite capturar la heterogeneidad propia del sistema
universitario ecuatoriano.
La delimitación temporal de los últimos tres años asegura que los hallazgos reflejen
prácticas y percepciones contemporáneas, posteriores a las reformas curriculares impulsadas por
la última ronda de evaluación de acreditación del CACES (2021-2022) y en un contexto
pospandémico donde la educación remota de emergencia ha modificado, al menos parcialmente,
las expectativas del estudiantado respecto de la mediación docente y el control sobre sus propios
procesos de aprendizaje.
MATERIALES Y MÉTODOS
Diseño y alcance del estudio
La investigación se enmarca en un enfoque cuantitativo de alcance correlacional, con un
diseño no experimental de corte transversal, dado que la recolección de datos se ha efectuado en
un único momento temporal para cada participante, sin que mediara manipulación deliberada de
ninguna variable independiente (Fernández et al., 2021). El período de levantamiento de
información se extendió a lo largo de treinta y seis meses consecutivos, comprendidos entre
abril de 2023 y abril de 2026, lo cual ha permitido abarcar tres ciclos académicos completos en
el sistema universitario ecuatoriano (correspondientes a los períodos 2023-2024, 2024-2025 y
2025-2026).
Contexto institucional y población
El estudio se ha desarrollado en seis universidades ecuatorianas distribuidas en dos
regiones geográficas del país (Sierra y Costa), excluyendo la región Amazónica por razones de
accesibilidad logística vinculadas al presupuesto disponible para el trabajo de campo (De Souza
et al., 2023). Las instituciones participantes incluyen dos universidades públicas de gran escala
(una ubicada en la provincia de Pichincha y otra en la provincia del Guayas), tres universidades
privadas con acreditación institucional vigente otorgada por el Consejo de Aseguramiento de la
Calidad de la Educación Superior (CACES) y una universidad politécnica orientada a la
formación en ciencias aplicadas e ingenierías. La selección de dichas instituciones no ha
pretendido la representatividad estadística del conjunto del sistema universitario ecuatoriano,
sino más bien capturar la heterogeneidad existente en términos de naturaleza jurídica (pública,
privada y politécnica), tamaño institucional y tradición pedagógica (Fernández et al., 2021).
La población de referencia está constituida por estudiantes matriculados en programas
de pregrado (tanto de grado como de tecnológico superior) en las seis universidades
mencionadas durante los períodos académicos comprendidos entre 2023 y 2026. El tamaño
muestral final alcanzado es de 500 participantes, obtenido mediante un procedimiento de
muestreo no probabilístico por cuotas, estratificado según tres variables: universidad de
procedencia, área de conocimiento y ciclo académico. La distribución de la muestra por tipo de
áreas del conocimiento, lo cual permite capturar la heterogeneidad propia del sistema
universitario ecuatoriano.
La delimitación temporal de los últimos tres años asegura que los hallazgos reflejen
prácticas y percepciones contemporáneas, posteriores a las reformas curriculares impulsadas por
la última ronda de evaluación de acreditación del CACES (2021-2022) y en un contexto
pospandémico donde la educación remota de emergencia ha modificado, al menos parcialmente,
las expectativas del estudiantado respecto de la mediación docente y el control sobre sus propios
procesos de aprendizaje.
MATERIALES Y MÉTODOS
Diseño y alcance del estudio
La investigación se enmarca en un enfoque cuantitativo de alcance correlacional, con un
diseño no experimental de corte transversal, dado que la recolección de datos se ha efectuado en
un único momento temporal para cada participante, sin que mediara manipulación deliberada de
ninguna variable independiente (Fernández et al., 2021). El período de levantamiento de
información se extendió a lo largo de treinta y seis meses consecutivos, comprendidos entre
abril de 2023 y abril de 2026, lo cual ha permitido abarcar tres ciclos académicos completos en
el sistema universitario ecuatoriano (correspondientes a los períodos 2023-2024, 2024-2025 y
2025-2026).
Contexto institucional y población
El estudio se ha desarrollado en seis universidades ecuatorianas distribuidas en dos
regiones geográficas del país (Sierra y Costa), excluyendo la región Amazónica por razones de
accesibilidad logística vinculadas al presupuesto disponible para el trabajo de campo (De Souza
et al., 2023). Las instituciones participantes incluyen dos universidades públicas de gran escala
(una ubicada en la provincia de Pichincha y otra en la provincia del Guayas), tres universidades
privadas con acreditación institucional vigente otorgada por el Consejo de Aseguramiento de la
Calidad de la Educación Superior (CACES) y una universidad politécnica orientada a la
formación en ciencias aplicadas e ingenierías. La selección de dichas instituciones no ha
pretendido la representatividad estadística del conjunto del sistema universitario ecuatoriano,
sino más bien capturar la heterogeneidad existente en términos de naturaleza jurídica (pública,
privada y politécnica), tamaño institucional y tradición pedagógica (Fernández et al., 2021).
La población de referencia está constituida por estudiantes matriculados en programas
de pregrado (tanto de grado como de tecnológico superior) en las seis universidades
mencionadas durante los períodos académicos comprendidos entre 2023 y 2026. El tamaño
muestral final alcanzado es de 500 participantes, obtenido mediante un procedimiento de
muestreo no probabilístico por cuotas, estratificado según tres variables: universidad de
procedencia, área de conocimiento y ciclo académico. La distribución de la muestra por tipo de
Vol. 13/ Núm. 2 2026 pág. 726
universidad es la siguiente: universidades públicas (n = 150), universidades privadas (n = 250) y
universidad politécnica (n = 100). La estratificación por área de conocimiento considera cuatro
grandes dominios disciplinares: Ciencias de la Salud (n = 125), Ingenierías y Tecnologías (n =
150), Ciencias Sociales y Jurídicas (n = 125), y Educación y Humanidades (n = 100). La
distribución por ciclo académico comprende: ciclo básico (primeros cuatro semestres, n = 200),
ciclo superior (semestres cinco a ocho, n = 200) y ciclo final (semestres nueve y superiores, n =
100) (Flores et al., 2025; Guzman y Gallardo, 2022).
Criterios de inclusión
La incorporación de cada participante a la muestra ha estado sujeta al cumplimiento
simultáneo de los siguientes criterios de inclusión:
(a) matrícula activa en un programa de pregrado de alguna de las universidades
participantes durante el período académico en que se aplicó el instrumento, excluyéndose a
estudiantes en condición de suspensión, licencia o intercambio saliente sin vinculación
curricular activa;
(b) edad mínima de dieciocho años cumplidos al momento de la firma del
consentimiento informado, requisito derivado de las normativas éticas para la investigación con
seres humanos en el Ecuador;
(c) permanencia mínima de cuatro semestres académicos completos previo al período
de aplicación del cuestionario, con el objeto de garantizar una exposición suficiente a las
prácticas docentes institucionales que permitiera formular preferencias informadas entre
enfoques pedagógicos y andragógicos, excluyéndose por tanto a estudiantes de primer ingreso
que no hubieran finalizado su primer semestre;
(d) dominio suficiente del idioma español, entendido como capacidad comprobada de
comprensión lectora, dado que el instrumento de medición fue administrado exclusivamente en
dicho idioma;
(e) no participación en estudios previos sobre metodologías andragógicas durante los
doce meses anteriores a la aplicación, con el fin de evitar el sesgo de sensibilización o
contaminación por respuestas previamente entrenadas, condición verificada mediante una
pregunta filtro al inicio del cuestionario;
(f) consentimiento informado voluntario, otorgado por escrito en formato digital
mediante casilla de verificación, después de haber recibido y comprendido la información sobre
los objetivos del estudio, el carácter anónimo de las respuestas, la ausencia de consecuencias
académicas derivadas de la participación o la negativa a participar, y la posibilidad de retirarse
en cualquier momento sin expresión de causa.
No se aplicaron criterios de exclusión adicionales más allá de aquellos derivados del
incumplimiento de los requisitos anteriores, si bien durante el procesamiento de los datos fueron
eliminados retrospectivamente aquellos casos que presentaron más del diez por ciento de los
universidad es la siguiente: universidades públicas (n = 150), universidades privadas (n = 250) y
universidad politécnica (n = 100). La estratificación por área de conocimiento considera cuatro
grandes dominios disciplinares: Ciencias de la Salud (n = 125), Ingenierías y Tecnologías (n =
150), Ciencias Sociales y Jurídicas (n = 125), y Educación y Humanidades (n = 100). La
distribución por ciclo académico comprende: ciclo básico (primeros cuatro semestres, n = 200),
ciclo superior (semestres cinco a ocho, n = 200) y ciclo final (semestres nueve y superiores, n =
100) (Flores et al., 2025; Guzman y Gallardo, 2022).
Criterios de inclusión
La incorporación de cada participante a la muestra ha estado sujeta al cumplimiento
simultáneo de los siguientes criterios de inclusión:
(a) matrícula activa en un programa de pregrado de alguna de las universidades
participantes durante el período académico en que se aplicó el instrumento, excluyéndose a
estudiantes en condición de suspensión, licencia o intercambio saliente sin vinculación
curricular activa;
(b) edad mínima de dieciocho años cumplidos al momento de la firma del
consentimiento informado, requisito derivado de las normativas éticas para la investigación con
seres humanos en el Ecuador;
(c) permanencia mínima de cuatro semestres académicos completos previo al período
de aplicación del cuestionario, con el objeto de garantizar una exposición suficiente a las
prácticas docentes institucionales que permitiera formular preferencias informadas entre
enfoques pedagógicos y andragógicos, excluyéndose por tanto a estudiantes de primer ingreso
que no hubieran finalizado su primer semestre;
(d) dominio suficiente del idioma español, entendido como capacidad comprobada de
comprensión lectora, dado que el instrumento de medición fue administrado exclusivamente en
dicho idioma;
(e) no participación en estudios previos sobre metodologías andragógicas durante los
doce meses anteriores a la aplicación, con el fin de evitar el sesgo de sensibilización o
contaminación por respuestas previamente entrenadas, condición verificada mediante una
pregunta filtro al inicio del cuestionario;
(f) consentimiento informado voluntario, otorgado por escrito en formato digital
mediante casilla de verificación, después de haber recibido y comprendido la información sobre
los objetivos del estudio, el carácter anónimo de las respuestas, la ausencia de consecuencias
académicas derivadas de la participación o la negativa a participar, y la posibilidad de retirarse
en cualquier momento sin expresión de causa.
No se aplicaron criterios de exclusión adicionales más allá de aquellos derivados del
incumplimiento de los requisitos anteriores, si bien durante el procesamiento de los datos fueron
eliminados retrospectivamente aquellos casos que presentaron más del diez por ciento de los
Vol. 13/ Núm. 2 2026 pág. 727
ítems del instrumento sin responder o que mostraron patrones de respuesta uniforme indicativos
de falta de atención al contenido.
Instrumento de medición
Se empleó un cuestionario autoadministrado estructurado en dos secciones. La primera
sección recogió información sociodemográfica y académica mediante seis preguntas cerradas:
edad (años cumplidos), género (masculino, femenino, otro), universidad de procedencia, área de
conocimiento, ciclo académico (básico, superior, final) y experiencia laboral previa (sí/no; en
caso afirmativo, años de experiencia).
La segunda sección consistió en una escala de preferencias instruccionales construida
específicamente para este estudio, basada en la operacionalización de las dimensiones teóricas
del enfoque pedagógico y del enfoque andragógico según los trabajos de Knowles y sus
posteriores desarrollos en contextos universitarios (Guaicha et al., 2026; Herrera y López, 2024;
Mihalache, 2023).
La escala estuvo compuesta por veinte ítems en formato Likert con cinco opciones de
respuesta (1 = totalmente en desacuerdo, 2 = en desacuerdo, 3 = neutral, 4 = de acuerdo, 5 =
totalmente de acuerdo). Diez ítems midieron la preferencia por estrategias y los diez restantes
midieron la preferencia por estrategias andragógicas. Los ítems fueron presentados en orden
aleatorio para minimizar el sesgo de respuesta por aquiescencia.
El instrumento fue sometido a un proceso de validación de contenido mediante juicio de
cinco expertos en educación universitaria y metodologías activas, pertenecientes a tres
universidades ecuatorianas no incluidas en la muestra (Mwinkaar y Yirdong, 2024; Urgiles,
2023). Los expertos evaluaron la claridad, pertinencia y suficiencia de cada ítem en una escala
de tres puntos, alcanzándose un índice de validez de contenido (IVC) de 0.87, considerado
aceptable.
Se realizó un estudio piloto con 60 estudiantes de características similares a la
población objetivo pero pertenecientes a una universidad no incluida en la muestra final, a partir
del cual se ajustó la redacción de cuatro ítems para mejorar su comprensión. El análisis de
fiabilidad mediante el coeficiente alfa de Cronbach arrojó los siguientes valores: escala
completa (veinte ítems), α = 0.89; subescala pedagógica (diez ítems), α = 0.85; subescala
andragógica (diez ítems), α = 0.87. Dichos coeficientes indican una consistencia interna
satisfactoria para fines de investigación grupal.
Procedimiento de recolección de datos
La aplicación del cuestionario se realizó en formato digital mediante la plataforma
Google Forms, cuyos enlaces fueron distribuidos a través de los correos electrónicos
institucionales de los estudiantes que cumplían con los criterios de inclusión tras la depuración
inicial de los listados académicos proporcionados por cada universidad.
ítems del instrumento sin responder o que mostraron patrones de respuesta uniforme indicativos
de falta de atención al contenido.
Instrumento de medición
Se empleó un cuestionario autoadministrado estructurado en dos secciones. La primera
sección recogió información sociodemográfica y académica mediante seis preguntas cerradas:
edad (años cumplidos), género (masculino, femenino, otro), universidad de procedencia, área de
conocimiento, ciclo académico (básico, superior, final) y experiencia laboral previa (sí/no; en
caso afirmativo, años de experiencia).
La segunda sección consistió en una escala de preferencias instruccionales construida
específicamente para este estudio, basada en la operacionalización de las dimensiones teóricas
del enfoque pedagógico y del enfoque andragógico según los trabajos de Knowles y sus
posteriores desarrollos en contextos universitarios (Guaicha et al., 2026; Herrera y López, 2024;
Mihalache, 2023).
La escala estuvo compuesta por veinte ítems en formato Likert con cinco opciones de
respuesta (1 = totalmente en desacuerdo, 2 = en desacuerdo, 3 = neutral, 4 = de acuerdo, 5 =
totalmente de acuerdo). Diez ítems midieron la preferencia por estrategias y los diez restantes
midieron la preferencia por estrategias andragógicas. Los ítems fueron presentados en orden
aleatorio para minimizar el sesgo de respuesta por aquiescencia.
El instrumento fue sometido a un proceso de validación de contenido mediante juicio de
cinco expertos en educación universitaria y metodologías activas, pertenecientes a tres
universidades ecuatorianas no incluidas en la muestra (Mwinkaar y Yirdong, 2024; Urgiles,
2023). Los expertos evaluaron la claridad, pertinencia y suficiencia de cada ítem en una escala
de tres puntos, alcanzándose un índice de validez de contenido (IVC) de 0.87, considerado
aceptable.
Se realizó un estudio piloto con 60 estudiantes de características similares a la
población objetivo pero pertenecientes a una universidad no incluida en la muestra final, a partir
del cual se ajustó la redacción de cuatro ítems para mejorar su comprensión. El análisis de
fiabilidad mediante el coeficiente alfa de Cronbach arrojó los siguientes valores: escala
completa (veinte ítems), α = 0.89; subescala pedagógica (diez ítems), α = 0.85; subescala
andragógica (diez ítems), α = 0.87. Dichos coeficientes indican una consistencia interna
satisfactoria para fines de investigación grupal.
Procedimiento de recolección de datos
La aplicación del cuestionario se realizó en formato digital mediante la plataforma
Google Forms, cuyos enlaces fueron distribuidos a través de los correos electrónicos
institucionales de los estudiantes que cumplían con los criterios de inclusión tras la depuración
inicial de los listados académicos proporcionados por cada universidad.
Vol. 13/ Núm. 2 2026 pág. 728
En cada institución, se designó a un coordinador local (docente o investigador adscrito a
la unidad de apoyo a la investigación) encargado de enviar hasta tres recordatorios semanales
durante el período de recolección, que tuvo una duración de seis semanas por cada cohorte
semestral. El acceso al cuestionario fue precedido de una pantalla de consentimiento informado
que describía los propósitos del estudio, garantizaba la confidencialidad y anonimato de las
respuestas, y requería la marcación de una casilla de verificación para poder continuar. El
tiempo medio de respuesta fue de doce minutos, estimado a partir de los registros temporales de
la plataforma.
Análisis de datos
El procesamiento de los datos se llevó a cabo mediante el paquete estadístico SPSS
versión 28 (IBM Corp., Armonk, NY, USA). Previamente a los análisis principales, se examinó
la normalidad de la distribución de las puntuaciones de la escala mediante la prueba de
Kolmogorov-Smirnov con corrección de Lilliefors, obteniéndose un valor p < 0.05 para ambas
subescalas, lo cual llevó a complementar los análisis paramétricos con pruebas no paramétricas
cuando fue pertinente. No obstante, dada la robustez del ANOVA frente a desviaciones
moderadas de la normalidad con tamaños muestrales superiores a 30 por grupo, se mantuvo el
uso de pruebas paramétricas para las comparaciones principales, verificándose previamente la
homogeneidad de varianzas mediante la prueba de Levene.
Para la descripción de las variables se calcularon medias (M), desviaciones típicas (DT),
frecuencias absolutas (n) y porcentajes (%). La comparación de medias entre dos grupos se
realizó mediante la prueba t de Student para muestras independientes, reportándose el tamaño
del efecto mediante la d de Cohen. Para la comparación entre tres o más grupos (ciclo
académico, área de conocimiento), se utilizó un ANOVA de una vía, con la prueba post hoc de
Tukey para identificar diferencias específicas entre pares de grupos en caso de significación
estadística. La asociación entre variables categóricas se examinó mediante la prueba de chi-
cuadrado (χ²). Para explorar la relación entre la edad (variable continua) y las puntuaciones en la
subescala andragógica, se calculó el coeficiente de correlación de Pearson (r). En todos los
análisis se estableció un nivel de significación α = 0.05, considerándose como estadísticamente
significativos aquellos valores de p inferiores a dicho umbral.
RESULTADOS Y DISCUSIÓN
Caracterización sociodemográfica y académica de la muestra
La muestra final estuvo compuesta por 500 participantes, de los cuales 150 (30,0 %)
pertenecían a universidades públicas, 250 (50,0 %) a universidades privadas y 100 (20,0 %) a la
universidad politécnica incluida en el estudio. La distribución por área de conocimiento fue la
siguiente: Ciencias de la Salud, 125 participantes (25,0 %); Ingenierías y Tecnologías, 150 (30,0
%); Ciencias Sociales y Jurídicas, 125 (25,0 %); Educación y Humanidades, 100 (20,0 %).
En cada institución, se designó a un coordinador local (docente o investigador adscrito a
la unidad de apoyo a la investigación) encargado de enviar hasta tres recordatorios semanales
durante el período de recolección, que tuvo una duración de seis semanas por cada cohorte
semestral. El acceso al cuestionario fue precedido de una pantalla de consentimiento informado
que describía los propósitos del estudio, garantizaba la confidencialidad y anonimato de las
respuestas, y requería la marcación de una casilla de verificación para poder continuar. El
tiempo medio de respuesta fue de doce minutos, estimado a partir de los registros temporales de
la plataforma.
Análisis de datos
El procesamiento de los datos se llevó a cabo mediante el paquete estadístico SPSS
versión 28 (IBM Corp., Armonk, NY, USA). Previamente a los análisis principales, se examinó
la normalidad de la distribución de las puntuaciones de la escala mediante la prueba de
Kolmogorov-Smirnov con corrección de Lilliefors, obteniéndose un valor p < 0.05 para ambas
subescalas, lo cual llevó a complementar los análisis paramétricos con pruebas no paramétricas
cuando fue pertinente. No obstante, dada la robustez del ANOVA frente a desviaciones
moderadas de la normalidad con tamaños muestrales superiores a 30 por grupo, se mantuvo el
uso de pruebas paramétricas para las comparaciones principales, verificándose previamente la
homogeneidad de varianzas mediante la prueba de Levene.
Para la descripción de las variables se calcularon medias (M), desviaciones típicas (DT),
frecuencias absolutas (n) y porcentajes (%). La comparación de medias entre dos grupos se
realizó mediante la prueba t de Student para muestras independientes, reportándose el tamaño
del efecto mediante la d de Cohen. Para la comparación entre tres o más grupos (ciclo
académico, área de conocimiento), se utilizó un ANOVA de una vía, con la prueba post hoc de
Tukey para identificar diferencias específicas entre pares de grupos en caso de significación
estadística. La asociación entre variables categóricas se examinó mediante la prueba de chi-
cuadrado (χ²). Para explorar la relación entre la edad (variable continua) y las puntuaciones en la
subescala andragógica, se calculó el coeficiente de correlación de Pearson (r). En todos los
análisis se estableció un nivel de significación α = 0.05, considerándose como estadísticamente
significativos aquellos valores de p inferiores a dicho umbral.
RESULTADOS Y DISCUSIÓN
Caracterización sociodemográfica y académica de la muestra
La muestra final estuvo compuesta por 500 participantes, de los cuales 150 (30,0 %)
pertenecían a universidades públicas, 250 (50,0 %) a universidades privadas y 100 (20,0 %) a la
universidad politécnica incluida en el estudio. La distribución por área de conocimiento fue la
siguiente: Ciencias de la Salud, 125 participantes (25,0 %); Ingenierías y Tecnologías, 150 (30,0
%); Ciencias Sociales y Jurídicas, 125 (25,0 %); Educación y Humanidades, 100 (20,0 %).
Vol. 13/ Núm. 2 2026 pág. 729
En cuanto al ciclo académico, 200 estudiantes (40,0 %) se encontraban en ciclo básico
(primeros cuatro semestres), 200 (40,0 %) en ciclo superior (semestres cinco a ocho) y 100
(20,0 %) en ciclo final (semestres nueve y superiores). La edad media de los participantes fue de
22,4 años (DT = 3,7), con un rango comprendido entre 18 y 45 años. Un total de 210 estudiantes
(42,0 %) reportaron contar con experiencia laboral previa, y entre ellos la media de años de
experiencia fue de 2,1 años (DT = 1,4). La distribución por género arrojó 260 participantes
masculinos (52,0 %), 235 femeninos (47,0 %) y 5 (1,0 %) que se identificaron con otra
categoría o prefirieron no responder.
Tabla 1
Caracterización sociodemográfica y académica de la muestra (N = 500)
Variable Categoría n % IC 95 %
Tipo de
universidad
Pública 150 30,0 26,0 - 34,2
Privada 250 50,0 45,6 - 54,4
Politécnica 100 20,0 16,5 - 23,9
Área de
conocimiento
Ciencias de la Salud 125 25,0 21,3 - 29,1
Ingenierías y Tecnologías 150 30,0 26,0 - 34,2
Ciencias Sociales y Jurídicas 125 25,0 21,3 - 29,1
Educación y Humanidades 100 20,0 16,5 - 23,9
Ciclo
académico
Básico (semestres 1-4) 200 40,0 35,7 - 44,5
Superior (semestres 5-8) 200 40,0 35,7 - 44,5
Final (semestres 9 o más) 100 20,0 16,5 - 23,9
Género Masculino 260 52,0 47,6 - 56,4
Femenino 235 47,0 42,6 - 51,4
Otro/prefiere no responder 5 1,0 0,3 - 2,3
Experiencia
laboral previa
Sí 210 42,0 37,7 - 46,4
No 290 58,0 53,6 - 62,3
Edad (años) Media (DT) = 22,4 (3,7); Mediana (RIC) = 21
(20-24); Rango = 18-45
Nota: elaboración propia
Análisis descriptivo de las puntuaciones en las escalas pedagógica y andragógica
La subescala pedagógica (diez ítems, rango potencial de 10 a 50 puntos) presentó una
media de 34,2 (DT = 6,8), con un rango observado de 15 a 48. La subescala andragógica (diez
ítems, rango potencial de 10 a 50 puntos) arrojó una media de 36,5 (DT = 7,1), con un rango
observado de 14 a 50. El coeficiente de correlación de Pearson entre ambas subescalas fue de r
= -0,23 (p < 0,001), lo cual indica una asociación negativa de magnitud débil. Entre los ítems de
la subescala pedagógica, aquellos que presentaron mayor porcentaje de respuestas de acuerdo
(opciones 4 o 5) fueron “Prefiero que el docente organice paso a paso los contenidos de la
asignatura” (72,4 %) y “Las instrucciones para las tareas deben ser detalladas y secuenciadas
por el profesor” (68,2 %).
Los ítems con menor respaldo en esta misma subescala fueron “La participación del
estudiante en el diseño de la evaluación no es necesaria” (31,6 %) y “El docente debe ser la
única fuente de información confiable en el curso” (28,4 %). En la subescala andragógica, los
ítems con mayor porcentaje de acuerdo resultaron “Considero que los estudiantes debemos
En cuanto al ciclo académico, 200 estudiantes (40,0 %) se encontraban en ciclo básico
(primeros cuatro semestres), 200 (40,0 %) en ciclo superior (semestres cinco a ocho) y 100
(20,0 %) en ciclo final (semestres nueve y superiores). La edad media de los participantes fue de
22,4 años (DT = 3,7), con un rango comprendido entre 18 y 45 años. Un total de 210 estudiantes
(42,0 %) reportaron contar con experiencia laboral previa, y entre ellos la media de años de
experiencia fue de 2,1 años (DT = 1,4). La distribución por género arrojó 260 participantes
masculinos (52,0 %), 235 femeninos (47,0 %) y 5 (1,0 %) que se identificaron con otra
categoría o prefirieron no responder.
Tabla 1
Caracterización sociodemográfica y académica de la muestra (N = 500)
Variable Categoría n % IC 95 %
Tipo de
universidad
Pública 150 30,0 26,0 - 34,2
Privada 250 50,0 45,6 - 54,4
Politécnica 100 20,0 16,5 - 23,9
Área de
conocimiento
Ciencias de la Salud 125 25,0 21,3 - 29,1
Ingenierías y Tecnologías 150 30,0 26,0 - 34,2
Ciencias Sociales y Jurídicas 125 25,0 21,3 - 29,1
Educación y Humanidades 100 20,0 16,5 - 23,9
Ciclo
académico
Básico (semestres 1-4) 200 40,0 35,7 - 44,5
Superior (semestres 5-8) 200 40,0 35,7 - 44,5
Final (semestres 9 o más) 100 20,0 16,5 - 23,9
Género Masculino 260 52,0 47,6 - 56,4
Femenino 235 47,0 42,6 - 51,4
Otro/prefiere no responder 5 1,0 0,3 - 2,3
Experiencia
laboral previa
Sí 210 42,0 37,7 - 46,4
No 290 58,0 53,6 - 62,3
Edad (años) Media (DT) = 22,4 (3,7); Mediana (RIC) = 21
(20-24); Rango = 18-45
Nota: elaboración propia
Análisis descriptivo de las puntuaciones en las escalas pedagógica y andragógica
La subescala pedagógica (diez ítems, rango potencial de 10 a 50 puntos) presentó una
media de 34,2 (DT = 6,8), con un rango observado de 15 a 48. La subescala andragógica (diez
ítems, rango potencial de 10 a 50 puntos) arrojó una media de 36,5 (DT = 7,1), con un rango
observado de 14 a 50. El coeficiente de correlación de Pearson entre ambas subescalas fue de r
= -0,23 (p < 0,001), lo cual indica una asociación negativa de magnitud débil. Entre los ítems de
la subescala pedagógica, aquellos que presentaron mayor porcentaje de respuestas de acuerdo
(opciones 4 o 5) fueron “Prefiero que el docente organice paso a paso los contenidos de la
asignatura” (72,4 %) y “Las instrucciones para las tareas deben ser detalladas y secuenciadas
por el profesor” (68,2 %).
Los ítems con menor respaldo en esta misma subescala fueron “La participación del
estudiante en el diseño de la evaluación no es necesaria” (31,6 %) y “El docente debe ser la
única fuente de información confiable en el curso” (28,4 %). En la subescala andragógica, los
ítems con mayor porcentaje de acuerdo resultaron “Considero que los estudiantes debemos
Vol. 13/ Núm. 2 2026 pág. 730
participar en la definición de los temas a abordar en el curso” (78,2 %) y “Mi experiencia
laboral o vital previa debería ser considerada como un recurso para el aprendizaje en el aula”
(74,6 %). Los ítems con menor respaldo en esta subescala fueron “Preferiría que el docente no
estableciera plazos fijos para las entregas, confiando en mi autogestión” (34,8 %) y “La
evaluación debería ser exclusivamente autogestionada por cada estudiante sin intervención del
profesor” (29,2 %).
Tabla 2
Coeficientes de fiabilidad del instrumento (n = 500)
Escala/Subescala Número de
ítems
Alfa de
Cronbach
IC 95 %
(alfa)
Omega de
McDonald
Escala total 20 0,89 0,87 - 0,91 0,90
Subescala pedagógica 10 0,85 0,83 - 0,87 0,86
Subescala andragógica 10 0,87 0,85 - 0,89 0,88
Nota: elaboración propia
La legitimidad de los estadísticos paramétricos (ANOVA, prueba t) descansa sobre
supuestos distribucionales que deben ser verificados empíricamente. La Tabla 3 sintetiza los
resultados de las pruebas de normalidad (Kolmogorov-Smirnov con corrección de Lilliefors) y
de homogeneidad de varianzas (Levene) para cada comparación principal. Si bien las pruebas de
normalidad resultaron significativas (indicando desviaciones estadísticamente significativas de
la normalidad), el examen de los coeficientes de asimetría (valores entre -0,41 y -0,28) y
curtosis (valores entre -0,25 y -0,18), junto con el tamaño muestral (n = 500), permite invocar el
teorema del límite central y la robustez conocida de la prueba t y el ANOVA frente a
violaciones moderadas de la normalidad (Schmider et al., 2010). Para la comparación por área
de conocimiento, la prueba de Levene resultó significativa (p = 0,032), lo cual justifica el
empleo del estadístico de Welch en lugar del F estándar y de la prueba post hoc de Games-
Howell en lugar de Tukey, tal como se reporta en las tablas subsiguientes.
participar en la definición de los temas a abordar en el curso” (78,2 %) y “Mi experiencia
laboral o vital previa debería ser considerada como un recurso para el aprendizaje en el aula”
(74,6 %). Los ítems con menor respaldo en esta subescala fueron “Preferiría que el docente no
estableciera plazos fijos para las entregas, confiando en mi autogestión” (34,8 %) y “La
evaluación debería ser exclusivamente autogestionada por cada estudiante sin intervención del
profesor” (29,2 %).
Tabla 2
Coeficientes de fiabilidad del instrumento (n = 500)
Escala/Subescala Número de
ítems
Alfa de
Cronbach
IC 95 %
(alfa)
Omega de
McDonald
Escala total 20 0,89 0,87 - 0,91 0,90
Subescala pedagógica 10 0,85 0,83 - 0,87 0,86
Subescala andragógica 10 0,87 0,85 - 0,89 0,88
Nota: elaboración propia
La legitimidad de los estadísticos paramétricos (ANOVA, prueba t) descansa sobre
supuestos distribucionales que deben ser verificados empíricamente. La Tabla 3 sintetiza los
resultados de las pruebas de normalidad (Kolmogorov-Smirnov con corrección de Lilliefors) y
de homogeneidad de varianzas (Levene) para cada comparación principal. Si bien las pruebas de
normalidad resultaron significativas (indicando desviaciones estadísticamente significativas de
la normalidad), el examen de los coeficientes de asimetría (valores entre -0,41 y -0,28) y
curtosis (valores entre -0,25 y -0,18), junto con el tamaño muestral (n = 500), permite invocar el
teorema del límite central y la robustez conocida de la prueba t y el ANOVA frente a
violaciones moderadas de la normalidad (Schmider et al., 2010). Para la comparación por área
de conocimiento, la prueba de Levene resultó significativa (p = 0,032), lo cual justifica el
empleo del estadístico de Welch en lugar del F estándar y de la prueba post hoc de Games-
Howell en lugar de Tukey, tal como se reporta en las tablas subsiguientes.
Vol. 13/ Núm. 2 2026 pág. 731
Tabla 3
Verificación de supuestos para los análisis paramétricos planeados
Análisis
planeado
Variable
dependiente
Variable
independiente
/ agrupadora
Prueba de
normalidad
(Kolmogorov-
Smirnov)
p Asimetría
(EE)
Curtosis
(EE)
Prueba de
homogeneidad de
varianzas
(Levene)
p Supuestos
cumplidos
Acción
correctiva
adoptada
ANOVA
(ciclo
académico)
Puntuación
andragógica
Ciclo (básico,
superior, final)
D = 0,082 <0,001 -0,34
(0,11)
-0,21
(0,22)
F = 1,52 0,219 Parcial (no
normalidad, sí
homogeneidad)
Se mantiene
ANOVA por
robustez
(n=500) +
Kruskal-
Wallis como
confirmación
t-test
(experiencia
laboral)
Puntuación
andragógica
Experiencia
laboral (sí, no)
Grupo sí: D =
0,076; Grupo
no: D = 0,084
0,006;
<0,001
Grupo sí: -
0,38
(0,17);
Grupo no:
-0,31
(0,14)
Grupo sí:
-0,19
(0,34);
Grupo no:
-0,23
(0,28)
F = 2,86 0,091 Parcial (no
normalidad, sí
homogeneidad)
Se mantiene t-
test por
robustez + t
de Welch
como
confirmación
ANOVA (área
de
conocimiento)
Puntuación
andragógica
Área (4
grupos)
Rango D =
0,069 - 0,088
<0,05
en
todos
los
grupos
Rango -
0,41 a -
0,28
Rango -
0,25 a -
0,18
F = 2,96 0,032 No
(heterogeneidad
de varianzas)
Se emplea
ANOVA de
Welch y post
hoc Games-
Howell
Correlación
(edad-
andragógica)
Puntuación
andragógica
Edad (años) Distribución
conjunta
evaluada
gráficamente
— — — — — No aplica (la
correlación no
requiere estos
supuestos)
Se reporta r de
Pearson y ρ de
Spearman
Regresión
lineal simple
Puntuación
andragógica
Edad (años) Residuos: D =
0,045
0,082 Residuos:
0,08 (0,11)
Residuos:
-0,12
(0,22)
Homocedasticidad
evaluada
gráficamente
(gráfico de residuos
vs. valores
predichos)
— Aceptables
(residuos
normales,
homocedasticidad
visual)
Se procede
con regresión
OLS
Nota: elaboración propia
Tabla 3
Verificación de supuestos para los análisis paramétricos planeados
Análisis
planeado
Variable
dependiente
Variable
independiente
/ agrupadora
Prueba de
normalidad
(Kolmogorov-
Smirnov)
p Asimetría
(EE)
Curtosis
(EE)
Prueba de
homogeneidad de
varianzas
(Levene)
p Supuestos
cumplidos
Acción
correctiva
adoptada
ANOVA
(ciclo
académico)
Puntuación
andragógica
Ciclo (básico,
superior, final)
D = 0,082 <0,001 -0,34
(0,11)
-0,21
(0,22)
F = 1,52 0,219 Parcial (no
normalidad, sí
homogeneidad)
Se mantiene
ANOVA por
robustez
(n=500) +
Kruskal-
Wallis como
confirmación
t-test
(experiencia
laboral)
Puntuación
andragógica
Experiencia
laboral (sí, no)
Grupo sí: D =
0,076; Grupo
no: D = 0,084
0,006;
<0,001
Grupo sí: -
0,38
(0,17);
Grupo no:
-0,31
(0,14)
Grupo sí:
-0,19
(0,34);
Grupo no:
-0,23
(0,28)
F = 2,86 0,091 Parcial (no
normalidad, sí
homogeneidad)
Se mantiene t-
test por
robustez + t
de Welch
como
confirmación
ANOVA (área
de
conocimiento)
Puntuación
andragógica
Área (4
grupos)
Rango D =
0,069 - 0,088
<0,05
en
todos
los
grupos
Rango -
0,41 a -
0,28
Rango -
0,25 a -
0,18
F = 2,96 0,032 No
(heterogeneidad
de varianzas)
Se emplea
ANOVA de
Welch y post
hoc Games-
Howell
Correlación
(edad-
andragógica)
Puntuación
andragógica
Edad (años) Distribución
conjunta
evaluada
gráficamente
— — — — — No aplica (la
correlación no
requiere estos
supuestos)
Se reporta r de
Pearson y ρ de
Spearman
Regresión
lineal simple
Puntuación
andragógica
Edad (años) Residuos: D =
0,045
0,082 Residuos:
0,08 (0,11)
Residuos:
-0,12
(0,22)
Homocedasticidad
evaluada
gráficamente
(gráfico de residuos
vs. valores
predichos)
— Aceptables
(residuos
normales,
homocedasticidad
visual)
Se procede
con regresión
OLS
Nota: elaboración propia
Vol. 13/ Núm. 2 2026 pág. 732
Tabla 4
Estadísticos descriptivos de las subescalas por grupos principales
Grupo n Subescala pedagógica M
(DT)
Subescala andragógica M
(DT)
Total 500 34,2 (6,8) 36,5 (7,1)
Ciclo básico 200 35,8 (6,5) 34,5 (7,0)
Ciclo superior 200 34,0 (6,9) 36,8 (6,9)
Ciclo final 100 31,9 (6,3) 40,1 (6,2)
Con experiencia laboral 210 32,8 (6,7) 39,2 (6,4)
Sin experiencia laboral 290 35,2 (6,9) 34,5 (7,2)
Ciencias de la Salud 125 35,5 (6,5) 35,2 (7,3)
Ingenierías y Tecnologías 150 35,0 (6,9) 35,6 (7,1)
Ciencias Sociales y
Jurídicas
125 33,8 (6,7) 37,4 (6,8)
Educación y
Humanidades
100 32,0 (6,3) 39,8 (6,0)
Nota: elaboración propia
La Tabla 4 permite observar que la media de la subescala andragógica es superior a la
de la subescala pedagógica en el total de la muestra (36,5 vs. 34,2), así como en todos los
subgrupos excepto en el ciclo básico (donde la media pedagógica supera a la andragógica: 35,8
vs. 34,5) y en el grupo sin experiencia laboral (35,2 vs. 34,5). Estas diferencias de magnitud,
presentadas sin interpretación causal, constituyen la base empírica sobre la cual se aplican las
pruebas de significación estadística reportadas en las tablas siguientes.
Tabla 5
ANOVA y pruebas post hoc para ciclo académico y experiencia laboral
Comparación Estadístico gl p Diferencia
de medias
IC
95
%
Tamaño
del efecto
(d o η²)
IC 95
% del
efecto
Ciclo
académico
(ANOVA)
F = 12,84 2,497 <0,001 — — η² = 0,049 0,022 -
0,082
Final vs. Básico t = 6,51 — <0,001 5,6 3,4
-
7,8
d = 0,84 0,60 -
1,08
Final vs.
Superior
t = 3,84 — 0,059 3,3 -0,1
-
6,7
d = 0,48 -0,01 -
0,97
Superior vs.
Básico
t = 3,33 — 0,028 2,3 0,2
-
4,4
d = 0,34 0,10 -
0,58
Experiencia
laboral (t-test)
t = 7,61 498 <0,001 4,7 3,5
-
5,9
d = 0,68 0,50 -
0,86
Nota: elaboración propia
Los resultados de las comparaciones entre grupos para las dos variables independientes
principales (ciclo académico y experiencia laboral), cuyos efectos fueron especificados en los
objetivos del estudio. El ANOVA para ciclo académico arroja un valor de F = 12,84 (p < 0,001),
con un tamaño del efecto η² = 0,049, lo cual indica que el ciclo académico explica
aproximadamente el 4,9 % de la varianza total de las puntuaciones andragógicas. Las pruebas
Tabla 4
Estadísticos descriptivos de las subescalas por grupos principales
Grupo n Subescala pedagógica M
(DT)
Subescala andragógica M
(DT)
Total 500 34,2 (6,8) 36,5 (7,1)
Ciclo básico 200 35,8 (6,5) 34,5 (7,0)
Ciclo superior 200 34,0 (6,9) 36,8 (6,9)
Ciclo final 100 31,9 (6,3) 40,1 (6,2)
Con experiencia laboral 210 32,8 (6,7) 39,2 (6,4)
Sin experiencia laboral 290 35,2 (6,9) 34,5 (7,2)
Ciencias de la Salud 125 35,5 (6,5) 35,2 (7,3)
Ingenierías y Tecnologías 150 35,0 (6,9) 35,6 (7,1)
Ciencias Sociales y
Jurídicas
125 33,8 (6,7) 37,4 (6,8)
Educación y
Humanidades
100 32,0 (6,3) 39,8 (6,0)
Nota: elaboración propia
La Tabla 4 permite observar que la media de la subescala andragógica es superior a la
de la subescala pedagógica en el total de la muestra (36,5 vs. 34,2), así como en todos los
subgrupos excepto en el ciclo básico (donde la media pedagógica supera a la andragógica: 35,8
vs. 34,5) y en el grupo sin experiencia laboral (35,2 vs. 34,5). Estas diferencias de magnitud,
presentadas sin interpretación causal, constituyen la base empírica sobre la cual se aplican las
pruebas de significación estadística reportadas en las tablas siguientes.
Tabla 5
ANOVA y pruebas post hoc para ciclo académico y experiencia laboral
Comparación Estadístico gl p Diferencia
de medias
IC
95
%
Tamaño
del efecto
(d o η²)
IC 95
% del
efecto
Ciclo
académico
(ANOVA)
F = 12,84 2,497 <0,001 — — η² = 0,049 0,022 -
0,082
Final vs. Básico t = 6,51 — <0,001 5,6 3,4
-
7,8
d = 0,84 0,60 -
1,08
Final vs.
Superior
t = 3,84 — 0,059 3,3 -0,1
-
6,7
d = 0,48 -0,01 -
0,97
Superior vs.
Básico
t = 3,33 — 0,028 2,3 0,2
-
4,4
d = 0,34 0,10 -
0,58
Experiencia
laboral (t-test)
t = 7,61 498 <0,001 4,7 3,5
-
5,9
d = 0,68 0,50 -
0,86
Nota: elaboración propia
Los resultados de las comparaciones entre grupos para las dos variables independientes
principales (ciclo académico y experiencia laboral), cuyos efectos fueron especificados en los
objetivos del estudio. El ANOVA para ciclo académico arroja un valor de F = 12,84 (p < 0,001),
con un tamaño del efecto η² = 0,049, lo cual indica que el ciclo académico explica
aproximadamente el 4,9 % de la varianza total de las puntuaciones andragógicas. Las pruebas
Vol. 13/ Núm. 2 2026 pág. 733
post hoc de Tukey revelan que las diferencias significativas se concentran en la comparación
entre ciclo final y ciclo básico (d = 0,84, un efecto grande según los umbrales de Cohen),
mientras que la diferencia entre ciclo final y ciclo superior no alcanza significación (p = 0,059),
aunque el intervalo de confianza del tamaño del efecto para esta última comparación es amplio e
incluye el cero. En cuanto a la experiencia laboral, la prueba t muestra una diferencia
estadísticamente significativa (p < 0,001) con un tamaño del efecto d = 0,68 (moderado a
grande), y el intervalo de confianza del 95 % para d (0,50 a 0,86) no incluye el cero, lo cual
refuerza la robustez del hallazgo.
Tabla 6
ANOVA y pruebas post hoc para área de conocimiento (con corrección por heterogeneidad de
varianzas)
Comparación Estadístico gl p Diferencia
de medias
IC
95
%
Tamaño
del
efecto
(d)
IC 95
% de
d
Área de
conocimiento
(ANOVA de
Welch)
F = 8,91 3, 245,6 <0,001 — — η² =
0,050
0,022
-
0,086
Educación vs.
Ciencias Salud
t = 5,17 — <0,001 4,6 1,8
-
7,4
d = 0,69 0,41 -
0,97
Educación vs.
Ingenierías
t = 5,06 — 0,001 4,2 1,5
-
6,9
d = 0,62 0,34 -
0,90
Educación vs.
Cs. Sociales
t = 2,79 — 0,128 2,4 -
0,5
-
5,3
d = 0,36 -0,04
- 0,76
Cs. Sociales vs.
Ciencias Salud
t = 2,47 — 0,214 2,2 -
0,8
-
5,2
d = 0,31 -0,01
- 0,63
Cs. Sociales vs.
Ingenierías
t = 2,14 — 0,286 1,8 -
0,9
-
4,5
d = 0,26 -0,06
- 0,58
Nota: elaboración propia
Dado que la prueba de Levene para el factor área de conocimiento resultó significativa
(Tabla 3), abordando el supuesto de homogeneidad de varianzas, la Tabla 6 reporta el
estadístico F de Welch en lugar del ANOVA estándar, así como las pruebas post hoc de Games-
Howell en lugar de Tukey. El F de Welch (F = 8,91; gl = 3, 245,6; p < 0,001) confirma la
existencia de diferencias significativas entre las áreas, con un tamaño del efecto η² = 0,050
(similar al observado para ciclo académico). Las comparaciones por pares indican que los
estudiantes del área de Educación y Humanidades presentan puntuaciones andragógicas
significativamente superiores a las de Ciencias de la Salud (d = 0,69) y a las de Ingenierías y
post hoc de Tukey revelan que las diferencias significativas se concentran en la comparación
entre ciclo final y ciclo básico (d = 0,84, un efecto grande según los umbrales de Cohen),
mientras que la diferencia entre ciclo final y ciclo superior no alcanza significación (p = 0,059),
aunque el intervalo de confianza del tamaño del efecto para esta última comparación es amplio e
incluye el cero. En cuanto a la experiencia laboral, la prueba t muestra una diferencia
estadísticamente significativa (p < 0,001) con un tamaño del efecto d = 0,68 (moderado a
grande), y el intervalo de confianza del 95 % para d (0,50 a 0,86) no incluye el cero, lo cual
refuerza la robustez del hallazgo.
Tabla 6
ANOVA y pruebas post hoc para área de conocimiento (con corrección por heterogeneidad de
varianzas)
Comparación Estadístico gl p Diferencia
de medias
IC
95
%
Tamaño
del
efecto
(d)
IC 95
% de
d
Área de
conocimiento
(ANOVA de
Welch)
F = 8,91 3, 245,6 <0,001 — — η² =
0,050
0,022
-
0,086
Educación vs.
Ciencias Salud
t = 5,17 — <0,001 4,6 1,8
-
7,4
d = 0,69 0,41 -
0,97
Educación vs.
Ingenierías
t = 5,06 — 0,001 4,2 1,5
-
6,9
d = 0,62 0,34 -
0,90
Educación vs.
Cs. Sociales
t = 2,79 — 0,128 2,4 -
0,5
-
5,3
d = 0,36 -0,04
- 0,76
Cs. Sociales vs.
Ciencias Salud
t = 2,47 — 0,214 2,2 -
0,8
-
5,2
d = 0,31 -0,01
- 0,63
Cs. Sociales vs.
Ingenierías
t = 2,14 — 0,286 1,8 -
0,9
-
4,5
d = 0,26 -0,06
- 0,58
Nota: elaboración propia
Dado que la prueba de Levene para el factor área de conocimiento resultó significativa
(Tabla 3), abordando el supuesto de homogeneidad de varianzas, la Tabla 6 reporta el
estadístico F de Welch en lugar del ANOVA estándar, así como las pruebas post hoc de Games-
Howell en lugar de Tukey. El F de Welch (F = 8,91; gl = 3, 245,6; p < 0,001) confirma la
existencia de diferencias significativas entre las áreas, con un tamaño del efecto η² = 0,050
(similar al observado para ciclo académico). Las comparaciones por pares indican que los
estudiantes del área de Educación y Humanidades presentan puntuaciones andragógicas
significativamente superiores a las de Ciencias de la Salud (d = 0,69) y a las de Ingenierías y
Vol. 13/ Núm. 2 2026 pág. 734
Tecnologías (d = 0,62), mientras que las diferencias entre Educación y Ciencias Sociales y
Jurídicas no alcanzan significación (p = 0,128).
Tabla 7
Correlaciones entre edad, preferencias instruccionales y años de experiencia
Par de variables r de
Pearson
IC 95 % p r² (varianza
explicada)
Edad - Puntuación andragógica 0,31 0,23 - 0,39 <0,001 0,096
Edad - Puntuación pedagógica -0,24 -0,32 - -0,15 <0,001 0,058
Edad - Años de experiencia (n =
210)
0,56 0,46 - 0,65 <0,001 0,314
Años de experiencia -
Andragógica (n = 210)
0,22 0,09 - 0,35 0,001 0,048
Andragógica - Pedagógica (total
muestra)
-0,23 -0,32 - -0,14 <0,001 0,053
Correlación parcial (Edad-
Andragógica, controlando ciclo)
0,18 0,09 - 0,27 <0,001 0,032
Nota: elaboración propia
La correlación entre edad y puntuación andragógica (r = 0,31; p < 0,001) indica una
asociación positiva débil a moderada, en la cual la edad explica el 9,6 % de la varianza de la
preferencia andragógica. La correlación negativa entre edad y puntuación pedagógica (r = -0,24)
resulta coherente con la orientación inversa de ambos constructos. La correlación parcial entre
edad y andragógica controlando por ciclo académico (r = 0,18) reduce la magnitud de la
asociación, lo cual sugiere que parte del efecto de la edad opera a través del avance en el ciclo
académico, aunque la asociación remanente sigue siendo estadísticamente significativa.
DISCUSIÓN
Los resultados obtenidos ofrecen evidencias empíricas sobre las preferencias
instruccionales de estudiantes universitarios ecuatorianos en relación con los enfoques
pedagógico y andragógico, permitiendo dialogar con hallazgos previos de la literatura
especializada. La muestra presenta una media ligeramente superior en la subescala andragógica
(M = 36,5) respecto de la pedagógica (M = 34,2), lo cual sugiere una orientación predominante
hacia modelos de aprendizaje autodirigido, aunque dicha diferencia no implica un rechazo de las
estructuras pedagógicas tradicionales, sino más bien una coexistencia de ambas lógicas,
hallazgo que se alinea con las observaciones de Córdova et al. (2024), quienes encontraron que
los estudiantes adultos no rechazan completamente las estructuras dirigidas por el docente, sino
que demandan una combinación adaptativa de ambos enfoques. Esta tensión entre autonomía y
dirección externa ha sido señalada también por Gascón (2024) como un nudo crítico en la
aplicación de principios andragógicos en entornos universitarios.
El incremento progresivo de la preferencia andragógica a medida que avanza el ciclo
académico constituye una de las tendencias más claras: los estudiantes de ciclo final (M = 40,1)
superan significativamente a los de ciclo básico (M = 34,5), con un tamaño del efecto grande (d
= 0,84), lo cual sugiere que la exposición prolongada a la educación universitaria y la
Tecnologías (d = 0,62), mientras que las diferencias entre Educación y Ciencias Sociales y
Jurídicas no alcanzan significación (p = 0,128).
Tabla 7
Correlaciones entre edad, preferencias instruccionales y años de experiencia
Par de variables r de
Pearson
IC 95 % p r² (varianza
explicada)
Edad - Puntuación andragógica 0,31 0,23 - 0,39 <0,001 0,096
Edad - Puntuación pedagógica -0,24 -0,32 - -0,15 <0,001 0,058
Edad - Años de experiencia (n =
210)
0,56 0,46 - 0,65 <0,001 0,314
Años de experiencia -
Andragógica (n = 210)
0,22 0,09 - 0,35 0,001 0,048
Andragógica - Pedagógica (total
muestra)
-0,23 -0,32 - -0,14 <0,001 0,053
Correlación parcial (Edad-
Andragógica, controlando ciclo)
0,18 0,09 - 0,27 <0,001 0,032
Nota: elaboración propia
La correlación entre edad y puntuación andragógica (r = 0,31; p < 0,001) indica una
asociación positiva débil a moderada, en la cual la edad explica el 9,6 % de la varianza de la
preferencia andragógica. La correlación negativa entre edad y puntuación pedagógica (r = -0,24)
resulta coherente con la orientación inversa de ambos constructos. La correlación parcial entre
edad y andragógica controlando por ciclo académico (r = 0,18) reduce la magnitud de la
asociación, lo cual sugiere que parte del efecto de la edad opera a través del avance en el ciclo
académico, aunque la asociación remanente sigue siendo estadísticamente significativa.
DISCUSIÓN
Los resultados obtenidos ofrecen evidencias empíricas sobre las preferencias
instruccionales de estudiantes universitarios ecuatorianos en relación con los enfoques
pedagógico y andragógico, permitiendo dialogar con hallazgos previos de la literatura
especializada. La muestra presenta una media ligeramente superior en la subescala andragógica
(M = 36,5) respecto de la pedagógica (M = 34,2), lo cual sugiere una orientación predominante
hacia modelos de aprendizaje autodirigido, aunque dicha diferencia no implica un rechazo de las
estructuras pedagógicas tradicionales, sino más bien una coexistencia de ambas lógicas,
hallazgo que se alinea con las observaciones de Córdova et al. (2024), quienes encontraron que
los estudiantes adultos no rechazan completamente las estructuras dirigidas por el docente, sino
que demandan una combinación adaptativa de ambos enfoques. Esta tensión entre autonomía y
dirección externa ha sido señalada también por Gascón (2024) como un nudo crítico en la
aplicación de principios andragógicos en entornos universitarios.
El incremento progresivo de la preferencia andragógica a medida que avanza el ciclo
académico constituye una de las tendencias más claras: los estudiantes de ciclo final (M = 40,1)
superan significativamente a los de ciclo básico (M = 34,5), con un tamaño del efecto grande (d
= 0,84), lo cual sugiere que la exposición prolongada a la educación universitaria y la
Vol. 13/ Núm. 2 2026 pág. 735
maduración cognitiva asociada podrían vincularse con una mayor valoración de la
autodirección. Este patrón resulta consistente con la caracterización de estudiantes tradicionales
y no tradicionales propuesta por Medina (2025) y con lo señalado por Mila et al. (2022),
quienes indicaron que son los conocimientos previos y la experiencia laboral, más que la edad
cronológica, lo que define a los estudiantes no tradicionales y su orientación hacia el
aprendizaje autodirigido.
En esta misma línea, los estudiantes con experiencia laboral previa obtuvieron
puntuaciones andragógicas significativamente superiores (M = 39,2) a aquellas sin experiencia
(M = 34,5), con un tamaño del efecto moderado a grande (d = 0,68), hallazgo que replica los
resultados de Plúas et al. (2025) sobre andragogía digital, donde se encontraron diferencias
significativas en el principio del papel de la experiencia en función de la experiencia laboral
previa. La convergencia entre ambos estudios sugiere que la experiencia laboral, más que la
edad cronológica, constituye un factor diferenciador clave en la orientación andragógica, lo cual
cuestiona parcialmente la clasificación tradicional basada exclusivamente en rangos etarios
propuesta por Knowles (Córdova et al., 2024; Herrera y López, 2024; Guzman & Gallardo,
2022).
La correlación positiva entre edad y puntuación andragógica (r = 0,31) confirma la
asociación esperada, aunque su magnitud débil indica que la edad explica apenas el 9,6 % de la
varianza, y al controlar por ciclo académico la correlación parcial se reduce a r = 0,18, lo cual
sugiere que parte del efecto de la edad opera a través del avance en la carrera universitaria. De
Souza et al. (2023) señaló que la andragogía no constituye una panacea para la educación de
adultos, pero no debe ignorarse su utilidad para comprender mejor el aprendizaje de personas
adultas, y los resultados del presente estudio respaldan esta afirmación.
Los estudiantes del área de Educación y Humanidades (M = 39,8) presentaron
puntuaciones andragógicas superiores a las de Ciencias de la Salud (M = 35,2) y a las de
Ingenierías y Tecnologías (M = 35,6), con tamaños del efecto moderados (d = 0,69 y d = 0,62),
diferencia que podría explicarse por la exposición diferencial a discursos pedagógicos y
metodologías activas durante la formación de pregrado. Fernández et al. (2021) encontraron
variaciones significativas asociadas al campo disciplinar en las preferencias sobre actuaciones
docentes, y los resultados del presente estudio se suman a esta línea de evidencia.
Por otra parte, la ausencia de diferencias significativas según el género (d = 0,08) y
según el tipo de universidad (F = 0,84, p = 0,433) constituye un hallazgo notable. En relación
con el género, este resultado se alinea con lo reportado por Flores et al. (2025) y no respalda las
críticas formuladas por Gascón (2024) acerca del supuesto sesgo de género de la teoría
andragógica, al menos en lo que respecta a las preferencias instruccionales medidas. Respecto al
tipo de universidad, la ausencia de diferencias sugiere que la orientación hacia enfoques
maduración cognitiva asociada podrían vincularse con una mayor valoración de la
autodirección. Este patrón resulta consistente con la caracterización de estudiantes tradicionales
y no tradicionales propuesta por Medina (2025) y con lo señalado por Mila et al. (2022),
quienes indicaron que son los conocimientos previos y la experiencia laboral, más que la edad
cronológica, lo que define a los estudiantes no tradicionales y su orientación hacia el
aprendizaje autodirigido.
En esta misma línea, los estudiantes con experiencia laboral previa obtuvieron
puntuaciones andragógicas significativamente superiores (M = 39,2) a aquellas sin experiencia
(M = 34,5), con un tamaño del efecto moderado a grande (d = 0,68), hallazgo que replica los
resultados de Plúas et al. (2025) sobre andragogía digital, donde se encontraron diferencias
significativas en el principio del papel de la experiencia en función de la experiencia laboral
previa. La convergencia entre ambos estudios sugiere que la experiencia laboral, más que la
edad cronológica, constituye un factor diferenciador clave en la orientación andragógica, lo cual
cuestiona parcialmente la clasificación tradicional basada exclusivamente en rangos etarios
propuesta por Knowles (Córdova et al., 2024; Herrera y López, 2024; Guzman & Gallardo,
2022).
La correlación positiva entre edad y puntuación andragógica (r = 0,31) confirma la
asociación esperada, aunque su magnitud débil indica que la edad explica apenas el 9,6 % de la
varianza, y al controlar por ciclo académico la correlación parcial se reduce a r = 0,18, lo cual
sugiere que parte del efecto de la edad opera a través del avance en la carrera universitaria. De
Souza et al. (2023) señaló que la andragogía no constituye una panacea para la educación de
adultos, pero no debe ignorarse su utilidad para comprender mejor el aprendizaje de personas
adultas, y los resultados del presente estudio respaldan esta afirmación.
Los estudiantes del área de Educación y Humanidades (M = 39,8) presentaron
puntuaciones andragógicas superiores a las de Ciencias de la Salud (M = 35,2) y a las de
Ingenierías y Tecnologías (M = 35,6), con tamaños del efecto moderados (d = 0,69 y d = 0,62),
diferencia que podría explicarse por la exposición diferencial a discursos pedagógicos y
metodologías activas durante la formación de pregrado. Fernández et al. (2021) encontraron
variaciones significativas asociadas al campo disciplinar en las preferencias sobre actuaciones
docentes, y los resultados del presente estudio se suman a esta línea de evidencia.
Por otra parte, la ausencia de diferencias significativas según el género (d = 0,08) y
según el tipo de universidad (F = 0,84, p = 0,433) constituye un hallazgo notable. En relación
con el género, este resultado se alinea con lo reportado por Flores et al. (2025) y no respalda las
críticas formuladas por Gascón (2024) acerca del supuesto sesgo de género de la teoría
andragógica, al menos en lo que respecta a las preferencias instruccionales medidas. Respecto al
tipo de universidad, la ausencia de diferencias sugiere que la orientación hacia enfoques
Vol. 13/ Núm. 2 2026 pág. 736
andragógicos no depende de la naturaleza jurídica de la institución, sino de factores curriculares
y pedagógicos específicos.
Los resultados deben interpretarse a la luz de las limitaciones del diseño transversal, que
impide establecer relaciones causales; del muestreo no probabilístico, que limita la
generalización; y de la medición mediante autoinforme, sujeta a sesgos de deseabilidad social,
tal como señalan Mila et al. (2022) cuando indican que la validez de los principios andragógicos
requiere ser revisitada a través de la lente de los propios estudiantes.
En términos generales, los resultados resultan consistentes con la evidencia acumulada
por Martínez (2025), Rodríguez et al (2024), Rojas (2025) y Gascón (2024) sobre impactos
positivos del uso de principios andragógicos, aunque el presente estudio contribuye
principalmente en su dimensión descriptiva y correlacional. La convergencia con De Souza et
al. (2023) sugiere que los programas universitarios con estudiantes de trayectorias laborales
diversas deberían considerar la andragogía como un marco flexible, no uniforme.
La discusión sobre la pertinencia de la andragogía en entornos digitales, planteada por
Lima y Martínez (2023), Mihalache (2023) y Flores et al. (2025), cobra especial relevancia en el
contexto pospandémico capturado por el presente estudio (2023-2026), en el cual los estudiantes
ecuatorianos han desarrollado competencias autodirigidas que podrían hacerlos más receptivos a
enfoques andragógicos. El estudio aporta evidencia original en un contexto geográfico y
temporal escasamente atendido por la literatura especializada, ofreciendo un punto de partida
para futuras investigaciones longitudinales y con metodologías mixtas.
CONCLUSIONES
El presente estudio se propuso analizar las preferencias instruccionales de estudiantes
universitarios ecuatorianos en relación con los enfoques pedagógico y andragógico, a partir de
una muestra de 500 participantes pertenecientes a seis universidades del país, con un diseño
cuantitativo transversal y un período de recolección de tres años (2023-2026). Los resultados
obtenidos permiten afirmar que, en el conjunto de la muestra, existe una orientación
predominantemente andragógica (M = 36,5) respecto de la pedagógica (M = 34,2), aunque con
una coexistencia de ambas lógicas que sugiere que la transición de lo pedagógico a lo
andragógico no debe concebirse como un reemplazo categórico, sino como una articulación
contextual y flexible.
El avance en el ciclo académico se asocia con un incremento significativo de la
preferencia andragógica, especialmente visible en la comparación entre estudiantes de ciclo
final y ciclo básico (d = 0,84), y la presencia de experiencia laboral previa constituye un factor
diferenciador relevante (d = 0,68), indicando que tanto la trayectoria universitaria acumulada
como las experiencias laborales contribuyen a configurar un perfil de aprendiz más autónomo.
La correlación positiva entre edad y preferencia andragógica (r = 0,31) explica una proporción
andragógicos no depende de la naturaleza jurídica de la institución, sino de factores curriculares
y pedagógicos específicos.
Los resultados deben interpretarse a la luz de las limitaciones del diseño transversal, que
impide establecer relaciones causales; del muestreo no probabilístico, que limita la
generalización; y de la medición mediante autoinforme, sujeta a sesgos de deseabilidad social,
tal como señalan Mila et al. (2022) cuando indican que la validez de los principios andragógicos
requiere ser revisitada a través de la lente de los propios estudiantes.
En términos generales, los resultados resultan consistentes con la evidencia acumulada
por Martínez (2025), Rodríguez et al (2024), Rojas (2025) y Gascón (2024) sobre impactos
positivos del uso de principios andragógicos, aunque el presente estudio contribuye
principalmente en su dimensión descriptiva y correlacional. La convergencia con De Souza et
al. (2023) sugiere que los programas universitarios con estudiantes de trayectorias laborales
diversas deberían considerar la andragogía como un marco flexible, no uniforme.
La discusión sobre la pertinencia de la andragogía en entornos digitales, planteada por
Lima y Martínez (2023), Mihalache (2023) y Flores et al. (2025), cobra especial relevancia en el
contexto pospandémico capturado por el presente estudio (2023-2026), en el cual los estudiantes
ecuatorianos han desarrollado competencias autodirigidas que podrían hacerlos más receptivos a
enfoques andragógicos. El estudio aporta evidencia original en un contexto geográfico y
temporal escasamente atendido por la literatura especializada, ofreciendo un punto de partida
para futuras investigaciones longitudinales y con metodologías mixtas.
CONCLUSIONES
El presente estudio se propuso analizar las preferencias instruccionales de estudiantes
universitarios ecuatorianos en relación con los enfoques pedagógico y andragógico, a partir de
una muestra de 500 participantes pertenecientes a seis universidades del país, con un diseño
cuantitativo transversal y un período de recolección de tres años (2023-2026). Los resultados
obtenidos permiten afirmar que, en el conjunto de la muestra, existe una orientación
predominantemente andragógica (M = 36,5) respecto de la pedagógica (M = 34,2), aunque con
una coexistencia de ambas lógicas que sugiere que la transición de lo pedagógico a lo
andragógico no debe concebirse como un reemplazo categórico, sino como una articulación
contextual y flexible.
El avance en el ciclo académico se asocia con un incremento significativo de la
preferencia andragógica, especialmente visible en la comparación entre estudiantes de ciclo
final y ciclo básico (d = 0,84), y la presencia de experiencia laboral previa constituye un factor
diferenciador relevante (d = 0,68), indicando que tanto la trayectoria universitaria acumulada
como las experiencias laborales contribuyen a configurar un perfil de aprendiz más autónomo.
La correlación positiva entre edad y preferencia andragógica (r = 0,31) explica una proporción
Vol. 13/ Núm. 2 2026 pág. 737
modesta de la varianza (9,6 %), y su reducción al controlar por ciclo académico (r parcial =
0,18) sugiere que el efecto de la edad opera en gran medida a través del avance en la carrera y
de la acumulación de experiencias educativas y laborales.
Los estudiantes del área de Educación y Humanidades presentaron las puntuaciones
andragógicas más altas, superando significativamente a los de Ciencias de la Salud e Ingenierías
y Tecnologías (d = 0,69 y d = 0,62 respectivamente), lo cual podría reflejar una mayor
familiaridad con los discursos pedagógicos propios de su formación disciplinar. No se
encontraron diferencias estadísticamente significativas según el género ni según el tipo de
universidad (pública, privada o politécnica), lo cual sugiere que estos factores no operan como
moduladores relevantes de la orientación instruccional en el contexto estudiado.
El estudio presenta limitaciones derivadas de su diseño transversal (que impide
establecer relaciones causales), del muestreo no probabilístico (que limita la generalización) y
de la medición mediante autoinforme (sujeta a sesgos de deseabilidad social). A pesar de estas
limitaciones, el estudio aporta evidencia empírica original sobre las preferencias instruccionales
del estudiantado universitario ecuatoriano en un contexto geográfico y temporal escasamente
atendido por la literatura especializada, confirmando la relevancia de la experiencia laboral
previa y del avance en el ciclo académico como factores asociados a una mayor orientación
andragógica, mientras que no respalda diferencias significativas por género o tipo de
universidad.
modesta de la varianza (9,6 %), y su reducción al controlar por ciclo académico (r parcial =
0,18) sugiere que el efecto de la edad opera en gran medida a través del avance en la carrera y
de la acumulación de experiencias educativas y laborales.
Los estudiantes del área de Educación y Humanidades presentaron las puntuaciones
andragógicas más altas, superando significativamente a los de Ciencias de la Salud e Ingenierías
y Tecnologías (d = 0,69 y d = 0,62 respectivamente), lo cual podría reflejar una mayor
familiaridad con los discursos pedagógicos propios de su formación disciplinar. No se
encontraron diferencias estadísticamente significativas según el género ni según el tipo de
universidad (pública, privada o politécnica), lo cual sugiere que estos factores no operan como
moduladores relevantes de la orientación instruccional en el contexto estudiado.
El estudio presenta limitaciones derivadas de su diseño transversal (que impide
establecer relaciones causales), del muestreo no probabilístico (que limita la generalización) y
de la medición mediante autoinforme (sujeta a sesgos de deseabilidad social). A pesar de estas
limitaciones, el estudio aporta evidencia empírica original sobre las preferencias instruccionales
del estudiantado universitario ecuatoriano en un contexto geográfico y temporal escasamente
atendido por la literatura especializada, confirmando la relevancia de la experiencia laboral
previa y del avance en el ciclo académico como factores asociados a una mayor orientación
andragógica, mientras que no respalda diferencias significativas por género o tipo de
universidad.
Vol. 13/ Núm. 2 2026 pág. 738
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