ARTÍCULO ORIGINAL  
INNOVA Research Journal, ISSN 2477-9024  
(
Mayo-Agosto 2023). Vol. 8, No.2 pp. 15-31  
DOI: https://doi.org/10.33890/innova.v8.n2.2023.2250  
URL: http://revistas.uide.edu.ec/index.php/innova/index  
Correo: innova@uide.edu.ec  
Validación del cuestionario índice para la inclusión en la educación superior  
en la Universidad de Cuenca  
Validation of index for inclusion questionnaire in the higher education in  
University of Cuenca  
Cristina Cedillo-Quizhpe  
Universidad de Cuenca, Cuenca, Ecuador  
Grupo de Investigación en Políticas Educativas  
cristina.cedillo@ucuenca.edu.ec  
https://orcid.org/0000-0001-6948-6203  
Ruth Clavijo-Castillo  
Universidad de Cuenca, Cuenca, Ecuador  
Grupo de Investigación en Políticas Educativas  
ruth.clavijo@ucuenca.edu.ec  
https://orcid.org/0000-0002-3617-9626  
Freddy Cabrera-Ortiz  
Universidad de Cuenca, Cuenca, Ecuador  
Grupo de Investigación en Políticas Educativas  
freddy.cabrera@ucuenca.edu.ec  
https://orcid.org/0000-0002-7539-0985  
Recepción: 08/02/2023 | Aceptación: 25/04/2023 | Publicación: 10/05/2023  
Cómo citar (APA, séptima edición):  
Cedillo-Quizhpe, C., Clavijo-Castillo, R., y Cabrera-Ortiz, F. (2023). Validación del cuestionario  
índice para la inclusión en la educación superior en la Universidad de Cuenca. INNOVA  
Research Journal, 8(2), 15-31. https://doi.org/10.33890/innova.v8.n2.2023.2250  
Resumen  
Atender la educación inclusiva en la educación superior es una prioridad que va más allá del acceso  
a la universidad. El presente estudio tuvo como objetivo validar el cuestionario índice para la  
inclusión en la educación superior que valora las políticas, culturas y prácticas inclusivas. Para  
ello, se aplicó el instrumento a una muestra probabilística estratificada de 155 profesores y 354  
estudiantes de la Universidad de Cuenca, Ecuador. El modelo de ecuaciones estructurales permitió  
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Cristina Cedillo-Quizhpe, Ruth Clavijo-Castillo y Freddy Cabrera-Ortiz  
ISSN 2477-9024. Innova Research Journal (Mayo-Agosto, 2023). Vol. N8, No. 2, pp. 15-31  
realizar un análisis factorial confirmatorio con el método de Máxima Verosimilitud y Mínimos  
Cuadrados No Ponderados. El análisis se realizó en el software AMOS 21. Se validó el modelo de  
la escala que valora las políticas, culturas y prácticas inclusivas en el contexto universitario; el  
modelo demostró un ajuste adecuado para los índices absolutos (CMIN, GFI, RMSEA y RMR),  
índices incrementales (TLI, NFI y CFI) e índices de parsimonia (CMIN/DF y AIC). Se realizó un  
análisis de invarianza factorial cuyos ajustes reportan valores adecuados a todas las restricciones  
establecidas. La diferencia del índice incremental CFI de los modelos con restricciones respecto  
al modelo sin restricciones muestra un valor inferior a 0,01. En consecuencia, el cuestionario  
constituye una herramienta válida que permite evaluar la forma de cómo se ha gestionado la  
educación inclusiva en el contexto universitario. De la misma manera, se recomienda el empleo  
de todos los ítems, indistintamente, para estudiantes y docentes universitarios.  
Palabras claves: educación superior; índice para la inclusión; adaptación; invarianza factorial.  
Abstract  
Addressing inclusive education in higher education is a priority that goes beyond university access.  
The present study aimed to validate the index questionnaire for inclusion in higher education that  
assesses inclusive policies, cultures and practices. For this purpose, the instrument was applied to  
a stratified probability sample of 155 professors and 354 students at the University of Cuenca,  
Ecuador. The structural equation model allowed performing a confirmatory factor analysis with  
the Maximum Likelihood and Unweighted Least Squares method. The analysis was performed in  
AMOS 21 software. The model of the scale that assesses inclusive policies, cultures and practices  
in the university context was validated; the model showed an adequate fit for the absolute indexes  
(
(
CMIN, GFI, RMSEA and RMR), incremental indexes (TLI, NFI and CFI) and parsimony indexes  
CMIN/DF and AIC). A factorial invariance analysis was performed whose adjustments reported  
adequate values for all the established restrictions. The difference in the CFI incremental index of  
the models with restrictions with respect to the model without restrictions shows a value of less  
than 0.01. Consequently, the questionnaire constitutes a valid tool for evaluating how inclusive  
education has been managed in the university context. In the same way, the use of all items is  
recommended, indistinctly, for university students and teachers.  
Keywords: higher education; index for inclusion; adaptation; factorial invariance.  
Introducción  
La Declaración de Salamanca es uno de los documentos de referencia sobre Educación  
Inclusiva (EI), según Hernández-Torrano et al. (2020) los tratados e iniciativas posteriores a la  
Declaración, evidencian el desarrollo progresivo de la EI como iniciativa que impulsa la creación  
de un modelo educativo de justicia social y propende la eliminación de las formas de exclusión y  
discriminación. A pesar del camino recorrido, para Moriña (2017) hay un largo camino antes de  
alcanzar la inclusión plena y deben abordarse muchos desafíos para alinear las prácticas educativas  
con los principios de la educación inclusiva.  
Uno de los hitos para la EI, constituye la aparición del índice para la inclusión que, a  
diferencia de otras versiones, se centra en todo el estudiantado que forma parte de la comunidad  
educativa. El Índex es un proceso de autoevaluación sistemática que pretende instar a las  
instituciones para que inicien procesos de planificación y colaboración de acuerdo con sus  
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Validación del cuestionario índice para la inclusión en la educación superior en la Universidad de Cuenca  
contextos y valores instaurados. Este instrumento aparece en el 2000, cuya versión fue revisada en  
2
002. En 2006 surge una tercera versión enfocada en la educación infantil; la tercera versión surge  
en 2011 (Gutiérrez Ortega et al., 2014). La tercera versión pretende difundir esta herramienta en  
el contexto español e iberoamericano, enfatizando que constituye una guía que busca acortar la  
distancia entre los valores declarados por las instituciones y las acciones que se llevan a cabo  
(Booth et al., 2015).  
Tal como lo resumen Fernández-Archilla et al. (2020) a partir de la publicación original  
se han realizado varias adaptaciones y traducciones; el instrumento se compone de una sección  
cualitativa y una sección cuantitativa, a su vez, contiene tres cuestionarios. El índice para la  
inclusión desde su aparición es una de las herramientas desarrolladas para encaminar la inclusión,  
enfocada en la reflexión, la mejora y la actitud de indagación de la comunidad educativa (Vélez-  
Calvo et al., 2018).  
El índice se ha aplicado principalmente en instituciones de educación primaria y  
secundaria, según Booth et al. (2015) desde su concepción constituye una herramienta orientada a  
apoyar a los centros educativos en sus prácticas a favor de convertirse en centros más inclusivos.  
Enfatizan su funcionalidad como una guía que promueve la reflexión y autorreflexión de los  
actores de la comunidad educativa, por otro lado, puntualizan que la utilización de la herramienta  
no es una garantía para alcanzar la inclusión; la consecución de la meta de la inclusión está  
relacionada con tres elementos centrales como: a) incremento de la participación y reducción de  
la exclusión b) inclusión como proceso de transformación y construcción de espacios y sistemas  
y, c) inclusión como proceso de llevar a cabo los valores que la sostienen.  
Si bien, la EI ha planteado temas de discusión y espacios de debate sobre cómo lograrla en  
los niveles educativos de primaria y secundaria, no es menos cierto que el tema también atañe a la  
Educación Superior (ES). Es así como con base en los conocimientos que han emergido de la  
investigación sobre EI en los últimos 25 años, se ha identificado dos tópicos que no habían sido  
fichados en revisiones de literatura previas referidas a esta temática: el primer tópico es: la EI en  
entornos de Educación Superior en términos de accesibilidad, discapacidad, transición,  
empleabilidad y sexualidad y; el segundo, se refiere a la política educativa para la inclusión  
(Hernández-Torrano et al., 2020).  
La aparición de esos tópicos como líneas de investigación, relativamente nueva, podría  
ligarse con lo que plantea Moriña (2017), quien sugiere que el aula de la educación superior  
contemporánea es muy diferente a la de hace una década; la diversidad que experimentan las aulas  
universitarias ha ganado creciente protagonismo científico, encontrando más investigaciones que  
se dedican a examinar cómo la educación superior está respondiendo a esta nueva situación. Desde  
la década de los noventa se ha enfatizado en la necesidad de implementar políticas y prácticas  
inclusivas en educación superior (López y Moriña, 2015).  
Atender la educación inclusiva en las universidades es una prioridad que vas más allá del  
acceso, tal como lo explica Thomas (2016), quien sugiere que ampliar el acceso a la educación  
superior para grupos que tradicionalmente han estado sobrerrepresentados no es suficiente, son  
necesarios los cambios institucionales para mejorar la experiencia y los resultados de estudiantes  
que pertenecen a grupos no tradicionales, es decir, la universidad debe propender a la creación de  
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Cristina Cedillo-Quizhpe, Ruth Clavijo-Castillo y Freddy Cabrera-Ortiz  
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espacios y ambientes propios de aprendizaje que permitan a todos los individuos incorporarse al  
contexto universitario y, además, favorecer su permanencia y culminación de los estudios  
universitarios, situación que, en el caso de Ecuador, está contemplada en la Ley de Educación  
Superior (LOES, 2018).  
El concepto de inclusión educativa en la educación superior ha adquirido notoriedad  
durante los últimos años en el contexto latinoamericano en general y, particularmente, en el  
contexto ecuatoriano, visibilizándose en ámbitos como políticas públicas, elaboración de  
normativa, acciones gubernamentales, que han empujado a las Instituciones de Educación Superior  
(
IES) a asumir el desafío de transformarse para caminar hacia una educación que respete y atienda  
la diversidad.  
Por otro lado, en cuanto a los instrumentos que valoran la EI en el contexto universitario,  
la aplicación del índice dentro de contextos de educación superior no es habitual; precisamente,  
porque la naturaleza del instrumento está centrada en el contexto de educación primaria y  
secundaria. Sin embargo, la preocupación por constatar qué tan inclusiva es una IES se ha hecho  
evidente en estudios como el de Salceda-Mesa e Ibáñez-García (2015) que plantean una adaptación  
lingüística – la primera– del cuestionario de políticas, prácticas y culturas inclusivas para  
educación superior. El estudio preliminar busca adaptar el índice para la inclusión al ámbito  
universitario, manteniendo las mismas dimensiones, con la pretensión de contar con una  
herramienta que permita evaluar las culturas, políticas y prácticas de una IES y, sobre todo,  
enfocándose a implementar medidas de desarrollo inclusivo tras estos procesos de evaluación.  
Pocos estudios se han enfocado en el diseño y validación de instrumentos, entre ellos, se  
puede reseñar el estudio de De la Herrán et al. (2017) que diseñaron y validaron en Ecuador, un  
cuestionario de cinco dimensiones cuya finalidad es la evaluación de la educación inclusiva  
universitaria, el instrumento está dirigido a tres agentes claves del contexto universitario:  
docentes, directivos y estudiantes. La coincidencia entre el instrumento desarrollado por los  
autores mencionados y el cuestionario de culturas, políticas, y prácticas es que ambos consideran  
la cultura y políticas institucionales como elementos claves al momento de evaluar el quehacer de  
las IES en cuanto a la educación inclusiva.  
En un contexto más cercano a Ecuador se conoce de una propuesta denominada Índice de  
Inclusión para Educación Superior (INES) desarrollado por el Ministerio de Educación de  
Colombia, que se plantea como un instrumento complementario a la política de educación  
inclusiva, porque permite promover el respeto a la diversidad, la equidad y, sobre todo, identificar  
barreras que obstaculizan la participación y aprendizaje de todos los ciudadanos, así como  
visibilizar mecanismos de atención a la diversidad. El INES es una herramienta que en el marco  
de la educación inclusiva permite a las universidades comprender como comunidades académicas,  
las implicaciones que conlleva una educación inclusiva y con enfoque de diversidad (Garzón et  
al., 2014).  
En ese sentido, es imperioso contar con un instrumento con propiedades psicométricas  
adecuadas que mida la percepción de docentes y estudiantes sobre qué tan inclusiva es la IES en  
la que trabajan y estudian respectivamente. El presente trabajo parte del estudio preliminar de  
Salceda-Mesa e Ibáñez-García (2015), que desarrolló la primera adaptación del índice para la  
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inclusión al ámbito de la educación superior, este estudio preliminar que valida el contenido de las  
secciones e indicadores asevera que la universidad debe reconsiderar y recordar el rol social que  
representa.  
En concordancia con lo anterior, las IES deben fortalecer su función de proyección social  
centrada en el desarrollo humano integral y plantearse la Educación Inclusiva como valor  
transversal a la formación de profesionales. El modelo educativo inclusivo hace posible responder  
a las exigencias de una sociedad democrática (Casanova, 2011), de manera que, la responsabilidad  
social de la universidad se enfatiza en cuatro ámbitos clave para la promoción de una educación  
universitaria inclusiva: “la formación, la investigación, el liderazgo y el compromiso social”  
(Salceda-Mesa e Ibáñez-García, 2015, p.4)  
La necesidad de validar el cuestionario obedece a que el instrumento original se diseñó  
para otros contextos y niveles educativos; por otro lado, el hecho de que el índice haya sido  
desarrollado en un país con mayores ingresos económicos, presenta limitaciones adicionales en  
términos de pertinencia al momento de ser aplicado en un país de ingresos económicos menores,  
debido a las importantes diferencias contextuales y culturales (Polat, 2011). El cuestionario del  
índice para la inclusión, tanto en su versión original como la adaptación de Salceda-Mesa e Ibáñez-  
García (2015), contemplan tres dimensiones: políticas, prácticas y culturas inclusivas, así como  
cada dimensión contiene dos secciones con indicadores y preguntas que miden las valoraciones de  
las personas que conforman la comunidad universitaria en lo referido a la inclusión educativa. En  
su justificación, las autoras señalan que son escasas las herramientas con las que cuentan las  
universidades para iniciar autoevaluar siempre los complejos procesos de EI por lo que plantean  
la adaptación del cuestionario general de indicadores del Index referida a la evaluación de  
adecuación, pertinencia y relevancia para que puedan aplicarse a nivel universitario (Salceda-Mesa  
e Ibáñez-García, 2015).  
Respecto a la dimensión de políticas inclusivas, para Haug (2020) es inevitable evadir la  
política cuando se aborda la EI, la inclusión debe ser una prioridad nacional. Las políticas, son la  
dimensión que tiene que ver cómo se gestiona el centro y con los planes y programas que se  
planifican e implementan para cambiarlo. Las prácticas se basan en lo que se enseña en las aulas  
y en cómo se enseña y aprende; finalmente, las culturas reflejan las relaciones, valores y creencias  
arraigadas en su comunidad educativa (Booth y Ainscow, 2015). Sandoval et al. (2019) explican  
que las culturas, políticas y prácticas permiten establecer un lenguaje común en torno a la  
educación inclusiva. Al respecto de estos términos, añaden que las culturas se reflejan en los  
proyectos institucionales, asimismo, la cultura determina si una institución favorece a la  
innovación y acoge a la diversidad como una riqueza o, apuesta por actitudes más conservadoras  
o inmovilistas.  
Sobre las políticas puntualizan que estas aluden a las normas institucionales,  
procedimientos y acciones que han sido planificadas por la institución (desde horarios, procesos  
de admisión, formas de evaluación, etc.). Finalmente, define a las prácticas como las acciones  
cotidianas desarrolladas por el profesorado, alumnos, administrativos. En este punto aclaran que  
con frecuencia lo que se hace en el aula para atender a la diversidad muchas veces es incoherente  
con principios de equidad e igualdad de oportunidades, principios que suelen estar plasmados en  
documentos institucionales de las IES.  
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A pesar de la importancia de estos tres factores estos son poco investigados en el ámbito  
de la educación superior, a decir, de Emmers et al. (2019) no existe una visión general y completa  
sobre estos temas y los estudiantes todavía experimentan problemas en cada uno de estos aspectos.  
Los autores sugieren que la creación de ambientes de aprendizajes potentes no solo requiere que  
el personal docente cultive valores inclusivos y actitudes positivas, además, es imprescindible que  
crean en sí mismos para ser capaces de utilizar estrategias inclusivas. Por último, indican que las  
investigaciones realizadas en torno a la creación de culturas inclusivas se han basado en las  
actitudes del docente y la creencia en sí mismos para implementar la práctica inclusiva en términos  
de autoeficacia.  
Tomando en cuenta lo planteado en el índice sobre las culturas, políticas y prácticas es  
preciso considerar algunas particularidades del contexto latinoamericano – y específicamente  
ecuatoriano – sobre estas tres dimensiones que están estrechamente relacionadas. Según Benet-Gil  
(2020), a pesar del esfuerzo de las IES a través de acciones positivas que facilitan el acceso a  
grupos poco favorecidos o vulnerables a la educación superior, las desigualdades de acceso y  
permanencia persisten, con lo cual, elaborar e implementar las políticas de inclusión a nivel  
nacional e internacional constituye un desafío permanente.  
Para Fajardo (2017), la atención educativa, especialmente, para personas con discapacidad,  
en Latinoamérica aún es un campo débil y vulnerable a pesar de la normativa; en contraste con  
otros escenarios en los cuales tanto organizaciones no gubernamentales, como organizaciones de  
la sociedad civil han fomentado la dinamización y promoción de las políticas públicas. Por ese  
motivo, emplear el índice para la inclusión en el contexto universitario impulsaría el proceso  
inacabado que es la educación inclusiva, a través de su aplicación todos los integrantes de la  
comunidad universitaria pueden contribuir a suprimir cualquier forma de exclusión mediante la  
promoción de culturas, políticas y prácticas inclusivas (Salceda-Mesa e Ibáñez-García, 2015).  
La dimensión de las políticas inclusivas está en estrecha relación con las prácticas y las  
culturas, por ello, Brito et al. (2019) plantean que existe debilidad en las políticas públicas de las  
IES, puesto que, estas políticas se han traducido en medidas compensatorias que intentan paliar  
las inequidades propias de un sistema económico y social inequitativo; todo ello, ha desembocado  
en discursos, lenguajes, metodologías y didácticas que reproducen desviaciones y efectos  
paradójicos.  
El análisis de Brito et al. (2019), cuestiona los imaginarios que tienen los académicos sobre  
el estudiantado y cómo esta idea irreal invisibiliza las trayectorias desiguales con la que cuenta  
cada estudiante al momento de ingresar a la universidad que lleva a reproducir y perennizar  
prácticas excluyentes y discriminatorias. En este contexto, se convierte en un imperativo moral la  
regulación de las universidades, revisión de planes de estudio y monitoreo de calidad y pertinencia.  
A decir de Casal (2018), existe tensión entre los marcos regulatorios que promueven la  
exclusión como política que debe ser asumida por las instituciones educativas y las prácticas que  
realmente se alcanzan, de hecho, sus resultados evidencian que la visión que se tienen de la  
inclusión educativa se basa en la idea de que se ha avanzado, pero aún falta mucho por hacer.  
Enfatiza que, a pesar de que una norma puede ser una respuesta, pero si para su concreción no  
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existen las condiciones necesarias, las normas se quedan en un plano administrativo y no se  
constituyen en políticas.  
Valenzuela-Zambrano et al. (2017) analizan las prácticas y políticas portuguesas y chilenas  
que fomentan las culturas inclusivas, específicamente, para personas con discapacidad; en ese  
contexto, en ambos casos la falta de una política unificada se convierte en una barrera para la  
inclusión, con lo cual, las universidades corren el riesgo de ser una de las instituciones más  
excluyentes para el ingreso y permanencia de estudiantes con discapacidad.  
Educación inclusiva en la universidad ecuatoriana  
En Ecuador, la Ley Orgánica Reformatoria a la Ley Orgánica de Educación Superior  
(2018), plantea en su Art. 12, que los principios que rigen al Sistema de Educación Superior son,  
entre otros, los principios por la igualdad de oportunidades, calidad, pertinencia e integralidad.  
Hace especial mención en el literal j) del Art. 13 que es función del Sistema de Educación Superior  
garantizar las facilidades o condiciones para que las personas con discapacidad puedan ejercer el  
derecho a desarrollar actividades, potencialidades y habilidades. Es decir, desde la política  
nacional se ha considerado la necesidad de que las IES ecuatorianas favorezcan el ingreso,  
permanencia y culminación de todos y todas, sin distinción alguna.  
La posibilidad de que grupos de personas, cuyo acceso a la universidad no era posible hasta  
hace poco, puedan hacerlo ahora, ha generado una mayor diversidad en las aulas de las IES  
ecuatorianas. Los datos oficiales de Ecuador señalan que, el registro de matrícula de universidades  
y escuelas politécnicas creció entre 2015 y 2018 en 12,3 puntos. Para el año 2018 hubo 632.541  
estudiantes matriculados. Del registro de matrícula total, un 71% del alumnado se auto identifica  
como mestizos, 5% como afroecuatorianos, 2,6% como indígenas, 1. 69% como blancos y 1,51%  
como mulatos (Secretaría de Educación Superior, Ciencia, Tecnología e Innovación,  
[SENESCYT], 2020). Adicionalmente, los resultados presentados por Cazar et al. (2017)  
determinaron una prevalencia de 0.9% de estudiantes con discapacidad tanto hombres como  
mujeres en la Universidad Central del Ecuador (UCE). La presencia de un número importante de  
estudiantes con discapacidad, así como, de docentes y trabajadores los llevó a plantear la necesidad  
de generar mayor accesibilidad física, a servicios y al currículo para este grupo, adicionalmente,  
ajustar políticas, normativas y procesos para la inclusión en esta institución.  
Sin embargo, si bien, las cifras evidencian un mayor acceso a la educación superior de  
varios grupos étnicos en las universidades ecuatorianas, la permanencia y finalización de los  
estudios no está asegurada. En el 2018, la tasa de deserción en el primer año de grado según la  
etnia muestra que un 29% de estudiantes autoidentificados como indígenas desertaron de sus  
estudios en el primer año; le sigue estudiantes afroecuatorianos con un 25% (SENESCYT, 2022).  
La Educación Inclusiva potencia el desarrollo de los procesos sustantivos de la ES, con lo  
cual, se ratifica que el enfoque inclusivo promueve la innovación, el aprendizaje y la evaluación  
continua de la calidad de la ES (Bell, 2017). En ese sentido, la presente investigación tiene como  
objetivo validar el cuestionario índice para la inclusión en educación superior que valora las  
culturas, políticas y prácticas inclusivas en el contexto de la educación superior; así mismo, la  
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intención del estudio es contar con un instrumento válido que permita evaluar cómo se gestionan  
estas tres dimensiones de la educación inclusiva en el ámbito universitario.  
Metodología  
El estudio se corresponde con una investigación con enfoque cuantitativo, no experimental.  
Es un estudio instrumental, Ato et al. (2013) definen a este tipo de estudios como aquellos que se  
orientan a analizar las propiedades psicométricas de instrumentos y siguen los procesos de  
validación.  
Participantes  
La población de docentes y estudiantes fue de 17.066. De acuerdo con la teoría, para la  
validación de un cuestionario se recomienda disponer un mínimo de 300 datos y/o una cantidad de  
1
0 sujetos por cada ítem de respuesta (Roco Videla et al., 2021). Un muestreo probabilístico  
estratificado con un 95% de confianza, un 4,5% de error y un nivel de homogeneidad del 50%,  
generó una muestra de 461 datos. A ello, se añadió una proporción esperada de pérdidas del 20%,  
con lo cual, se obtuvo una muestra de ajustada de 577 datos. Después de levantar la información  
la muestra quedó configurada por 509 individuos de los cuales 155 eran docentes y 354 eran  
estudiantes que estaban matriculados desde el segundo año en alguna de las doce facultades de la  
Universidad de Cuenca - Ecuador. De estos participantes, 282 son mujeres y 223 son hombres y 4  
no se auto identifican con el género. La mayoría de los participantes proviene de la zona urbana  
de la ciudad de Cuenca, del mismo modo que, la mayoría se auto identifica como mestizo (87%),  
en menor cantidad se identifican como blancos (9%) y pocos dicen ser indígenas,  
afrodescendientes o mulatos. La edad promedio de los profesores es de 41 años (D.E. 9 años) y la  
de los estudiantes es de 21 años (D.E. 3 años).  
Instrumento  
El instrumento empleado es una adaptación del cuestionario índice para la inclusión  
realizada por Salceda-Mesa e Ibáñez-García (2015) que incluye 48 ítems que están distribuidos en  
tres dimensiones y cada dimensión posee dos secciones: dimensión a: crear culturas inclusivas  
(A.1. Construir Comunidad con 11 ítems y A.2. Establecer Valores Inclusivos con 8 ítems);  
dimensión b: elaborar políticas inclusivas (B.1. Desarrollar una Universidad para todas las  
personas con 8 ítems, y B.2. Organizar el apoyo para atender a la Diversidad con 7 ítems), así  
como la dimensión c: desarrollar prácticas inclusivas (C.1.Organizar el proceso educativo con 8  
ítems y C.2. Movilizar Recursos con 6 ítems). La escala es de tipo Likert que incluye tres opciones  
de respuesta 3= “totalmente de acuerdo”, 2= “bastante de acuerdo” y 1= “en desacuerdo” así como  
una opción adicional que señala “necesito más información”, sin embargo, se descartó aquellos  
casos de estudiantes que se adhirieron a la opción que señala necesito más información que suman  
un total de 926 datos.  
Procedimiento  
El estudio inició con una prueba piloto con la finalidad de determinar cómo se comportaba  
la escala en la muestra de docentes y estudiantes. Antes de aplicar el instrumento, el equipo de  
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investigadores procedió a revisar cada ítem para realizar modificaciones de contenido en los ítems:  
A.1.11 y A.2.3; en el primer ítem, se cambió el término facultad por universidad considerando  
que, en este caso, al preguntar sobre el sentido de pertenencia a la IES en el contexto cuencano la  
comunidad universitaria hace alusión a toda la institución más no únicamente a la dependencia, es  
decir, la facultad. En el segundo ítem se reemplazó el término prosocialidad por conductas sociales  
positivas. Así mismo, se modificó la sección C1 que, originalmente, se denomina orquestar el  
aprendizaje por organizar el proceso educativo. La prueba piloto se realizó con 244 estudiantes y  
4
4 docentes de la Facultad de Psicología.  
Posteriormente, una vez analizados los datos de la prueba piloto se aplicó el cuestionario a  
los docentes y estudiantes que conformaban la muestra definitiva. Previo a la aplicación del  
cuestionario se dio a conocer y pidió la firma del consentimiento informado a docentes y  
estudiantes, documento a través del cual se solicitó la participación y explicitó las medidas que se  
tomarían en cuenta para preservar la voluntariedad, la confidencialidad y el anonimato de los  
participantes. El estudio cuenta con la aprobación de Comité de Bioética en Investigación del Área  
de la Salud (COBIAS) de la Universidad de Cuenca.  
A partir de la matriz generada con el programa SPSS 22 se procedió a realizar un Análisis  
Factorial Confirmatorio en el programa AMOS 21 (Arbuckle, 2012; Byre, 2001). (Thompson,  
2
004) sugiere analizar las propiedades de distribución univariante y multivariante para aplicar  
ecuaciones estructurales. El análisis de la normalidad univariante muestra una asimetría y curtosis  
está alrededor de ±1 para todos los ítems analizados. Por su parte, la normalidad multivariante  
demostró una sumatoria de la curtosis fue de 163,036 y 177,47, mientras que, la sumatoria de la  
proporción crítica (c.r.) generó un valor z de 22,138 para profesores y 15,94 para estudiantes, se  
considera que no existe normalidad, pese a ello, existe un ajuste algo razonable.  
Según Byrne (2010), en casos como estos existe la alternativa ADF o Estimación  
Bayesiana, sin embargo, esta autora realiza estimación con Máxima Verosimilitud (ML) en  
circunstancias similares, por tal razón, se opta por el método ML. No obstante, para un control  
adicional del ajuste se ha considerado al método denominado Mínimos Cuadrados no Ponderados  
(U.L.S.) en el cual, no se establece que hace falta distribución normal pues se basa en correlaciones  
policóricas, no obstante, tiene menos índices de ajuste que ML (Morata et al., 2015) En tal sentido,  
se reporta ML y solamente se emplea ULS para ratificar los hallazgos de este método.  
Siguiendo los criterios de Hair et al. (2010), se adoptaron índices de ajuste absoluto, de  
ajuste incremental y de parsimonia. Los parámetros de ajuste de modelo como medidas absolutas  
que se emplearon fueron la Razón de Probabilidad (CMIN) que expresa el Chi-cuadrado (X2) que  
de preferencia no debe ser significativo, aunque en muestras grandes (n˃250) no es de extrañar  
que sea significativo, el índice de bondad de ajuste (GFI) que ajusta mejor al aproximarse a 1, el  
error cuadrático medio de aproximación (RMSEA) que se espera tenga un valor ≤ .07 y la raíz  
media cuadrática residual (RMR) que se espera tenga un valor ≤ .08, ambos indicadores deben  
considerar que el valor de CFI sea mayor de 0,90 y 0,92 respectivamente. Como medidas de ajuste  
incremental se emplearon el Índice Tucker-Lewis (TLI), índice de ajuste normado (NFI) y el índice  
de bondad de ajuste comparativo (CFI) que también se espera tengan un resultado próximo a .95.  
Como medidas de parsimonia, se emplearon la razón de Chi-cuadrado sobre los grados de libertad  
(CMIN/DF) que se esperan valores ˂3, y, el criterio de información de Akaike (AIC) que se espera  
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un menor valor en el modelo óptimo. Por último, se aplicó el análisis de invarianza factorial  
(Byrne, 2010; Calvo, 2017) para determinar si existe variación considerando que la muestra está  
constituida por profesores y estudiantes; para este efecto, se consideró las diferencias significativas  
de Chi Cuadrado y las diferencias no mayores al 0.01 en el CFI. Finalmente, se evaluó la fiabilidad  
de los factores para dos modelos mediante el coeficiente Alpha de Cronbach.  
Resultados y Discusión  
En el modelo inicial del cuestionario, sin agrupar simplemente se realizaron algunas  
correcciones a las covarianzas y se encontró ajustes adecuados, pese a las limitaciones de  
distribución señaladas anteriormente. Los índices incrementales, que son los valores que evalúan  
la mejora del modelo propuesto en relación con un modelo base, en el presente modelo factorial  
se muestran que la Razón de Probabilidad (CMIN) son significativas pues obtuvo 1638,242, lo  
cual, es de esperarse. En el índice de bondad de ajuste (GFI) se advierte un valor de 0,879 que es  
aceptable mientras más se acerca a 1. El error cuadrático medio de aproximación (RMSEA) obtuvo  
un valor de 0,032 que es aceptable por ser menor que 0,07. Por su parte, la raíz media cuadrática  
residual (RMR) muestra un resultado de 0,019, menor que 0,08. En lo que respecta a los índices  
incrementales, el Índice Tucker-Lewis (TLI) obtuvo un valor de 0,947, el Índice de Ajuste  
Normado (NFI) alcanzó un valor de 0,873 y el índice de bondad de ajuste comparativo (CFI) un  
valor de 0,950, en todos los tres casos el resultado es mayor próximo a 1, en el caso de CFI incluso  
está por arriba de 0,092, lo cual, influye en los índices RMSEA y RMR que se detallaron  
anteriormente en el apartado de procedimiento.  
Por último, en las medidas de parsimonia, se advierten valores de CMIN/DF de 1,556 que  
es menor que 3 y un criterio de información de Akaike (AIC) de 1884,242. En todos los casos se  
advierte un ajuste aceptable para este modelo con muy ligeras variaciones (Hair et al., 2010).  
Después de demostrar que existe un ajuste adecuado para la muestra en general, se plantea la  
posibilidad de realizar un modelo anidado para evaluar la invarianza factorial entre los estudiantes  
y los profesores universitarios. En la figura 1 se presenta los resultados de las soluciones  
estandarizadas para el modelo factorial de los estudiantes y profesores.  
En cuanto a la carga factorial de los ítems: en la dimensión A, los ítems tienen cargas  
factoriales por arriba de 0,48 en el caso de los estudiantes y de 0,39 en el caso de los profesores.  
El ítem más bajo que se reporta en el caso de los profesores es A.1.8, coinciden con un valor bajo  
únicamente en el ítem A.2.7. Por su parte, la dimensión B muestra cargas factoriales más altas que  
la A pues el valor más bajo es de 0,54 y 0,52, respectivamente. En el caso de los estudiantes el  
ítem más bajo es B.2.7 con un valor de 0,54 y en el caso de los profesores es en B.1.1 con 0,052.  
Coinciden en cargas factoriales bajas en los ítems B.1.1 y B.1.2. Por último, la dimensión C tiene  
cargas factoriales aceptables en todos los casos, en efecto la carga más baja es de 0,58 y 0,59  
respectivamente en el ítem C.1.1. Las estimaciones del modelo tanto para estudiantes como para  
los profesores son aceptables por lo que se conservan todos los ítems.  
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Figura 1  
Soluciones estandarizadas del análisis factorial confirmatorio para el modelo agrupado  
Fuente: elaboración propia.  
Por otro lado, las correlaciones entre dimensiones y la confiabilidad reportada mediante  
Alpha de Cronbach (Taber, 2018) es muy buena en todos los casos tanto en el grupo de estudiantes  
como en el de profesores. Se reporta una fiabilidad muy alta en todas las dimensiones y secciones  
de la escala. En efecto la fiabilidad a nivel general (total) y de todas las tres dimensiones es ˃.900  
mientras que, la fiabilidad de las secciones es aproximadamente ≥.850. Con ello, se puede concluir  
que existe consistencia interna entre los ítems del cuestionario permitiendo emplear la puntuación  
en cualquiera de las dos modalidades: como dimensión y como sección (tabla 1). Los resultados  
validan la estructura de dimensiones y secciones que son necesarias para una evaluación de las  
instituciones; en ese sentido, Booth y Ainscow (2015) plantean que el índex facilita la fase de  
evaluación detallada del centro; la aplicación del índex en sí mismo ya constituye un proceso  
inclusivo. Este proceso de reflexión debe hacerse siempre desde las tres dimensiones  
fundamentales: culturas, políticas y prácticas.  
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En la estructura que se propone en este estudio, las tres dimensiones fundamentales se  
mantienen. Pese a que no hay jerarquía entre las dimensiones del cuestionario, pues, todas cumplen  
con un papel fundamental en la evaluación de cuán inclusiva es una institución, es importante  
considerar que en América Latina la implementación de políticas inclusivas es relativamente  
reciente. Tal como menciona Fajardo (2017), existe un vasto soporte legal en la mayoría de los  
países iberoamericanos, pero, no es claro cómo operan estos marcos normativos en los múltiples  
y diversos procesos y tipos de escolarización de la educación superior. Las políticas son vitales  
para el desarrollo de un modelo inclusivo, pues, de ella dependen los principios y derechos que  
permitan la creación de un marco que facilite la detección de barreras que impiden el acceso y la  
permanencia a la educación (Benet-Gil, 2020).  
Tabla 1  
Índices de Alpha de Cronbach por cada dimensión  
Estudiantes  
A
Profesores  
A
B
C
B
C
Correlaciones  
A
B
C
,909α  
,898  
,937  
,918α  
,912  
,899  
,906α  
,954  
,940α  
,925&  
,959  
,951α  
Nota: α=Alpha de Cronbach.  
En la tabla 2, se presentan los modelos aplicados al proceso de invarianza factorial. La  
restricción de la saturación de ítems permitió obtener la invarianza métrica (Measurement  
weights). Luego se añadió restricciones para los ítems y los pesos de las secciones lo que permitió  
obtener el peso estructural (Structural weights). Seguidamente, se restringió a los ítems y a las  
cargas factoriales con sus respectivas varianzas y covarianzas, ello, dio como resultado la  
invarianza estructural (Structural covariances). A continuación, a las restricciones señaladas se  
añadieron los errores de las seis secciones con lo cual se obtuvo los residuos estructurales  
(Structural residuals). Por último, a las restricciones señaladas se añadieron las varianzas de los  
errores, ello, permitió obtener los valores residuales (Measurement residuals). No se encuentran  
grandes diferencias entre el modelo sin restricciones y los modelos restringidos. Siguiendo el  
criterio de (Cheung y Rensvold, 2002) se evaluó la diferencia de los CFI de los modelos con  
respecto al modelo sin restricciones, puesto que, no existen diferencias mayores a 0,01, se concluye  
que, el modelo restringido es bueno, como consecuencia se evidencia que existe invarianza  
factorial del modelo. No obstante, conviene señalar que la diferencia con respecto a los valores  
residuales tiene diferencias iguales a 0,01.  
Considerando la fiabilidad, los resultados demuestran que el cuestionario es confiable para  
medir qué tan inclusiva es una institución de educación superior tanto desde la perspectiva del  
alumnado como del profesorado. Para Batista-Foguet et al. (2004) un cuestionario es fiable cuando  
proporciona resultados consistentes o estables, tanto en medidas repetidas o en las respuestas a los  
diversos ítems.  
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De otra parte, el Análisis Factorial Confirmatorio (AFC) es una técnica ampliamente  
utilizada en el proceso de validación de escalas o instrumentos de medición; la función de este tipo  
de análisis es explorar la estructura interna de los datos como fuente de validez de constructo  
(Ondé, 2020). En el presente estudio el AFC permitió confirmar que los datos se ajustan a una  
estructura de tres dimensiones y sus respectivas secciones. Dos secciones en cada dimensión. El  
cuestionario se compone de 48 ítems en total valorados en una categoría en la cual 3 equivale a  
totalmente de acuerdo; 2 a bastante de acuerdo y, 1 equivale en desacuerdo.  
La fortaleza del AFC radica en el hecho de que logra evidenciar las correlaciones entre las  
dimensiones (culturas, política y prácticas y sus respectivas secciones) del cuestionario que, a su  
vez, explican a cada uno de los ítems que lo contienen. Echeita y Sandoval (2007) recogen lo  
planteado por los autores del índice e insisten en que es necesario evaluar lo que importa y no solo  
dar importancia a lo que evaluamos, es decir, las culturas, políticas y prácticas deben ser valoradas  
en un sentido más amplio y reflexivo.  
Tabla 2  
Índices de bondad de ajuste de cada uno de los modelos colocados en la invarianza factorial de  
profesores y estudiantes  
Índices  
parsimonia  
CMIN/DF AIC  
de  
Índices absolutos  
X2  
gl  
322,902 2106  
Índices incrementales  
Modelo  
GFI  
0,792  
RMSEA  
RMR  
0,022  
TLI  
NFI  
CFI  
Sin  
3
0,034  
0,899  
0,782  
0,906  
1,578  
1,588  
1,595  
1,596  
1,594  
1,612  
3814,902  
restricciones  
Invarianza  
métrica  
3
410,892 2148  
431,293 2151  
443,493 2157  
448,792 2163  
593,659 2229  
0,785  
0,784  
0,783  
0,782  
0,784  
0,034  
0,034  
0,034  
0,034  
0,035  
0,03  
0,898  
0,896  
0,896  
0,897  
0,893  
0,776  
0,775  
0,774  
0,773  
0,764  
0,903  
0,901  
0,901  
0,901  
0,895  
3818,892  
3833,293  
3833,493  
3826,792  
3839,659  
Peso  
3
0,033  
0,042  
0,042  
0,042  
estructural  
Invarianza  
estructural  
Residuos  
estructurales  
Valores  
3
3
3
residuales  
Nota: * p < ,05; GFI = goodness of fit index; RMSEA = root mean square error of approximation;  
SRMR = Standardized Root Mean Square Residual; AGFI = adjusted goodness of fit index; TLI  
=
Tucker-Lewis index; NFI= normed fit index CFI = comparative fit index; CMIN/DF = chi-  
squared fit index divided by degrees of freedom; AIC = Akaike information.  
Para asegurar la calidad del modelo de invarianza factorial, también se consideró algunos  
ajustes a través del modelo de mínimos cuadrados no ponderados (ULS) que está basado en las  
correlaciones policóricas. Los resultados demostraron que, con este método, también existe un  
buen ajuste a pesar de que no se dispone del índice CFI. El índice de ajuste absoluto GFI, en todos  
los casos estuvo sobre 0,950, mientras que, RMR obtuvo un valor menor que 0,03. Por su parte, el  
valor incremental de NFI también obtuvo ajustes por arriba de 0,950. Las diferencias son mínimas  
el modelo sin restricciones con respecto a los modelos con restricciones.  
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El modelo presenta cargas factoriales adecuadas a excepción de dos ítems que se  
corresponden a la Dimensión A, confirman que la cultura inclusiva condiciona la dimensión de  
políticas inclusivas; las políticas constituyen, a su vez, el terreno de cultivo para desarrollar  
acciones de mejora del aprendizaje y la participación. Finalmente, las prácticas de exclusión e  
inclusión se hacen evidentes en las prácticas de aula como fuera de ellas, por lo tanto, conviene  
analizar si lo que se hace dentro y fuera de ellas está al alcance de todo el alumnado. Las  
dimensiones, secciones, indicadores y preguntas hacen parte de un corpus coherente que presenta  
una serie de aspectos positivos que cuando no están desarrollados satisfactoriamente en las  
instituciones conforman barreras para el aprendizaje y la participación (Echeita y Sandoval, 2007).  
Conclusiones  
La educación inclusiva es un camino por hacer en cualquier nivel educativo y con mayor  
razón en el ámbito de la educación superior, por esa razón, es importante contar con instrumentos  
que permitan evidenciar el camino recorrido y lo que falta por hacer en el ámbito de la educación  
inclusiva en el contexto universitario.  
A la luz de los hallazgos, podemos concluir que el cuestionario sobre culturas, políticas y  
prácticas inclusivas en educación superior constituye una herramienta que permite evaluar la forma  
de cómo se ha gestionado la educación inclusiva en una IES desde la percepción de docentes y del  
estudiantado.  
El análisis de invarianza factorial permite evidenciar que el instrumento es consistente para  
ser aplicado tanto, en el profesorado como en el estudiantado universitario, con lo cual, se descartó  
un modelo lineal generalizado con factor aleatorio. Es decir, es un instrumento versátil, en otras  
palabras, la posibilidad de aplicarlo al profesorado y estudiantes a la vez permite contar con la  
percepción de dos de los actores más importantes dentro del proceso de implementación y  
construcción de una IES inclusiva. Consecuentemente, es factible implementar procesos de  
reflexión y mejora, considerando la visión de docentes y estudiantado.  
Es importante, además, tomar en cuenta que la herramienta no constituye un instrumento  
diagnóstico, pues, la intención última es contar con una evaluación que permita tomar decisiones  
que transformen las barreras en posibilidades de participación de todos los actores de la IES, por  
último, es importante tomar en cuenta que los procesos de inclusión educativa son procesos  
dinámicos y cambiantes que dependen del contexto y de innumerables factores que pueden incidir  
en él; por esa razón, no se desestima que la aplicación futura del presente instrumento tenga que  
adaptarse a las circunstancias y realidades de cada IES.  
El índice es una herramienta que permite entender la necesidad urgente de la educación  
inclusiva como el camino para conseguir una sociedad equitativa y consiente del valor de la  
diversidad. Este cuestionario que, de ser bien entendido y aplicado con responsabilidad, marcaría  
las pautas teóricas y prácticas para que la universidad reconozca al otro y forme mejores seres  
humanos, haciendo el esfuerzo de considerar las particularidades de los demás en la construcción  
conjunta de una sociedad más incluyente impulsada desde los sistemas de educación superior.  
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Validación del cuestionario índice para la inclusión en la educación superior en la Universidad de Cuenca  
Agradecimiento: el proyecto Percepción de docentes y estudiantes sobre políticas, prácticas y  
culturas inclusivas en educación superior, fue financiado por el Vicerrectorado de la Investigación  
de la Universidad de Cuenca, Cuenca – Ecuador.  
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