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PORTADA
(Elaborada por la revista)
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Síntomas Depresivos en Estudiantes de Nuevo Ingreso de
Educación Superior Tecnológica y su Asociación con la Baja
Escolar
Depressive symptoms in first-year students of technological higher education
and their association with school withdrawal
Saúl Acosta Nájera
saul.an@delicias.tecnm.mx
https://orcid.org/0000-0001-9597-4219
Instituto Tecnológico de Delicias, Tecnológico Nacional de México
Cd. Delicias Chihuahua – México
Albertico Guevara Araiza
aguevara@upnech.edu.mx
https://orcid.org/0000-0002-4508-2084
Universidad Pedagógica Nacional del Estado de Chihuahua. Unidad Delicias
Cd. Delicias Chihuahua – México
Artículo recibido: 29/09/2026
Aceptado para publicación: 29/10/2026
Conflictos de Intereses: Ninguno que declarar
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RESUMEN
La depresión en la población joven afecta la salud y puede interferir con la trayectoria
escolar, pero la evidencia sobre su relación con el abandono de los estudios superiores es mixta.
Se estimó la frecuencia de síntomas depresivos en estudiantes de nuevo ingreso de un instituto
tecnológico público del centro-sur del estado de Chihuahua, México, y se analizó su asociación
con la baja escolar en el seguimiento. Se realizó un estudio observacional prospectivo con 221
estudiantes de primer semestre (88.4 % de los 250 inscritos; 68.3 % hombres) de cinco
ingenierías, a quienes se aplicó un cuestionario de síntomas depresivos con cuatro niveles de
clasificación. La baja escolar se registró en el seguimiento. Se calcularon frecuencias,
intervalos de confianza, pruebas de ji cuadrada y regresión logística. El 52.5 % presentó algún
nivel de depresión (leve, 25.3 %; moderada, 17.6 %; severa, 9.5 %). Las mujeres tuvieron
mayor frecuencia que los hombres (70.0 % frente a 44.4 %; razón de momios ajustada = 2.58).
Se registró baja en 32.1 % de los casos, sin diferencia entre estudiantes con y sin depresión
(31.9 % frente a 32.4 %; p = .939), mientras que la baja varió según la carrera (de 16.1 % a
50.0 %; p = .011). Solo 11.3 % recibía atención profesional. Los resultados no respaldan a la
depresión como predictor de baja en esta muestra, pero señalan una necesidad de atención no
cubierta, sobre todo en los casos moderados y severos.
Palabras clave: salud mental, abandono de estudios, diferencias de género, atención
psicológica
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ABSTRACT
Depression in young people affects health and may interfere with school trajectories,
but the evidence linking it to dropout from higher education is mixed. The frequency of
depressive symptoms was estimated among first-year students at a public technological
institute in the central-southern region of the state of Chihuahua, Mexico, and its association
with school withdrawal at follow-up was analyzed. A prospective observational study was
conducted with 221 first-semester students (88.4% of the 250 enrolled; 68.3% men) from five
engineering programs, who completed a depressive-symptom questionnaire with four
classification levels. School withdrawal was recorded at follow-up. Frequencies, confidence
intervals, chi-square tests, and logistic regression were computed. Overall, 52.5% showed some
level of depression (mild, 25.3%; moderate, 17.6%; severe, 9.5%). Women had a higher
frequency than men (70.0% vs. 44.4%; adjusted odds ratio = 2.58). Withdrawal occurred in
32.1% of students, with no difference between those with and without depression (31.9% vs.
32.4%; p = .939), whereas withdrawal varied by program (16.1% to 50.0%; p = .011). Only
11.3% were receiving professional care. The results do not support depression as a predictor
of withdrawal in this sample, but they point to an unmet need for care, especially in moderate
and severe cases.
Keywords: mental health, school dropout, gender differences, psychological care
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INTRODUCCIÓN
En primer lugar, conviene situar la magnitud del problema. La Organización Mundial de la
Salud (OMS, s. f.) estima que 5.2 % de los adultos del mundo vive con depresión, con una
frecuencia de 6.2 % en mujeres y 4.1 % en hombres, y define el episodio depresivo por un
estado de ánimo bajo o pérdida de interés durante la mayor parte del día, casi todos los días,
por al menos dos semanas. En México, la cifra depende del método de medición. Medina-Mora
et al. (2003), con entrevista diagnóstica, encontraron una prevalencia de episodio depresivo
mayor de 3.3 % a lo largo de la vida y de 1.5 % en el último año. En contraste, Vázquez-Salas
et al. (2023) reportaron, con una escala de síntomas, que 16.7 % de los adultos mexicanos
presentaba sintomatología depresiva en la Encuesta Nacional de Salud y Nutrición (Ensanut)
2022, con 21.5 % en mujeres y 11.4 % en hombres. La distancia entre ambas cifras recuerda
que "síntomas" y "trastorno" no son lo mismo y que toda comparación entre estudios debe
empezar por el instrumento.
Asimismo, el contexto regional añade razones para atender la salud mental de la población
joven. Según el Instituto Nacional de Estadística y Geografía (INEGI, 2023), la tasa nacional
de suicidio en 2022 fue de 6.3 por cada 100 000 habitantes (8 123 defunciones), y Chihuahua
tuvo la tasa más alta del país, con 11.2. La tasa en hombres (10.5) fue más de cuatro veces la
de mujeres (2.3), y los grupos de 20 a 24 y de 25 a 29 años registraron 10.6 y 11.6 por cada
100 000, respectivamente. El presente estudio no analiza conducta suicida, pero estas cifras
describen un entorno en el que el bienestar emocional de quienes ingresan a la educación
superior no puede darse por supuesto.
Por otra parte, la población universitaria no es una excepción. En su revisión sistemática de 24
artículos publicados entre 1990 y 2010, Ibrahim et al. (2013) encontraron prevalencias de
depresión entre 10 % y 85 %, con una media ponderada de 30.6 %, y advirtieron que la calidad
de los estudios no había mejorado en ese periodo. Dentro de una muestra de 13 984 estudiantes
de primer año de 19 universidades en ocho países, Auerbach et al. (2018) hallaron que
alrededor de 31 % cumplía criterios de tamizaje para al menos un trastorno común en los
últimos 12 meses, aunque la medición fue por autorreporte y no por diagnóstico clínico. Por
consiguiente, la amplitud de los rangos refleja diferencias de instrumentos, puntos de corte y
poblaciones, y no solo diferencias reales entre estudiantes.
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En cuanto a las consecuencias académicas, la evidencia es menos uniforme de lo que a veces
se supone. Eisenberg et al. (2009) describieron que la depresión predecía un menor promedio
y una mayor probabilidad de abandonar los estudios, con efectos más marcados cuando
coexistía un trastorno de ansiedad, aunque los propios autores calificaron su estudio como
descriptivo. Por su parte, Fouilloux Morales et al. (2013), con 774 estudiantes de primer año
de Medicina, encontraron que quienes tenían síntomas depresivos reprobaron al menos una
asignatura con mayor frecuencia (68 % frente a 46.6 %), pero su diseño fue transversal y no
midió el abandono. En sentido contrario, Ibáñez Aldaco et al. (2019) no hallaron relación
significativa entre depresión y rendimiento en 406 estudiantes de bachillerato tecnológico de
Durango (p = .419), aunque sí mayor depresión en mujeres. Estos resultados, tomados en
conjunto, no permiten asumir que la depresión se traduzca de manera directa en baja escolar.
De igual modo, la literatura sobre deserción ofrece un marco para interpretar esa cautela. Tinto
(1975) propuso entender el abandono como un proceso que depende de cómo la persona se
integra, en lo académico y en lo social, a la institución, y no solo de sus características
individuales. En esa línea, Rochin Berumen (2021), en una revisión de la literatura mexicana
sobre deserción en educación superior, aborda el fenómeno como multifactorial, y Vences
Camacho et al. (2023) señalan, en estudiantes de nuevo ingreso, que un mayor bienestar
psicológico se asocia con mejores recursos para relacionarse y afrontar las exigencias
cotidianas. Desde esta perspectiva, la depresión sería un factor entre varios, y su peso relativo
debe estimarse con datos, no suponerse.
Además, la cohorte estudiada ingresó en 2023, el año en que la Organización Panamericana de
la Salud (2023) informó que el director general de la Organización Mundial de la Salud declaró
el fin de la COVID-19 como emergencia sanitaria internacional, a la vez que advertía que la
enfermedad seguía siendo una amenaza para la salud mundial. Este contexto obliga a leer los
resultados sin atribuir a la pandemia un efecto que este diseño no puede probar.
En consecuencia, el tema se vincula con dos de los Objetivos de Desarrollo Sostenible de la
Agenda 2030: el objetivo 3, que busca garantizar una vida sana y promover el bienestar de
todas las personas a todas las edades, y el objetivo 4, que busca garantizar una educación
inclusiva, equitativa y de calidad (United Nations, 2015). Conviene, por tanto, saber si la
depresión de quienes ingresan permite anticipar la baja o si pesan más otros factores
institucionales.
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Con base en lo anterior, el objetivo general fue estimar la frecuencia y la gravedad de los
síntomas depresivos en estudiantes de primer semestre de un instituto tecnológico público del
centro-sur del estado de Chihuahua, México, y analizar su asociación con la baja escolar en el
seguimiento. Los objetivos específicos fueron (a) describir la distribución por nivel de
depresión, (b) comparar esa distribución por género y por carrera, (c) estimar la asociación
entre nivel de depresión y baja escolar, sin y con ajuste por género y carrera, y (d) describir la
proporción de estudiantes que recibía atención profesional de salud mental. La expectativa
inicial fue que a mayor gravedad habría mayor proporción de bajas.
METODOLOGÍA
Diseño
En primer término, se realizó un estudio observacional, cuantitativo y prospectivo, de tipo
cohorte, con una medición de síntomas depresivos al ingreso y un registro posterior de la
situación escolar. Aunque en ocasiones se le denomina longitudinal, el diseño tiene una sola
medición de la exposición y una de resultado; por ello no permite describir trayectorias
individuales de síntomas. El reporte siguió, en lo aplicable, las recomendaciones de la
declaración Strengthening the Reporting of Observational Studies in Epidemiology (STROBE)
para estudios observacionales (von Elm et al., 2007).
Participantes
Por su parte, la población fueron las y los estudiantes de nuevo ingreso del ciclo 2023 de un
instituto tecnológico público del centro-sur de Chihuahua, que sumaban 250 personas inscritas
en cinco ingenierías: Industrial, Electromecánica, Sistemas Computacionales, Gestión
Empresarial y Energías Renovables. Se invitó a participar a la totalidad del grupo mediante un
muestreo no probabilístico por conveniencia, y respondieron 221 estudiantes, lo que representa
88.4 % de la población. La edad de las y los participantes osciló entre 18 y 22 años. La muestra
quedó compuesta por 151 hombres (68.3 %) y 70 mujeres (31.7 %). No hubo datos perdidos
en las variables analizadas.
Como el censo intencional no equivale a una muestra probabilística, los resultados describen a
quienes respondieron y no se generalizan de manera estadística a otras generaciones ni a otras
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instituciones. Las 29 personas que no respondieron no pudieron compararse con quienes sí lo
hicieron, porque no se dispuso de sus datos.
Instrumento y variables
Posteriormente, se aplicó un cuestionario de autorreporte de 43 reactivos organizado en cuatro
bloques. El primero incluyó 16 reactivos con tres opciones de respuesta (no, sí, en ocasiones)
sobre síntomas emocionales, cognitivos y somáticos, como tristeza, sensación de falta de valía,
dificultad para sentir placer, irritabilidad, dificultad para relajarse, temblores o taquicardia, y
alteraciones del sueño y de la alimentación. El segundo bloque contó con 12 reactivos
dicotómicos (sí o no) basados en síntomas descritos para el episodio depresivo, entre ellos
tristeza la mayor parte del día, pérdida de interés, alteraciones del apetito y del sueño,
disminución de la concentración, culpa y desesperanza. El tercer bloque exploró conductas de
riesgo, como autolesiones, atracones, provocación de vómito, uso de medicación sin
prescripción, ira incontrolada e ideación suicida. Un último reactivo preguntó si la persona
estaba siendo atendida en ese momento por un profesional de salud mental.
A partir de las respuestas, cada estudiante fue clasificado en cuatro niveles de depresión:
ausencia, leve, moderada y severa. De acuerdo con la interpretación del inventario de Beck II
. El presente trabajo reporta únicamente los resultados de depresión; los reactivos de conducta
suicida no se analizan aquí.
En cuanto a la variable de resultado, la situación escolar al cierre del periodo de seguimiento
se registró como inscrito o baja, para lo cual al un ciclo escolar posterior se analizó dentro de
los expedientes de la institución si los alumnos continúan inscritos o se dieron de baja
definitiva. Las variables de agrupación fueron el género (hombre o mujer, según el registro
institucional) y la carrera. Para algunos análisis, el nivel de depresión se dicotomizó en ausencia
frente a cualquier nivel (leve, moderada o severa) y en ausencia o leve frente a moderada o
severa.
Procedimiento y consideraciones éticas
De la misma manera, el cuestionario se aplicó a los grupos de primer semestre durante el ciclo
2023. La aplicación fue de manera presencial pidiendo a los alumnos su participación de
manera voluntaria, los datos se manejaron de manera confidencial y se pidió el aval de la
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institución para su aplicación y se trabajó en forma colegiada con el departamento de Tutorías
de la institución.
Análisis estadístico
Los datos se capturaron en IBM SPSS Statistics 25 (IBM Corp., 2017) y los análisis de este
reporte se recalcularon con Python (bibliotecas scipy y statsmodels) a partir de los archivos de
datos. En primer lugar, se calcularon frecuencias y porcentajes, con intervalos de confianza de
95 % de Wilson para las proporciones principales. En segundo lugar, la asociación entre
variables categóricas se evaluó con la prueba ji cuadrada de Pearson sin corrección de
continuidad, acompañada de la V de Cramér como medida del tamaño del efecto y de residuos
estandarizados ajustados para localizar las celdas que más se apartan de lo esperado. Cuando
alguna frecuencia esperada fue menor de 5, se indica y se interpreta con cautela; en las
comparaciones de dos grupos pequeños se usó la prueba exacta de Fisher.
A continuación, para valorar si el riesgo de baja aumentaba de forma ordenada con la gravedad,
se calculó la prueba de tendencia lineal (ji cuadrada lineal por lineal). Finalmente, se estimaron
razones de momios (RM) con intervalo de confianza de 95 % mediante regresión logística, en
modelos sin ajustar y ajustados por género y carrera, tanto para la baja escolar como resultado
como para la presencia de depresión. El nivel de significación fue de .05 a dos colas. Dado que
los análisis son exploratorios, no se aplicó corrección por comparaciones múltiples, y los
valores p cercanos al umbral deben leerse con prudencia.
Por último, para saber qué podía detectar este tamaño de muestra, se hizo un análisis de
sensibilidad. Con 221 casos, un nivel de significación de .05 y una potencia de 80 %, el efecto
mínimo detectable fue w = .22 para una prueba con tres grados de libertad y w = .19 para una
con uno. Efectos menores que esos valores, como los que suelen reportarse en este campo,
pueden pasar inadvertidos.
RESULTADOS Y DISCUSIÓN
Características de la muestra
Para empezar, la Tabla 1 resume la composición de la muestra por carrera. Sistemas
Computacionales aportó el mayor número de participantes (n = 62; 28.1 %), seguida de Gestión
Empresarial (n = 56; 25.3 %), Electromecánica (n = 53; 24.0 %), Industrial (n = 28; 12.7 %) y
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Energías Renovables (n = 22; 10.0 %). La proporción de mujeres difirió mucho entre carreras,
desde 11.3 % en Electromecánica hasta 58.9 % en Gestión Empresarial, y esa diferencia fue
estadísticamente significativa, χ²(4) = 31.38, p < .001, V = .38. Por esa razón, género y carrera
están relacionados en esta muestra y se consideraron juntos en los modelos ajustados.
Tabla 1. Características de la muestra, frecuencia de depresión y baja escolar según carrera
CARRERA
N
MUJERES, N
(%)
DEPRESIÓN (CUALQUIER
NIVEL), N (%)
BAJA, N
(%)
Electromecánica
53
6 (11.3)
23 (43.4)
20 (37.7)
Gestión Empresarial
56
33 (58.9)
36 (64.3)
9 (16.1)
Industrial
28
10 (35.7)
16 (57.1)
14 (50.0)
Energías Renovables
22
6 (27.3)
10 (45.5)
5 (22.7)
Sistemas
Computacionales
62
15 (24.2)
31 (50.0)
23 (37.1)
Total
221
70 (31.7)
116 (52.5)
71 (32.1)
Nota: Los porcentajes se calculan sobre el n de cada carrera. Género × carrera: χ²(4) = 31.38,
p < .001, V = .38. Depresión × carrera: χ²(4) = 5.72, p = .221, V = .16. Baja × carrera: χ²(4) =
13.08, p = .011, V = .24.
Fuente: elaboración propia.
Frecuencia y gravedad de la depresión
En cuanto a la depresión, 105 estudiantes (47.5 %; IC 95 % [41.0, 54.1]) no presentaron
síntomas suficientes para ser clasificados con algún nivel, 56 (25.3 %; IC 95 % [20.1, 31.5])
mostraron depresión leve, 39 (17.6 %; IC 95 % [13.2, 23.2]) moderada y 21 (9.5 %; IC 95 %
[6.3, 14.1]) severa. En consecuencia, 116 estudiantes (52.5 %; IC 95 % [45.9, 59.0]) tuvo algún
nivel de depresión y 60 (27.1 %; IC 95 % [21.7, 33.4]) la tuvo de nivel moderado o severo. La
frecuencia de cualquier nivel no difirió de manera significativa entre carreras, χ²(4) = 5.72, p =
.221, V = .16, aunque el valor más alto se observó en Gestión Empresarial (64.3 %) y el más
bajo en Electromecánica (43.4 %).
Síntomas más frecuentes
Antes de contrastar los niveles, conviene describir qué síntomas aportaron más a la
clasificación. Entre los reactivos con tres opciones de respuesta, las alteraciones del sueño
fueron las más frecuentes: 55.2 % respondió que sí y 18.6 % que en ocasiones, de modo que
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73.8 % reportó algún grado de alteración. Les siguieron la irritabilidad al ser distraído mientras
se está ocupado (41.2 % sí; 73.3 % sí o en ocasiones) y las alteraciones de la alimentación (45.2
% sí; 67.0 % sí o en ocasiones). La tristeza o el desánimo se reportaron sobre todo como
ocasionales: 16.3 % dijo que sí y 56.6 % que en ocasiones, lo que suma 72.9 %. En el extremo
opuesto, los reactivos con menor respuesta afirmativa fueron los de pensamiento negativo sobre
sí mismo: sentir que la vida no tiene sentido (6.8 % sí; 51.1 % sí o en ocasiones), que no se
vale nada como persona (8.1 % sí) y que no hay nada bueno que esperar (8.6 % sí).
Entre los reactivos dicotómicos, los más frecuentes fueron el insomnio o el exceso de sueño
casi todos los días (56.6 %), la disminución de la capacidad para pensar, concentrarse o tomar
decisiones (51.6 %), el poco interés en relacionarse con otras personas (45.7 %) y la
disminución del interés o del placer (44.8 %). Los menos frecuentes fueron la tristeza la mayor
parte del día casi todos los días (25.3 %), ver el futuro sin esperanza (19.9 %) y pensar que no
se vale nada (17.6 %). En conjunto, el perfil dominante estuvo formado por síntomas de sueño,
apetito, concentración y retraimiento, con menos peso de la desesperanza y de la baja
autoestima declaradas.
Diferencias por género
Por otro lado, la distribución de los niveles de depresión fue distinta en hombres y mujeres,
χ²(3) = 13.89, p = .003, V = .25 (Tabla 2). Entre los hombres, 55.6 % no presentó depresión,
frente a 30.0 % de las mujeres. Al considerar cualquier nivel, la frecuencia fue de 44.4 % en
hombres y de 70.0 % en mujeres, χ²(1) = 12.60, p < .001, φ = .24; la razón de momios sin
ajustar fue RM = 2.93 (IC 95 % [1.60, 5.35]). Los residuos ajustados indicaron que la ausencia
de depresión era más frecuente de lo esperado en hombres (z = 3.55) y la depresión severa en
mujeres (z = 2.14). Cabe destacar que 15.7 % de las mujeres tuvo depresión severa, frente a
6.6 % de los hombres.
Con el fin de descartar que esta diferencia se debiera a la composición por carrera, se ajustó un
modelo logístico con género y carrera como predictores. La asociación se mantuvo: RM
ajustada = 2.58 (IC 95 % [1.36, 4.91]; p = .004).
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Tabla 2. Nivel de depresión según género
NIVEL DE DEPRESIÓN
HOMBRES, N (%)
TOTAL, N (%)
Ausencia
84 (55.6)
105 (47.5)
Leve
33 (21.9)
56 (25.3)
Moderada
24 (15.9)
39 (17.6)
Severa
10 (6.6)
21 (9.5)
Total
151 (100)
221 (100)
Nota: Los porcentajes se calculan sobre el total de cada columna. χ²(3) = 13.89, p = .003, V =
.25.
Fuente: elaboración propia.
Baja escolar y su relación con la depresión
En el seguimiento, 71 estudiantes (32.1 %; IC 95 % [26.3, 38.5]) causaron baja y 150
permanecían inscritos. La baja fue de 35.1 % en hombres (53 de 151) y de 25.7 % en mujeres
(18 de 70), diferencia que no alcanzó significación, χ²(1) = 1.93, p = .165. Al desagregar, entre
los hombres la baja fue de 37.3 % con depresión (25 de 67) y de 33.3 % sin ella (28 de 84), y
entre las mujeres de 24.5 % (12 de 49) y de 28.6 % (6 de 21), respectivamente; los grupos son
demasiado pequeños para contrastar esa interacción, y la diferencia entre ambos sentidos es de
pocos casos.
Sin embargo, el hallazgo central fue que la baja no se asoció con la depresión (Tabla 3 y Figura
1b). La proporción de bajas fue de 32.4 % en quienes no tuvieron depresión y de 31.9 % en
quienes tuvieron algún nivel, χ²(1) = 0.01, p = .939, RM = 0.98 (IC 95 % [0.56, 1.72]). Por
nivel, la baja fue de 32.4 % en ausencia, 23.2 % en depresión leve, 46.2 % en moderada y 28.6
% en severa, sin diferencia global significativa, χ²(3) = 5.68, p = .128, V = .16. Además, la
prueba de tendencia lineal tampoco mostró un aumento ordenado del riesgo con la gravedad,
χ²(1) = 0.28, p = .597. El patrón no es monótono: la proporción más alta se observó en el nivel
moderado (18 de 39) y no en el severo (6 de 21).
Tabla 3. Baja escolar según nivel de depresión
NIVEL DE DEPRESIÓN
N
BAJAS, N
BAJA, %
IC 95 %
Ausencia
105
34
32.4
[24.2, 41.8]
Leve
56
13
23.2
[14.1, 35.8]
Moderada
39
18
46.2
[31.6, 61.4]
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Severa
21
6
28.6
[13.8, 50.0]
Total
221
71
32.1
[26.3, 38.5]
Nota: IC = intervalo de confianza de Wilson. χ²(3) = 5.68, p = .128, V = .16; tendencia lineal,
χ²(1) = 0.28, p = .597.
Fuente: elaboración propia.
En comparación con quienes tenían ausencia o depresión leve, el grupo con depresión
moderada o severa presentó 40.0 % de bajas frente a 29.2 %, χ²(1) = 2.34, p = .126, RM = 1.62
(IC 95 % [0.87, 3.00]). Tras ajustar por género y carrera, la RM de este contraste fue 1.90 (IC
95 % [0.98, 3.67]; p = .057), y la de cualquier nivel de depresión frente a ausencia fue 1.10 (IC
95 % [0.61, 2.01]; p = .744). Por tanto, el contraste moderado o severo muestra una tendencia
a un riesgo mayor, pero su intervalo de confianza incluye la unidad y es compatible tanto con
ausencia de efecto como con un efecto de magnitud apreciable.
Figura 1. Nivel de depresión según género y baja escolar según nivel de depresión
Nota: En el panel a, los porcentajes se calculan dentro de cada género (hombres, n = 151;
mujeres, n = 70). En el panel b se indica entre paréntesis el número de bajas sobre el total de
cada nivel.
Fuente: elaboración propia.
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Baja escolar según carrera
En contraste con lo observado para la depresión, la baja sí varió según la carrera, χ²(4) = 13.08,
p = .011, V = .24 (Tabla 1). La proporción más alta correspondió a Industrial (50.0 %; 14 de
28) y la más baja a Gestión Empresarial (16.1 %; 9 de 56), con valores intermedios en
Electromecánica (37.7 %), Sistemas Computacionales (37.1 %) y Energías Renovables (22.7
%). Los residuos ajustados señalaron más bajas de lo esperado en Industrial (z = 2.17) y menos
en Gestión Empresarial (z = −2.98), y la comparación directa entre ambas fue significativa
(prueba exacta de Fisher, p = .002; RM = 5.22). En el modelo ajustado por género y depresión,
la RM de Gestión Empresarial frente a Electromecánica fue de 0.34 (IC 95 % [0.13, 0.89]; p =
.028). Es decir, la carrera mostró una asociación con la baja más clara que cualquier indicador
de depresión.
Atención profesional de salud mental
Finalmente, 25 estudiantes (11.3 %) informaron estar recibiendo atención de un profesional de
salud mental, y 196 (88.7 %) no la recibían. La proporción aumentó con el nivel de depresión,
χ²(3) = 15.46, p = .001, V = .26, aunque dos de las ocho celdas tuvieron frecuencia esperada
menor de 5 (Tabla 4). Entre quienes tenían algún nivel de depresión, 19 de 116 (16.4 %)
recibían atención, es decir, 83.6 % no la recibía. En el nivel severo, 7 de 21 (33.3 %) estaban
en atención y 14 (66.7 %) no. Entre quienes no tuvieron depresión, 6 (5.7 %) refirieron estar
en atención profesional.
Tabla 4. Estudiantes en atención profesional de salud mental según nivel de depresión
NIVEL DE DEPRESIÓN
N
EN ATENCIÓN, N
EN ATENCIÓN, %
Ausencia
105
6
5.7
Leve
56
5
8.9
Moderada
39
7
17.9
Severa
21
7
33.3
Total
221
25
11.3
Nota: χ²(3) = 15.46, p = .001, V = .26; dos de las ocho celdas tuvieron frecuencia esperada
menor de 5, por lo que el resultado debe interpretarse con cautela.
Fuente: elaboración propia.
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DISCUSIÓN
Hallazgos principales
En primer lugar, el estudio encontró que poco más de la mitad de los estudiantes de nuevo
ingreso (52.5 %) presentó algún nivel de depresión, que las mujeres tuvieron una frecuencia
claramente mayor que los hombres, que la baja escolar fue de casi un tercio del grupo y que no
se asoció con la depresión, y que solo una minoría de quienes tenían síntomas recibía atención
profesional. La expectativa inicial de que a mayor gravedad habría más bajas no se confirmó.
A continuación, se discuten estos resultados, sus alternativas de interpretación y sus límites.
Frecuencia de la depresión
Por una parte, la cifra de 52.5 % es mayor que la media ponderada de 30.6 % de la revisión de
Ibrahim et al. (2013), aunque cae dentro del amplio rango de 10 % a 85 % que esos autores
documentaron, y es varias veces superior al 16.7 % de sintomatología depresiva en adultos
mexicanos de la Ensanut 2022 (Vázquez-Salas et al., 2023). No es posible afirmar, a partir de
estos datos, que la población estudiada tenga una carga de depresión mayor que la de otras
poblaciones. En efecto, el cuestionario clasifica síntomas y no diagnostica trastornos, su regla
de clasificación no se ha contrastado con una entrevista clínica ni con un instrumento de
referencia en este estudio, e incluye una opción de respuesta ("en ocasiones") que puede
aumentar la detección de síntomas leves. Por ese motivo, la cifra debe leerse como la
proporción de estudiantes que informó síntomas compatibles con alguno de los niveles
definidos, y no como prevalencia de depresión clínica.
Aun con esa cautela, el dato es relevante en términos prácticos. Un 27.1 % con nivel moderado
o severo equivale a más de una de cada cuatro personas del primer semestre, un grupo que, de
confirmarse con otros instrumentos, requeriría atención y no solo vigilancia. Auerbach et al.
(2018) reportaron que cerca de 31 % de estudiantes de primer año de 19 universidades cumplía
criterios de tamizaje de al menos un trastorno en el último año, de modo que la presencia de
malestar emocional considerable al ingresar a la universidad parece un fenómeno extendido y
no una particularidad de este instituto.
Por otro lado, el perfil de síntomas invita a otra lectura. Los reactivos más frecuentes fueron
los de sueño, apetito, concentración e interés, que son también los que con más facilidad se
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alteran por razones ajenas a un trastorno del ánimo, como el cambio de rutina, la carga de
trabajo o la mudanza de ciudad que muchas personas atraviesan al ingresar a la universidad.
En cambio, la desesperanza (19.9 %) y la sensación de no valer nada (17.6 %), que suelen
considerarse más específicas del ánimo deprimido, fueron menos frecuentes. Si la clasificación
asigna el mismo peso a ambos tipos de síntomas, es probable que el nivel leve incluya a
estudiantes con malestar de adaptación y no con depresión. Esta hipótesis requiere un análisis
de la estructura del cuestionario, que queda pendiente.
Diferencias por género
Del mismo modo, el patrón por género coincide en dirección con la literatura. La OMS (s. f.)
reporta una frecuencia de depresión 1.5 veces mayor en mujeres que en hombres, Vázquez-
Salas et al. (2023) hallaron 21.5 % frente a 11.4 % en adultos mexicanos, y Fouilloux Morales
et al. (2013) observaron 28.4 % frente a 12.3 % en estudiantes de Medicina. Hankin et al.
(1998), en un seguimiento de diez años, describieron que la diferencia entre mujeres y hombres
comienza a aparecer entre los 13 y los 15 años y se amplía hasta los 18, y que era similar en el
subgrupo universitario. En este estudio, la razón de momios ajustada fue de 2.58, y la diferencia
se mantuvo al controlar por carrera.
No obstante, la magnitud encontrada es mayor que la razón de 1.5 de la OMS, y hay al menos
dos razones para no sobreinterpretarla. Por un lado, la muestra tiene solo 70 mujeres, lo que
hace imprecisas las estimaciones, como muestra el amplio intervalo de confianza. Por otro,
hombres y mujeres se concentran en carreras distintas (por ejemplo, 58.9 % de mujeres en
Gestión Empresarial y 11.3 % en Electromecánica), y aunque el ajuste por carrera no eliminó
la diferencia, las condiciones de cada programa que no se midieron aquí podrían contribuir.
También es posible que haya diferencias en la manera de responder a un cuestionario de
síntomas, pero estos datos no permiten evaluarlo.
La depresión y la baja escolar
Por otro lado, el resultado más importante para la hipótesis del estudio es negativo. Las
personas con y sin depresión causaron baja en proporciones prácticamente idénticas (31.9 % y
32.4 %), no hubo tendencia ordenada con la gravedad y la asociación del contraste moderado
o severo no fue significativa. Esto contradice la expectativa inicial y obliga a reconsiderar la
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idea, frecuente en el discurso institucional, de que la depresión de quienes ingresan anticipa su
deserción: en esta cohorte, los datos no la respaldan.
Cabe preguntarse cómo se relaciona este resultado con la literatura. Eisenberg et al. (2009) sí
encontraron que la depresión predecía mayor probabilidad de abandono, en particular cuando
coexistía con ansiedad, aunque su estudio tuvo un diseño y una población distintos. Fouilloux
Morales et al. (2013) relacionaron síntomas depresivos con reprobación, pero no midieron
abandono, y Ibáñez Aldaco et al. (2019) no hallaron relación entre depresión y rendimiento.
En este contexto, un resultado nulo para la baja no es incoherente: la relación entre depresión
y trayectoria escolar puede pasar por el rendimiento, por la reprobación o por el retraso, y no
necesariamente por la baja formal, que es un desenlace más tardío y con más causas posibles.
Lamentablemente, el presente estudio no contó con datos de rendimiento académico, por lo
que no puede evaluar esa vía.
Es importante señalar que ausencia de significación no equivale a ausencia de efecto. El efecto
mínimo detectable con este tamaño de muestra fue w = .19 a .22, y la razón de momios ajustada
para depresión moderada o severa (1.90; IC 95 % [0.98, 3.67]; p = .057) es compatible con un
aumento del riesgo de hasta casi cuatro veces o con ninguno. Así, lo que puede afirmarse con
prudencia es que no se encontró evidencia de que cualquier nivel de depresión aumente la baja,
y que no se puede descartar un efecto moderado en los niveles más graves, que requeriría
muestras mayores para confirmarse. El patrón no monótono (46.2 % en moderada, 28.6 % en
severa) probablemente refleje, en parte, el pequeño número de casos severos (n = 21; 6 bajas),
ya que con tan pocos casos un cambio de dos o tres personas altera el porcentaje de manera
notable.
Una posibilidad adicional, que este estudio no puede poner a prueba, es que el grupo con
depresión severa haya contado con más apoyo. Un tercio de ese grupo (33.3 %) estaba
recibiendo atención profesional, frente a 5.7 % de quienes no tenían depresión, y es posible
que esa atención o el acompañamiento institucional hayan contribuido a su permanencia. Se
trata de una hipótesis que habría que examinar con datos de seguimiento de la atención, y no
de una conclusión.
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Diferencias por carrera
En cambio, la carrera sí se asoció con la baja. Industrial (50.0 %) y Gestión Empresarial (16.1
%) estuvieron en los extremos, con una diferencia significativa que se mantuvo tras ajustar por
género y depresión. Desde el marco de Tinto (1975), esta variación sugiere que el contexto
académico y social de cada programa pesa en la permanencia, y es coherente con la visión
multifactorial de la deserción que recoge Rochin Berumen (2021). No obstante, este estudio no
midió características de los programas (carga académica, índices de reprobación, composición
del grupo, apoyo de tutoría), por lo que no puede identificar qué explica la diferencia. Con
grupos de 22 a 62 personas, la estimación por carrera es además inestable, y un solo año no
basta para saber si la pauta se repite.
Por lo demás, un dato llama la atención: Gestión Empresarial tuvo la menor proporción de
bajas y, a la vez, la mayor proporción de depresión (64.3 %) y de mujeres (58.9 %). Esa
combinación refuerza la idea de que, en esta cohorte, la depresión y la baja siguieron caminos
separados, y sugiere que la permanencia respondió más a factores del programa que al estado
emocional medido al ingreso.
Atención profesional
En lo que toca a la atención, 83.6 % de quienes tenían algún nivel de depresión no recibía
atención profesional, y en el nivel severo la proporción sin atención fue de dos de cada tres. La
atención aumentó con la gravedad, lo cual es esperable, pero aun en el nivel más alto dejó sin
cobertura a la mayoría. Esta brecha es consistente con la observación de Medina-Mora et al.
(2003), quienes encontraron que solo 21.8 % de las personas con episodio depresivo mayor usó
algún servicio y que, en general, aproximadamente una de cada diez personas con un trastorno
mental recibió atención. La comparación es imperfecta, porque aquí se preguntó por atención
en el momento de la encuesta y en aquel estudio se midió uso de servicios en el último año,
pero la dirección es la misma.
Asimismo, 5.7 % de quienes no presentaron depresión según el cuestionario informó estar en
atención profesional, lo que puede deberse a tratamiento previo eficaz, a otra condición o a
síntomas no detectados; los datos no permiten distinguirlo.
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Implicaciones para la práctica institucional
Con base en estos resultados, tres implicaciones parecen razonables. En primer lugar, si la
depresión medida al ingreso no predice la baja, no tiene sentido usarla como indicador único
de riesgo de deserción, y un programa de retención que se apoyara solo en ella dejaría fuera a
la mayoría de quienes se dan de baja. En segundo lugar, esto no resta importancia a la
detección: la brecha de atención es un problema en sí mismo y se relaciona con el objetivo 3
de la Agenda 2030 (United Nations, 2015), con independencia de su efecto sobre la baja. Por
último, las diferencias por género y por carrera sugieren que las estrategias de tutoría y de
canalización podrían ajustarse a los grupos donde se concentra la necesidad, siempre que se
confirme con mediciones más sólidas.
Por consiguiente, una ruta factible para una institución similar sería aplicar al ingreso un
instrumento validado, definir con anticipación quién da seguimiento a los casos moderados y
severos, e integrar esa información a la tutoría. Dado que el cuestionario incluye reactivos de
riesgo, cualquier aplicación debe incorporar un protocolo de canalización inmediata, y su
ausencia sería un riesgo para el estudiantado y no una omisión menor.
Limitaciones
Con respecto a las limitaciones, la más importante es de medición: el cuestionario no es un
instrumento con propiedades psicométricas publicadas, y la regla con que se asignó el nivel de
depresión no se ha contrastado con un criterio externo. Por tanto, las cifras de frecuencia deben
considerarse aproximadas, y las comparaciones con otros estudios, indicativas. En segundo
lugar, la muestra proviene de una sola institución y de una cohorte, y se obtuvo por
conveniencia, aunque con una cobertura de 88.4 %; no se conoce el perfil de las 29 personas
que no respondieron, que podrían diferir de quienes sí lo hicieron.
En tercer lugar, el resultado de baja es una variable binaria y su definición de acuerdo con Tinto
(1993) que la establece como la deserción universitaria no es un fenómeno homogéneo;
confundir la transferencia institucional o el cambio de titulación con el abandono definitivo del
sistema de educación superior genera sesgos de medición en los modelos predictivos puede
mezclar situaciones distintas, como la baja temporal, el cambio de carrera o de institución y el
abandono definitivo. Además, el cuestionario se aplicó al inicio del semestre, de modo que
quienes abandonaron antes de esa fecha no están representados, y quienes tenían síntomas más
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graves podrían haber tenido menos probabilidad de responder; ambos mecanismos tenderían a
subestimar la asociación entre depresión y baja. Asimismo, las razones de la baja no se
registraron: puede deberse a motivos económicos, vocacionales, familiares o de cambio de
institución, que no guardan relación con la salud mental. En cuarto lugar, el diseño no cuenta
con datos de rendimiento académico, de condiciones socioeconómicas ni de otros factores que
la literatura asocia con la deserción, por lo que el ajuste fue limitado a género y carrera. Por
último, el tamaño de muestra permite detectar solo efectos de tamaño medio o mayor, y los
análisis, al ser exploratorios, no se corrigieron por comparaciones múltiples.
Líneas de investigación futuras
En virtud de lo anterior, resultaría útil repetir el estudio con instrumentos validados en
población mexicana y con una regla de clasificación explícita; incorporar el rendimiento
académico y la trayectoria de cada estudiante (aprobación, reprobación y retraso) para evaluar
la vía intermedia entre depresión y baja; ampliar el seguimiento para distinguir la baja temporal
de la definitiva; y reunir cohortes de varias instituciones que permitan estimar efectos pequeños
con precisión. Asimismo, convendría evaluar si los programas de atención psicológica y tutoría
modifican la permanencia, ya que ese es el dato que permitiría pasar de la descripción a la
intervención.
CONCLUSIÓN
En síntesis, en una cohorte de 221 estudiantes de primer semestre de un instituto tecnológico
del centro-sur de Chihuahua, 52.5 % presentó algún nivel de depresión y 27.1 % la presentó en
grado moderado o severo. Las mujeres mostraron una frecuencia mayor que los hombres
(70.0% frente a 44.4 %), diferencia que se mantuvo al ajustar por carrera.
Por otro lado, la baja escolar alcanzó a 32.1 % de la cohorte y no se asoció con la depresión:
fue prácticamente igual en quienes tenían y no tenían síntomas (31.9 % y 32.4 %), no aumentó
con la gravedad y solo mostró una tendencia no concluyente en el contraste moderado o severo.
Estos resultados no respaldan el uso de la depresión al ingreso como predictor de baja en este
grupo, aunque la potencia del estudio no permite excluir efectos de tamaño moderado en los
niveles más graves. En cambio, la carrera se asoció con la baja, con valores de 16.1 % en
Gestión Empresarial y 50.0 % en Industrial.
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Finalmente, solo 16.4 % de quienes tenían algún nivel de depresión recibía atención
profesional, y dos de cada tres estudiantes con depresión severa no la recibían. Esa brecha, más
que la relación con la baja, es el hallazgo con mayor consecuencia para la institución, y se
vincula de forma directa con los objetivos 3 y 4 de la Agenda 2030. Se recomienda confirmar
estos resultados con instrumentos validados, seguimiento más largo y datos de rendimiento, y
establecer rutas de detección y canalización que no dependan de que la depresión prediga la
deserción para justificar su existencia.
Para cerrar, conviene recordar el alcance de lo observado. Se trata de una sola cohorte, de una
sola institución y de un instrumento sin validación publicada, de modo que los porcentajes
describen a quienes respondieron y no a la población estudiantil mexicana. Lo que sí puede
sostenerse es que, en este grupo, la salud mental y la permanencia escolar no se movieron
juntas, y que una política de atención al estudiantado se justifica por la necesidad de atención
observada, no por una promesa de reducir la deserción.
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Cómo citar este artículo (APA 7ª edición):
Acosta Nájera, S., & Guevara Araiza, A. (2026). Síntomas Depresivos en Estudiantes de Nuevo
Ingreso de Educación Superior Tecnológica y su Asociación con la Baja Escolar. Prisma ODS:
Revista Multidisciplinaria Sobre Desarrollo Sostenible, 5(5), 810-
832. https://doi.org/10.65011/prismaods.v5.i5.379