1.1. Marco de referencia

El marco teórico de la confianza interpersonal en el contexto educativo está sustentado en dos supuestos: a) De la confianza cognitivo-afectiva (^{McAllister, 1995}) y, b) De la confianza relacional (^{Bryk & Schneider, 2002}). Según este modelo teórico la confianza interpersonal se basa en tres factores: a) La dimensión cognitiva y de integridad de Bryk & Schneider (2002), que coincide con la confianza cognitiva de McAllister (1995), ya que ambas dependen de la evaluación racional de las capacidades y la ética de los demás; b) La orientación personal hacia los demás según el modelo de confianza relacional, que está vinculada a la confianza afectiva, y subraya la importancia del apoyo emocional y la reciprocidad para generar la confianza; c) Confianza relacional en contextos educativos siguiendo al modelo de McAllister (1995), porque la confianza cognitiva refuerza la percepción de competencias y la confianza afectiva fomenta el compromiso y la cooperación entre los actores educativos.

Los antecedentes de la confianza interpersonal en las instituciones de educación superior se inician en los países desarrollados y emergentes, centrados principalmente en la construcción de marca utilizando como base la confianza interpersonal entre los clientes, la satisfacción institucional y el compromiso (^{Kethüda, 2021}; ^{Perera et al., 2023}; ^{Verhoest et al., 2024}). En estudios de Hungría (^{Győri & Pusztai, 2022}), Polonia (^{Czakon et al., 2022}), España (^{Casanoves et al., 2019}) y de Chile (^{Labraña & Mariñez, 2021}; ^{León et al., 2019}); revelan que la calidad educativa evaluada a través de las percepciones es el resultado de las prácticas de gestión de marca universitaria, basadas en la generación de confianza durante la formación profesional e incluso desde el proceso de admisión a la universidad (^{Bormann et al., 2022b}). Por ejemplo, en Canadá y Estados Unidos existen evidencias de altos niveles de confianza interpersonal e institucional que generan los profesionales comprometidos con la educación superior porque crean fuertes vínculos en el mercado laboral (^{Law & Le, 2023}; ^{Audrey et al., 2018}). Estos estudios señalan que la confianza interpersonal es un proceso dinámico que cambia con el tiempo (Law & Le, 2023; Audrey et al., 2018) y se ha informado que los cambios en la confianza entre los estudiantes europeos dependían de las experiencias previas y de las transiciones académicas universitarias (Bormann & Thies, 2019). Del mismo modo, Schoorman et al. (2007) informaron de cambios en los niveles de confianza durante diferentes estancias en la universidad, lo que ayudó a incorporar mejores estrategias para la retención de estudiantes y el compromiso institucional. En consonancia con este informe, trabajos sobre estudiantes estadounidenses (^{Sonsino et al., 2023}) y suecos (^{Koskinen et al., 2023}) indican que la relación entre la universidad y los estudiantes se mantiene estable a medio plazo. En particular, estos autores informaron de mayores niveles de confianza inicial entre las estudiantes, pero seguido de una pérdida de confianza notable debido a diversas incoherencias (^{Abdelzadeh & Lundberg, 2017}; Sonsino et al., 2023).

^{Kethüda (2021}) evaluó la confianza utilizando el posicionamiento de marca centrado en el cliente y sobre los códigos de apoyo académico en universidades del Reino Unido; y encontró que la calidad del apoyo académico se refleja en la accesibilidad y amabilidad de los profesores, así como en la empatía y el interés del personal administrativo por los clientes. Además, los altos niveles de confianza entre profesores y estudiantes eran coherentes con el cumplimiento de las expectativas de satisfacción.

En otro contexto, el valor del posicionamiento de la universidad en la mente de los estudiantes en Sri Lanka y Vietnam (^{Perera et al., 2023}) reside en la marca institucional, que es validada por los contenidos generados en las redes sociales por los usuarios, y en el intercambio de indicadores de credibilidad con impacto en la confianza y el compromiso institucional.

Los trabajos sobre satisfacción y confianza con implicancias en la enseñanza aprendizaje señalan: Primero, en 1175 estudiantes de enfermería y de obstetricia (I al VI ciclo) de dos universidades marroquís (18-46 años), la satisfacción con asignaturas clínicas fue apenas moderada porque percibían mala supervisión de retroalimentación individual y la falta de diversificación de métodos educativos (^{Guejdad et al., 2025}). Segundo, en un estudio que incluyó a 15 estudiantes de enfermería de 1er año en Sudáfrica (19-35 años) sobre sus primeras prácticas clínicas, señalaron que la exposición sin una preparación adecuada puede generar trauma psicológico y baja autoestima, y sugieren reestructurar el currículo; además fortalecer el apoyo emocional, la mentoría y la formación en cuidados paliativos para estudiantes de ciclos superiores (^{Molefe, 2024}). Tercero, en enfermeros recién egresados (n= 557) en Finlandia, Alemania, Lituania y España concluyen que una formación satisfactoria tenía mayor éxito laboral durante su primer empleo; y recomiendan mejorar las competencias para la transición profesional al trabajo (^{Koskinen et al., 2023}). Cuarto, en un estudio mixto en Canadá con 49 enfermeras y enfermeros en ejercicio profesional (25-55 años), declararon que para aumentar la confianza en entrevistas motivacionales reales es necesario una formación continua mediante simulaciones (^{Rouleau et al., 2022}).

Una limitación de la educación para la salud en las instituciones superiores de Latinoamérica es el predominio del discurso biomédico instrumentalizado que deja de lado las dimensiones socioculturales de la salud, porque obstaculiza el enfoque transdisciplinar como la pedagogía. En el Norte peruano en 125 estudiantes de enfermería (I al IV año) determinaron la relación directa entre baja calidad de enseñanza virtual (54.4%) y baja satisfacción académica, y para mejorar dicha insatisfacción se requieren de prácticas con interacción presencial entre profesores-estudiantes (^{Sharif et al., 2025}).

Algunos vacíos diferenciadores en la investigación sobre la confianza en entornos universitarios privados y públicos están relacionados con el tiempo de permanencia de los estudiantes, el género, la satisfacción y las respuestas de interés integradas. Igualmente, los estudios sobre la confianza interpersonal, vista como un proceso dinámico asociada con otras variables tales como la satisfacción y la empatía, son limitados (^{Law & Le, 2023}; ^{Audrey et al., 2018}); así como con aquellos factores asociados a la desconfianza gradual de estudiantes en entornos de enseñanza-aprendizaje de las ciencias de la salud en el Perú y Latinoamérica.

1.2. Objetivo

El objetivo del estudio es determinar los factores interpersonales asociados a la desconfianza gradual de estudiantes en entornos de enseñanza-aprendizaje de las ciencias de la salud en Perú.

2.1. Diseño

Este estudio es analítico observacional con diseño transversal realizado en 15 universidades peruanas entre marzo y noviembre del año 2024. Se aplicó las directrices para estudios observacionales STROBE (Von et al., 2008).

2.2. Participantes

La población estuvo conformada por estudiantes de enfermería, psicología, medicina humana, nutrición, farmacia y bioquímica, tecnología médica, obstetricia y de medicina veterinaria de 10 universidades privadas y cinco públicas peruanas ubicadas en las ciudades de Lima, Chiclayo, Huancayo, Pucallpa, Huánuco, Tingo María, Cerro de Pasco y Trujillo. Los estudiantes cursaban de forma presencial el tercero, quinto, séptimo y noveno ciclo de su carrera profesional. No se incluyó a los estudiantes de primero y segundo ciclo porque se encontraban en proceso experimentación y de adaptación a la vida universitaria, y cursaban asignaturas de formación básica.

El tamaño de muestra requerido se determinó utilizando la calculadora G*Power v.3.1.97 cuando el tamaño del efecto medio es Epsilon² = 0.26; gl= 5; p = 0.05. Esto dió como resultado 293 participantes como mínimo. Sin embargo, se llegó a evaluar a 506 estudiantes (72.7% más que el tamaño mínimo) distribuidos en 15 estratos o universidades (Figura 1).

Figura 1 Diagrama sobre selección de participantes. 

Criterios de inclusión: Se incluyeron a estudiantes de las carreras de las ciencias de la salud entre 18 y 30 años, tanto hombres como mujeres, con estancias universitarias al tercero, quinto, séptimo y noveno ciclo de estudios; y a quiénes otorgaron consentimiento informado y participaron voluntariamente.

Criterios de exclusión: Estudiantes graduados con estancias de uno o dos semestres, con reincorporación reciente (menos de dos semestres), a estudiantes que omitieron respuestas en las escalas correspondientes; y a estudiantes que se retiraron voluntariamente del estudio.

Variables: La variable dependiente es la actitud de confianza en estudiantes de ciencias de la salud; y las variables independientes son la actitud de satisfacción, respuestas de interés, el tiempo de estadía en la universidad; y como posible variable de confusión “el sexo”.

2.3. Instrumentos

Además de emplear un cuestionario sociodemográfico, para registrar el sexo, la edad, el semestre de estudio, la condición de la universidad (privada, pública), la especialidad de estudio, y la sede de estudio de los participantes. Se diseñaron dos escalas de medición:

a) Escala sobre confianza interpersonal en servicios universitarios (CISU)

Este instrumento consta de 13 ítems tipo diferencial semántico de cinco categorías (6 con graduación directa: 1 a 5 puntos; 7 con graduación inversa: 5 a 1 punto). Los indicadores tienen convergencia con los aspectos de credibilidad del personal para con los estudiantes que generan sentimientos de confianza y seguridad, y están basados en el concepto de calidad de gestión de las necesidades (^{Annamdevula & Shekhar, 2012}; ^{Singh & Singh-Jasial, 2020}). La confianza interpersonal universitaria fue establecida en tres niveles de percepción y está basado en eneatipos (1-9 puntos), cuyas equivalencias son: baja (13-24 puntos), aceptable (25-53 puntos), alta (54-65 puntos), y el punto de corte para una confianza adecuada es 25 puntos.

Validez y fiabilidad del instrumento

Según juicio de ocho expertos, la validez de contenido fue adecuada en los siete criterios de valoración: coeficiente de concordancia de Kendall (W = .879; p = .002), siendo aceptable p < .05. La puntuación media de los siete criterios fue x̄= 8.64 /10 puntos, superando las condiciones mínimas indicadas por ^{Marozzi (2014}).

De acuerdo con la estructura interna del instrumento, la validez es adecuada en las siguientes propiedades: i) porcentaje de varianza explicada hasta 64.4% (mínimo aceptable 50%), (^{Lloret et al., 2014}; ^{Coulacoglou & Saklofske, 2018}); ii) ajuste de parsimonia adecuado: X²/gl = 1.20 (máximo X²/gl = 3.00); iii) ajuste comparativo de Tucker-Lewis adecuado: TLI = .944 (permitido TLI ≥ .90); iv) índice de ajuste del error cuadrático medio de aproximación aceptable: RMSEA = .0425 (permitido RMSEA ≤ .060), (Lloret et al., 2014; Coulacoglou & Saklofske, 2018; ^{Schreiber et al., 2006}). En resumen, las tres medidas de bondad de ajuste obtenidas en dos universidades son adecuadas. La fiabilidad según consistencia interna de la escala también fue adecuada: coeficiente alfa de Cronbach α = .764, mínimo aceptable α ≥ .70 (^{Da Silva et al., 2015}).

b) Escala sobre respuestas de interés y satisfacción universitaria (RISU)

Este instrumento consta de 16 ítems tipo diferencial semántico de cinco categorías (3 ítems de respuesta inversa). Está diseñado para evaluar independientemente (Anexo 5.1):

b1) Respuestas de interés (9 ítems), los indicadores están referidos al estilo de comunicación, comportamiento y motivación de los profesores en aula, del trato por funcionarios y profesores, y del estilo de atención por el personal administrativo. Las respuestas de interés universitaria fueron establecidas en tres niveles de percepción y basado en eneatipos (1-9 puntos), cuyas equivalencias son: baja (9-16 puntos), aceptable (17-37 puntos), alta (38-45 puntos), y el punto de corte para respuestas de interés satisfactoria es 17 puntos.

b2) Satisfacción (7 ítems), los indicadores son el orgullo institucional, la coherencia entre actitud y comportamiento docente, valores de igualdad y respeto, satisfacción con las respuestas de profesores y personal administrativo, y sobre la atención diligente a las necesidades e iniciativas de los estudiantes. La satisfacción universitaria fue establecida en tres niveles de percepción basado en eneatipos (1-9 puntos), cuyas equivalencias son: baja (7-12 puntos), aceptable (13-29 puntos), alta (30-35 puntos), y el punto de corte para una confianza adecuada es 13 puntos.

Validez y fiabilidad del instrumento

La validez de contenido según juicio de ocho expertos fue adecuada en los tres criterios de valoración de la escala (V= .899); para V ≥ .80 mínimo (Tabla 1). La validez según su estructura interna es: varianza explicada aceptable (49.6%; mínimo 50%), ajuste de parsimonia aceptable (X²/gl = 3.07; máximo ≤ 3.00) e índice de Tucker-Lewis adecuado = .901 (máximo TLI ≥ .9) (^{Lloret et al., 2014}; ^{Coulacoglou & Saklofske, 2018}; ^{Schreiber et al., 2006}). La fiabilidad según consistencia interna evaluada mediante el coeficiente omega de McDonald es adecuada en ambas dimensiones (ω= .820; ω= .852), siendo el mínimo aceptable ω= .70 (^{Da Silva et al., 2015}).

No se utilizó la versión peruana de la Escala de Satisfacción Académica de Valdéz (2018), porque además de estar orientada a la educación virtual, sus resultados de validez y de fiabilidad estaban incompletos y la muestra empleada fue reducida (n= 108 estudiantes en salud).

2.4. Procedimiento

Ambas escalas fueron aplicadas tanto presencialmente (forma de «encuesta guiada»; formato de papel y lápiz; en campus universitario de lunes a sábado) como en línea (“Google Forms”). Para uniformizar las técnicas de presentación, administración, interpretación de términos de cada ítem y para verificar respuestas de las escalas, se realizaron capacitaciones a los encuestadores de cada universidad. Tras verificar la consistencia de respuestas se generaron una base de datos en software libre “Jamovi” v.2.3. La recogida de datos se realizó simultáneamente entre marzo y noviembre del 2024 en 15 universidades. En total se descartaron 43 encuestas con datos incompletos.

2.5. Análisis de datos

Para evaluar la similitud estadística del número de estudiantes por tipo de universidad (pública vs privada) y para evaluar la diferencia de contingencias en variables categóricas se aplicó la prueba de chi-cuadrado. Para evaluar la influencia de los factores asociados a la desconfianza se aplicó la técnica de regresión logística binaria, que permitió determinar los valores “Odds ratio” (OR).

El conjunto de datos utilizado y analizado durante el estudio está depositado en Figshare (Anónimo, 2025).

2.6. Consideraciones éticas

El estudio respetó los principios bioéticos de la Declaración de Helsinki que están relacionados con la confidencialidad, la libertad, el respeto y la no maleficencia. El proyecto de investigación contó con la aprobación previa por parte de un órgano de investigación institucional ubicado en el ámbito del presente estudio (Constancia N° 012-2022-XXX.XXX, de fecha 11 nov 2022).

3.1. Resultados

Características de los participantes

Del total de estudiantes de las ciencias de la salud (enfermería, psicología, veterinaria, medicina humana, nutrición, farmacia y bioquímica, tecnología médica y de obstetricia) evaluadas en diferentes universidades peruanas (n = 506), la mayoría son varones (59.9%), el grupo de 21 a 25 años representan el 66.6%, predomina la carrera profesional de enfermería (39.1%), y el 29.1% tenían una estancia de siete semestres en la universidad (Tabla 2). El número de estudiantes según universidades privadas y públicas no son estadísticamente diferentes (p= .50) (Tabla 2). El 89.3% de estudiantes tenían baja confianza interpersonal, el 82.2% baja satisfacción con los servicios educativos; y el 86% habían recibido inadecuadas respuestas de interés.

El número de estudiantes tanto en satisfacción interpersonal (p= .096) como en respuestas de interés (p= .090) no son estadísticamente diferentes (Tabla 2). En total se eliminaron 43 encuestas por presentar omisión de respuestas y abandono.

Tabla 2 Características socioeducativas de los estudiantes en salud 

Nota: X² (gl) = Prueba de chi-ado (grado de libertad) Fuente: Elaboración propia.

Factores asociados a la confianza en función del periodo de estadía

Conforme a la tabla de contingencia existe una asociación altamente significativa entre la confianza interpersonal percibida y los periodos de estadía en la universidad (p = .001), (Tabla 3). Este resultado converge en que el número de estudiantes que percibían al inicio una alta confianza (6.9% del total de 54 estudiantes) a los 2.5 años de estadía la frecuencia disminuye hasta el 74.3%, a los 3.5 años hasta el 77.1% y a los 4.5 años disminuye hasta el 94.3% del total de estudiantes (Tabla 3). Inversamente, el número de estudiantes que al inicio percibieron como baja confianza (n= 97) al finalizar los 4.5 años de estadía se incrementó hasta un 49.5% del total de estudiantes (Tabla 3).

Con relación a las actitudes de satisfacción, existe una asociación con los periodos de estadía en la universidad (p = .496). El número de estudiantes con alta satisfacción al inicio (16.7% del total de 90), a los 4.5 años de estadía se incrementó hasta un 12.5% más. Igualmente, la baja percepción de la satisfacción al inicio (26% del total de 416 estudiantes), se fue incrementando progresivamente hasta llegar al 285.2% más a los 4.5 años de est adía (Tabla 3).

Respecto a las respuestas de interés, existe una asociación altamente significativa con los periodos de estadía en la universidad (p = .22). El número de estudiantes con adecuada respuesta de interés al inicio (18.3% del total de 71), a los 4.5 años de estadía se incrementó hasta un 446.2%. Igualmente, la inadecuada respuesta de interés al inicio (27.4% del total de 435), se fue incrementando progresivamente hasta un 4.2% más a los 4.5% de estadía (Tabla 3).

Tabla 3 Factores asociados a la confianza 

Nota: X² _(gl) = Prueba de chi-cuadrado (grado de libertad); significancia p< 0.05. Fuente: Elaboración propia.

Modelo de regresión para la desconfianza interpersonal en estudiantes

Los factores interpersonales asociados a la desconfianza gradual en entornos de enseñanza-aprendizaje de las ciencias de la salud peruanos son el tiempo de estadía en la universidad (OR= 5.394), las respuestas de interés (OR= 4.350), y la satisfacción (OR= 3.056), Tabla 4. El modelo de regresión logística evaluado explica hasta un 31.3% de varianza generada en la variable confianza interpersonal. Según el análisis de bondad de ajuste tanto el modelo como las dos variables predictoras de estadía, de respuestas de interés como de las actitudes de satisfacción son necesarias para comprender que el estudiante podría aumentar o perder la confianza durante su formación académica en la universidad.

Tabla 4 Modelos de regresión logística para pérdida de confianza según tiempo de estadía en la universidad 

Nota: Los estimadores representan el log odds de la “confianza alta versus confianza baja”. Fuente: Elaboración propia.

Sin embargo, la variable que más aporta al modelo de regresión es el tiempo de estadía que tiene el estudiante en la universidad (OR= 5.394; IC95%: 2.160 - 13.503). Así tenemos, que los estudiantes con 3.5 años de estadía tendrían 5.4 veces más probabilidad de perder la confianza que aquellos con 1.5 años de estadía (Tabla 4). El tamaño del efecto de OR resultante es medio tanto para la confianza (OR= 5.394) como para las respuestas de interés OR= 4.35 (cuando el estándar es OR = 3.47 - 6.71); y para la actitud de satisfacción el tamaño del efecto es bajo: OR = 3.05 (cuando el estándar es OR= 1.68 - 3.47) (^{Chen et al., 2010}).

Evaluación previa

Para definir qué variables deben incluirse en el análisis de regresión se realizó una prueba de diferencias de contingencia para variables categóricas. Los resultados indican que las proporciones en la variable satisfacción y respuestas de interés son significativamente diferentes en la prueba respectiva (p= .001) y, entre la variable categórica de confianza según el género no muestran diferencias significativas (p= .096). Por tanto, las variables de satisfacción y respuestas de interés fueron incluidos en el análisis y, la variable género fue excluido del análisis.

Comprobación de supuestos

Según la prueba ómnibus de razón de verosimilitud, la adición de los parámetros permitió mejorar significativamente al modelo de regresión ajustado (para satisfacción p= .001; para interés p=.005; para el tiempo de estadía p=.001), siendo el valor máximo aceptable p< .05. Según los estadísticos de colinealidad evaluados mediante el porcentaje de inflación de la variable (VIF) no existe colinealidad porque se encuentran dentro de los límites aceptables (VIF < 10.00; tolerancia ≥ .100): Un valor VIF= 1.14 y tolerancia = .880 para satisfacción; VIF= 1.21 y tolerancia = .826 para respuestas de interés; VIF= 1.04 y tolerancia = .966 para estadía en la universidad. Según la prueba del modelo global ajustado es adecuada (p= .001; R² de Nagelkerke = .313). Las medidas marginales estimadas a los 2.5 años de estadía en la universidad indican un mayor riesgo de desconfianza. Finalmente, la comparación de modelos (inicial versus ajustado) resultan significativamente diferentes (p= .001).

3.2. Discusión

El objetivo del estudio fue evaluar los factores interpersonales asociados a la desconfianza de estudiantes de ocho carreras profesionales de la salud en entornos de enseñanza-aprendizaje universitaria peruana. En el escenario donde los niveles de confianza y de respuestas de interés fueron similares tanto en varones como en mujeres, se encontró que los factores asociados a la desconfianza gradual en entornos de enseñanza-aprendizaje de ocho carreras profesionales de la salud en varias universidades peruanas, son el tiempo de permanencia en la universidad (variable con mayor aporte al modelo de regresión); seguido de las respuestas de interés y de satisfacción. Estudiar estas variables predictoras permitirán comprender su aparición y prolongación de la desconfianza durante la formación académica y planificar el desarrollo de programas psicoeducativos para mantener la confianza basada en enfoques del comportamiento.

Nuestro hallazgo tiene convergencia con un estudio en la universidad norteamericana donde la confianza interpersonal se mostraba cambiante a lo largo de diferentes periodos de estancia no especificados (^{Audrey et al., 2018}). Sin embargo, difieren de un reporte sobre una universidad sueca (^{Abdelzadeh & Lundberg, 2017}). donde las estancias más largas tenían niveles más altos de confianza interpersonal. Esta diferencia puede deberse tanto al contexto sociocultural europeo como al alto posicionamiento de la universidad.

La disminución de la confianza interpersonal en estancias universitarias prolongadas se apoya en el marco teórico de referencia, según el cual la confianza es un proceso dinámico e interdependiente, basado en las transiciones académicas que se producen durante la estancia de los estudiantes (^{Law & Le, 2023}; ^{Audrey et al., 2018}; ^{Bormann & Thies, 2019}). Mientras que las experiencias de satisfacción están en función de la calidad del apoyo académico que reciben los estudiantes, por ejemplo, del grado de accesibilidad y de amabilidad, y de las respuestas de interés o empatía percibidos tanto de los profesores como del personal administrativo (^{Kethüda, 2021}). Además, la variabilidad de la confianza depende de las experiencias de satisfacción en transparencia y del cumplimiento de las expectativas académicas (Kethüda, 2021).

La fortaleza de estudiar la variabilidad de la confianza interpersonal en función del tiempo de permanencia es que permite identificar los elementos críticos de éxito para mejorar la gestión universitaria, así como de los factores de alerta, para revertir la confianza interpersonal e institucional. Por ejemplo, en el presente estudio los indicadores de éxito identificados fueron la disposición de los estudiantes para recomendar a otros usuarios con una clara identidad institucional (53%) y de las actitudes positivas de los profesores durante sus clases (30.4%).

En nuestro estudio, destacar el indicador “disposición a recomendar a otros”, significa que en un entorno en el que la confianza interpersonal disminuye a medida que aumenta la duración de la estancia, la marca institucional se posiciona en la mente de los estudiantes, lo que convierte a este indicador en un factor de éxito para la confianza interpersonal e institucional. Y este hallazgo es consistente con reportes de Sri Lanka y Vietnam (^{Perera et al., 2023}) y de Chile (^{Labraña & Mariñez, 2021}; ^{León et al., 2019}).

La variabilidad en la confianza interpersonal que observamos también es consistente con el supuesto teórico de la confianza relacional (^{Bryk & Schneider, 2002}) donde alcanzar un alto nivel de confianza requiere del respeto, competencia, integridad y orientación personal hacia los demás. Además, el factor principal para mejorar el rendimiento académico de los clientes es la voluntad de los profesores y administradores de apoyar a los estudiantes y colegas más allá de sus deberes formales. Esto no ocurrió en nuestro contexto porque la mayoría de los indicadores de confianza estaban por debajo del punto de corte para una confianza interpersonal alta. Por ejemplo, la gestión del tiempo para otorgar documentos académicos y mejorar calidad de confianza en el personal administrativo de facultades y de laboratorios no eran satisfactorias.

En universidades británicas, la alta confianza interpersonal entre profesores y alumnos cumple con las expectativas de satisfacción académica (^{Kethüda, 2021}). En universidades de Canadá y de Estados Unidos (^{Law & Le, 2023}; ^{Audrey et al., 2018}) los altos niveles de confianza y de satisfacción académica, se corresponden con estudiantes comprometidos con la mejora continua y los graduados con fuertes vínculos con el trabajo y la comunidad (^{Bormann & Thies, 2019}). En enfermeras de EE. UU., China, Suecia, Australia y Sudáfrica (^{Baharum et al., 2023}) y las de Finlandia, Alemania, Lituania y de España (^{Koskinen et al., 2023}), señalan la necesidad de revisar los currículos de estudio en medicina y enfermería, y una preparación académica satisfactoria (^{Molefe, 2024}).

En este escenario institucional, las universidades deben promover la mejora de la confianza a nivel individual e institucional, porque la confianza de los estudiantes afecta a la reputación y marca institucional, e impacta en la credibilidad institucional dentro de la sociedad (^{Kethüda, 2021}; ^{Labraña & Mariñez, 2021}; ^{Law & Le, 2023}; ^{León et al., 2019}). Por tanto, es importante destacar que la confianza de los estudiantes marca un índice de socialización sobre los valores y las normas sociales (^{Bormann et al., 2022b}).

Por otro lado, lograr la eficacia en los servicios de educación superior y legitimar la interacción de roles entre estudiantes y profesores, es importante porque la confianza que generan los profesores tiene un efecto directo en la motivación académica de los estudiantes (^{Bormann et al., 2022a}; ^{Delhey et al., 2018}).

Las implicancias del estudio están orientadas a mejorar la confianza interpersonal, la satisfacción y las respuestas de interés a medida que aumenta el tiempo de permanencia en la universidad, reduciendo sentimientos de desilusión mediante mejora de estrategias evaluativas experienciales periódicas. Revertir las experiencias negativas del proceso de enseñanza-aprendizaje mediante implementación de estrategias acordes a características intergeneracionales e iniciar la planificación de la carrera de las ciencias de la salud desde los primeros años de estadía hasta la posgraduación. En general, los resultados de este estudio tienen implicaciones importantes para los educadores, proveedores de la educación para la salud y para las organizaciones de atención sanitaria.

La limitación del estudio es la no pertinencia de extrapolar resultados a otros contextos culturales. Sin embargo, el estudio es un punto de partida para replicar otros similares, sabiendo que la replicación es fundamental para validar y asegurar la eficacia de programas comportamentales en la salud. Una fortaleza de este estudio es su diferencia de otros porque está basado en una evaluación de periodos completos de estadía en la universidad. Para reducir sesgos de respuesta se realizaron encuestas a modo de «encuesta guiada» y se aplicaron tres escalas cortas con ítems de tipo diferencial semántico.

Como futura línea de investigación será determinar la asociación multifactorial entre los indicadores de la confianza y del bienestar psicológico mediante un diseño longitudinal. Para mejorar la comprensión de la dinámica de la confianza interpersonal e institucional debería estudiarse en diversos entornos socioculturales nacionales y latinoamericanos. Los estudios sobre la confianza y su influencia en la salud mental deberían extenderse a entornos laborales sanitarios y de la educación.

4.1. Declaración de disponibilidad de datos

El conjunto de datos anónimos utilizados y analizados en el estudio pueden obtenerse de Figshare DOI: ANONIMIZADO.v1