RELACIÓN ENTRE EL USO DE REDES SOCIALES Y LA CALIDAD DE LA ESCRITURA
ACADÉMICA EN ESTUDIANTES DE BACHILLERATO EN ECUADOR
RELATIONSHIP BETWEEN THE USE OF SOCIAL NETWORKS AND THE QUALITY OF
ACADEMIC WRITING IN HIGH SCHOOL STUDENTS IN ECUADOR
Autores: ¹Ana Patricia Bravo Sánchez, ²Vanessa Marcela Armijos Galarza ³Rosa Isabel Meneses
Bernal y
4
Guillermo Segundo Del Campo Saltos.
¹ORCID ID:
https://orcid.org/0009-0002-5334-5013
²ORCID ID:
https://orcid.org/0009-0000-8575-1396
3
ORCID ID:
https://orcid.org/0009-0006-6880-2917
4
ORCID ID:
https://orcid.org/0000-0003-0120-9802
1
E-mail de contacto:
ana.bravos@docentes.educación.edu.ec
2
E-mail de contacto:
vanessamarcela_2422@hotmail.com
3
E-mail de contacto:
rosa.meneses@docentes.educacion.edu.ec
4
E-mail de contacto:
gdelcampos@unemi.edu.ec
Afiliación:
1*2*3*4*
Universidad Estatal de Milagro, (Ecuador).
Artículo recibido: 2 de Octubre del 2026.
Artículo revisado: 22 de Octubre del 2026.
Artículo aprobado: 22 de Octubre del 2026.
1
Licenciada en Ciencias de Educación, con mención o especialización adquirida en Educación Primaria,
graduada de la Facultad de
Filosofía, Letras y Ciencias de la Educación de la Universidad de Guayaquil, (Ecuador). Con 9 años de experiencia laboral.
2
Licenciada en Ciencias de Educación, con mención o especialización adquirida en Educación Primaria, graduada de la Facultad de
Filosofía, Letras y Ciencias de la Educación de la Universidad de Guayaquil, (Ecuador). Con 9 años de experiencia laboral.
3
Licenciada en Ciencias de Educación, con mención o especialización adquirida en Lengua y Literatura, graduada de la Facultad de
Filosofía, Letras y Ciencias de la Educación de la Universidad Técnica Particular de Loja, (Ecuador). Con 22 años de experiencia laboral.
4
Licenciado en Ciencias de la Comunicación, graduado de la Universidad de Guayaquil, (Ecuador). Magíster en Innovación Tecnológica
y Tecnología Educativa, graduado de la Universidad Nacional de Educación, (Ecuador). Magíster en Comunicación Transmedia, graduado
de
la
Universidad
Internacional
de
La
Rioja,
(España).
Magíster
en
Comunicación
Organizacional,
graduado
de
la
Universidad
de
Especialidades Espíritu Santo, (Ecuador). Doctor en Ciencias de la Comunicación, graduado de la Universidad de La Habana, (Cuba).
Docente investigador de grado y Posgrado de la Universidad Estatal de Milagro, (Ecuador).
Resumen
Las redes sociales constituyen hoy el principal
entorno de escritura de los adolescentes, lo que
plantea
interrogantes
sobre
su
relación
con
la
producción
escrita
escolar.
El
objetivo
de
la
investigación fue determinar la relación entre el
uso de redes sociales y la calidad de la escritura
académica en estudiantes de bachillerato de una
unidad
educativa
fiscal
de
la
provincia
de
Imbabura, Ecuador. Para el análisis se aplicó un
enfoque
cuantitativo,
con
diseño
no
experimental,
transversal
y
alcance
correlacional,
en
el
cual
participaron
200
estudiantes
de
la
muestra,
seleccionados
mediante
muestreo
probabilístico
estratificado
proporcional
por
curso.
Se
aplicó
un
cuestionario
de
uso
de
redes
sociales
(α
=
0,881), una rúbrica analítica de escritura (α =
0,847) y una ficha de clasificación de errores.
Los
resultados
evidenciaron
una
relación
inversa entre ambas variables: el 64,0 % de los
estudiantes
permaneció
conectado
más
de
cuatro horas diarias y la calidad de la escritura
alcanzó una media de 11,38 sobre 20 puntos,
con los errores de acentuación concentrando el
32,1 % de las 5 671 ocurrencias registradas en
el corpus. La prueba Rho de Spearman arrojó
una correlación inversa moderada (rs = −0,604;
p < 0,001), que explicó el 36,5 % de la varianza
compartida, por lo que se rechazó la hipótesis
nula.
El
uso
con
finalidad
académica
(rs
=
0,304)
y
la
autorregulación
(rs
=
0,497)
correlacionaron, en cambio, de forma positiva
con la calidad de la escritura. Se concluyó que
el
efecto
del
uso
de
redes
sociales
sobre
la
escritura académica no depende únicamente de
la intensidad de la exposición, también los es el
tipo de uso que el estudiantado hace de ellas,
hallazgo que desplaza el foco de la intervención
educativa
desde
la
restricción
del
tiempo
de
pantalla hacia la orientación pedagógica de las
prácticas digitales.
Palabras clave: Escritura académica, Redes
sociales,
Competencia
comunicativa,
Ciencia y Educación
(L-ISSN: 2790-8402 E-ISSN: 2707-3378)
Vol. 7 No. 11.1
Edición Especial XI 2026
Página 639
Enseñanza
secundaria,
Alfabetización
digital.
Abstract
Social
media
currently
constitutes
the
main
writing
environment
for
adolescents,
which
raises
questions
about
its
relationship
with
school written production. The objective of the
study was to determine the relationship between
social media use
and the quality
of academic
writing among high school students at a public
educational
institution
in
the
province
of
Imbabura,
Ecuador.
A
quantitative
approach
was
applied,
with
a
non-experimental,
cross-
sectional and correlational design, in which 200
students from the sample participated, selected
through
proportional
stratified
probabilistic
sampling
by
grade.
A
social
media
use
questionnaire (α = .881), an analytical writing
rubric (α = .847) and an error classification form
were
administered.
The
results
showed
an
inverse
relationship
between
both
variables:
64.0 % of the students remained connected for
more than four hours a day, and writing quality
reached a mean of 11.38 out of 20 points, with
accentuation errors accounting for 32.1 % of the
5,671
occurrences
recorded
in
the
corpus.
Spearman's Rho test yielded a moderate inverse
correlation (rs =
−.604;
p < .001), explaining
36.5
%
of
the
shared
variance,
so
the
null
hypothesis was rejected. Academically oriented
use (rs = .304) and self-regulation (rs = .497), in
contrast,
correlated
positively
with
writing
quality. It was concluded that the effect of social
media use on academic writing does not depend
on the intensity of exposure but on the type of
use students make of it, a finding that shifts the
focus
of
educational
intervention
from
restricting screen time toward the pedagogical
guidance of digital practices.
Keywords: Academic writing, Social media,
Communicative
competence,
Secondary
education, Digital literacy.
Sumário
As
redes
sociais
constituem
hoje
o
principal
ambiente
de
escrita
dos
adolescentes,
o
que
levanta
questões
sobre
sua
relação
com
a
produção escrita escolar. O objetivo da pesquisa
foi determinar a relação entre o uso das redes
sociais e a qualidade da escrita acadêmica em
estudantes
do
ensino
médio
de
uma
unidade
educacional
fiscal
da
província
de
Imbabura,
Equador.
Para
a
análise,
foi
aplicada
uma
abordagem
quantitativa,
com
desenho
não
experimental,
transversal
e
escopo
correlacional,
no
qual
participaram
200
estudantes
da
amostra,
selecionados
por
amostragem
probabilística
estratificada
proporcional
por
série.
Foram
aplicados
um
questionário sobre o uso de redes sociais (α =
0,881), uma rubrica de redação analítica (α =
0,847) e uma ficha de classificação de erros. Os
resultados
evidenciaram
uma
relação
inversa
entre ambas as variáveis: 64,0 % dos estudantes
permaneceram conectados por mais de quatro
horas por dia e a qualidade da
escrita atingiu
média de 11,38 de 20 pontos, com os erros de
acentuação
representando
32,1
%
das
5.671
ocorrências registradas no corpus. O teste Rho
de Spearman apresentou uma correlação inversa
moderada (rs = −0,604; p < 0,001), que explicou
36,5 % da variância compartilhada, pelo que a
hipótese
nula
foi
rejeitada.
O
uso
para
fins
acadêmicos (rs = 0,304) e a autorregulação (rs
=
0,497),
por
outro
lado,
correlacionaram-se
positivamente
com
a
qualidade
da
escrita.
Concluiu-se
que
o
efeito
do
uso
das
redes
sociais sobre a escrita acadêmica não depende
da intensidade da exposição, mas do tipo de uso
que os estudantes fazem delas, um achado que
desloca
o
foco
da
intervenção
educativa
da
restrição
do
tempo
de
tela
para
a
orientação
pedagógica das práticas digitais.
Palavras-chave: Redação acadêmica, Mídias
sociais,
Competência
comunicativa,
Ensino
médio, Alfabetização digital.
Introducción
Los
adolescentes
escriben
hoy
más
que
cualquier
generación
anterior,
pero
lo
hacen
mayoritariamente
fuera
de
la
escuela.
La
mensajería
instantánea,
los
comentarios
en
plataformas de video corto y las publicaciones
efímeras conforman entornos con convenciones
propias, economía gráfica, supresión de la tilde,
abreviación
y
uso
de
recursos
paraverbales.
Ciencia y Educación
(L-ISSN: 2790-8402 E-ISSN: 2707-3378)
Vol. 7 No. 11.1
Edición Especial XI 2026
Página 640
Estas prácticas no son una versión defectuosa de
la
escritura
escolar,
pero
si
son
un
repertorio
letrado
distinto,
con
normas
y
comunidades
discursivas específicas (Vargas et al., 2025). El
problema educativo no reside en la existencia de
ese repertorio, sino en la dificultad para transitar
entre
él
y
el
registro
académico
cuando
la
situación comunicativa lo exige. Quiles (2021)
documentó, en estudiantes de educación fiscal,
cómo
los
rasgos
del
lenguaje
de
las
redes
migran hacia la escritura académico-científica
sin que quienes escriben adviertan el desajuste.
Ese
tránsito
fallido,
y
no
la
plataforma
en
sí
misma, es lo que el presente estudio tiene como
finalidad de examinar.
En el Ecuador la conectividad dejó de ser una
tendencia
emergente
para
convertirse
en
una
condición
estructural.
Según
el
Instituto
Nacional de Estadística y Censos (INEC, 2025)
el uso de internet en la población de cinco años
y más pasó del 54,1 % en 2016 al 80,1 % en
2025,
mientras
que
los
hogares
con
acceso
a
internet
crecieron
del
36,0
%
al
71,3
%
y
la
tenencia de teléfono inteligente se duplicó, del
29,7 % al 59,3 %. El analfabetismo digital se
redujo del 11,5 % al 2,1 % en el mismo período.
Dos
datos
de
esa
misma
fuente
resultan
especialmente relevantes para este estudio. El
primero es que, entre la población cuyo nivel de
instrucción es el bachillerato, el uso de internet
alcanza
el
88,9
%
y
la
tenencia
de
teléfono
inteligente el 81,8 %, cifras muy superiores a la
media
nacional.
El
segundo
es
la
finalidad
declarada
de
ese
uso
el
76,8
%
lo
destina
a
comunicaciones, el 13,0 % a entretenimiento y
apenas
el
6,9
%
a
educación
y
aprendizaje
(INEC,
2025).
La
lectura
conjunta
de
ambos
indicadores describe con precisión el escenario
del problema. El estudiantado de bachillerato es
el
grupo
más
conectado
del
país
y
al
mismo
tiempo, destina a fines educativos menos de uno
de cada catorce
usos
de internet.
La
escritura
digital
informal
no
compite
con
la
escritura
académica, la precede, la excede ampliamente
en volumen y termina por configurar el hábito
escritural
dominante.
En
el
contexto
institucional
en
donde
se
desarrolla
la
investigación,
en
este
caso
en
una
Unidad
Educativa Fiscal de la Zona 1, perteneciente a
la
Provincia
de
Imbabura,
Cantón
Ibarra,
Parroquia El Sagrario, la junta de del área de
Lengua
y
Literatura
registró
durante
los
dos
períodos
lectivos
previos
un
promedio
que
alcanza el 7,12 sobre 10 para primero y segundo
de
bachillerato,
siendo
el
más
bajo
entre
las
asignaturas del tronco común.
El
38,4
%
del
estudiantado
se
ubicó
en
la
categoría
de
próximo
a
alcanzar
los
aprendizajes requeridos o por debajo de ella. La
revisión
documental
de
los
trabajos
escritos
archivados por la junta de área permitió precisar
el
cuadro.
Se
identificaron
cinco
manifestaciones
recurrentes,
omisión
sistemática de la tilde; uso irregular o ausente
de
los
signos
de
puntuación;
errores
de
concordancia
gramatical;
presencia
de
abreviaturas
y
alargamientos
expresivos
propios
de
la
mensajería;
y
dificultad
para
sostener el registro formal a lo largo de un texto
extenso.
Las
dos
primeras
aparecían
en
aproximadamente nueve de cada diez trabajos
revisados.
Los
docentes
del
área
atribuyen
preliminarmente estas manifestaciones a cuatro
factores:
la
exposición
prolongada
y
no
regulada
a
entornos
digitales
informales;
el
predominio del registro coloquial digital como
norma de escritura habitual; la escasa práctica
sostenida de escritura académica en el aula y la
ausencia de mediación docente explícita sobre
la conmutación
de registros. Ninguna de esas
atribuciones,
sin
embargo,
contaba
con
Ciencia y Educación
(L-ISSN: 2790-8402 E-ISSN: 2707-3378)
Vol. 7 No. 11.1
Edición Especial XI 2026
Página 641
verificación
empírica.
Allí
radica
la
justificación
del
estudio.
Dimensionar
el
fenómeno con instrumentos validados y no solo
con la percepción de los docentes, esto permite
orientar
decisiones
didácticas
fundamentadas
en
el
área
de
Lengua
y
Literatura.
El
trabajo
aporta además evidencia sobre un vínculo poco
explorado: la literatura regional correlaciona el
uso
de
redes
sociales
con
el
rendimiento
académico global, en el que la escritura queda
diluida entre múltiples factores y rara vez con
una medición directa del texto producido.
A ello se suma un segundo aporte como es la
revisión de literatura en diferentes artículos de
alta referencia publicados entre los años 2022 y
2025,
en
bases
indexadas
como;
SciELO
y
Google Scholar, en donde se encuentran análisis
generales de usos recreativos y académicos en
un
mismo
contenido.
Considerando
estos
hallazgos
de
la
literatura,
la
investigación
permite
examinar
si
la
relación
entre
ambas
variables se comporta de manera homogénea o
si varía según la finalidad con que se emplean
las plataformas.
Casa et al. (2025) en una investigación realizada
con
250
estudiantes
universitarios
peruanos,
encontraron
una
correlación
inversa
débil,
aunque significativa, entre el uso de las redes
sociales
y
el
rendimiento
académico
(rs
=
−0,152;
p
=
0,044),
y
advirtieron
sobre
la
necesidad
de
valorar
otros
factores
antes
de
atribuir efectos a dichas plataformas. Paniora et
al.
(2021)
hallan
en
el
estudio
realizado
a
estudiantes de educación básica de Perú, en el
área
de
comunicación
unos
resultados
convergentes tanto en la dirección como en la
magnitud.
Así
mismo
Vilca
et
al.
(2022)
encuentran
lo
mismo
pero
esta
vez
en
estudiantes universitarios de la zona andina. De
igual
forma
la
investigación
de
Muñoz
et
al.
(2023)
analiza
el
efecto
de
las
redes
sociales
como Instagram y TikTok en cómo influyen el
rendimiento
académico
en
los
adolescentes,
aquí
se
encuentra
una
relación
negativa
que
vincula
al
tiempo
de
interactuar
en
estas
plataformas.
Considerando
otra
línea
se
establece
el
efecto
en
variables
de
autorregulación
previa
que
incluso
a
la
exposición en sí misma. Para lo cual Yana et al.
(2022) en su investigación demuestra como los
estudiantes
de
nivel
medio
de
Perú
tienen
adicción a las redes sociales y la procrastinación
académica.
De igual manera Sanz et al. (2022) en su estudio
analiza el uso excesivo de las redes sociales y
las consecuencias en rendimiento académico en
los
estudiantes
universitarios,
mientras
que
Simbaña
et
al.
(2024)
en
su
investigación
muestra el efecto de la procrastinación sobre el
rendimiento escolar en el contexto ecuatoriano.
Así
mismo
Olivares
et
al.
(2024)
matizan
el
panorama
al
mostrar
el
impacto
de
las
plataformas
sobre
los
hábitos
de
estudio
los
cuales varía sustancialmente según el perfil de
uso de cada estudiante.
Bejarano
et.
al.
(2024)
dan
a
conocer
en
su
estudio el efecto de las redes sociales sobre la
disortografía en el bachillerato ecuatoriano en
donde
se
identifica
que
el
ritmo
y
la
informalidad
propia
de
la
interacción
comunicativa de las redes sociales contribuyen
a
reforzar
hábitos
ortográficos
incorrectos
y
posteriormente acarrean consecuencias sobre el
rendimiento
académico
y
la
auto-percepción
que tiene el estudiantado. De la misma manera
Párraga et al. (2023) en su investigación realiza
una
descripción
sobre
la
prevalencia
de
la
disortografía
en
la
educación
general
básica
ecuatoriana
y
sugieren
aplicar
diferentes
estrategias para un tratamiento activo, alineados
con la disortografía y las redes sociales. Por su
parte
Torres
(2026)
analizó
varios
casos
de
Ciencia y Educación
(L-ISSN: 2790-8402 E-ISSN: 2707-3378)
Vol. 7 No. 11.1
Edición Especial XI 2026
Página 642
estudiantes
de
secundaria
de
Paraguay
en
la
relación
entre
redes
sociales
y
habilidades
lingüísticas
en
donde
encontró
grandes
inconvenientes
por
efecto
del
mal
uso
de
las
redes sociales. De igual manera Quiles (2021)
en su investigación encuentra resultados poco
satisfactorios
sobre
el
lenguaje
utilizado
en
redes
sociales
y
aplicados
al
lenguaje
académico o científico.
El
uso
de
las
redes
sociales
en
el
ámbito
educativo
no
genera
efectos
exclusivamente
positivos o negativos en la educación. Por un
lado,
Chávez
y
Barahona
(2024)
destacan
su
aplicación como recurso potencial para apoyar
el aprendizaje especialmente en estudiantes de
bachillerato.
Mientras que Faure et
al.
(2023)
señalan cambios significativos en los hábitos de
lectura
tras
la
pandemia
en
estudiantes
de
educación superior. En este sentido se considera
a las redes sociales y los entornos digitales que
si
pueden
contribuir
al
aprendizaje
siempre
y
cuando
exista
un
contexto
y
orientación
que
promueva el uso crítico y educativo.
En
la
escritura
como
estudio
en
concreto,
Cornelio (2022) muestra el potencial del blog
para desarrollar el componente actitudinal de la
competencia
comunicativa
escrita.
Mientras
que
el
estudio
de
Chaverra
et
al.
(2023)
menciona
varios
contenidos
educativos
digitales
que
orientan
de
forma
precisa
como
alcanzar
una
escritura
académica
de
calidad.
Por
su
parte,
Martí
et
al.
(2024)
encuentran
resultados análogos mediante videorreseñas en
la formación docente, demostrando que el signo
del vínculo parece depender menos del medio
que de la finalidad con que se lo utiliza. Dos
vacíos
persisten
pese
a
esta
acumulación.
El
primero
es
metodológico,
la
calidad
de
la
escritura
suele
inferirse
de
la
percepción
de
docentes
o
estudiantes
y
no
de
la
evaluación
directa de textos con instrumentos de criterios
explícitos. El segundo es analítico, casi ningún
trabajo desagrega el tipo de uso, lo que impide
distinguir efectos de signo opuesto. El presente
estudio se propuso cubrir ambos. A partir de lo
expuesto,
el
problema
de
investigación
puede
formularse del siguiente modo, el estudiantado
de
bachillerato
incorpora
cotidianamente
un
repertorio
de
escritura
digital
con
normas
propias, mientras la escuela exige el dominio de
un registro académico distinto, y no se dispone
de evidencia local que, mediante la evaluación
directa de textos, determine cómo se relaciona
ese uso con el desempeño escritural efectivo ni
si
dicha
relación
varía
según
la
finalidad
con
que se emplean las plataformas.
De
esta
formulación
se
derivan
las
siguientes
preguntas de investigación: ¿qué relación existe
entre el uso de redes sociales y la calidad de la
escritura
académica
en
estudiantes
de
bachillerato?,
y
¿cómo
se
relaciona
cada
dimensión
del
uso
de
redes
sociales
con
los
criterios específicos de calidad de la escritura
evaluados
mediante
la
rúbrica?
En
consecuencia,
el
objetivo
del
estudio
fue
determinar
la
relación
entre
el
uso
de
redes
sociales y la calidad de la escritura académica
en
estudiantes
de
bachillerato
de
una
unidad
educativa fiscal de la provincia de Imbabura.
Para alcanzar el objetivo principal, se planteó
caracterizar
los
patrones
de
uso
de
redes
sociales del
estudiantado participante;
evaluar
la calidad de su producción escrita mediante una
rúbrica
analítica;
y
establecer
el
grado
y
el
sentido de la correlación entre ambas variables
y
sus
respectivas
dimensiones.
El
sustento
teórico
del
estudio
articula
dos
marcos
complementarios.
El
primero
es
el
conectivismo,
formulado
por
Siemens
(2004)
como teoría del aprendizaje para la era digital:
aprender
consiste
en
establecer
y
sostener
conexiones entre nodos de información, dentro
Ciencia y Educación
(L-ISSN: 2790-8402 E-ISSN: 2707-3378)
Vol. 7 No. 11.1
Edición Especial XI 2026
Página 643
y fuera del individuo, de modo que el efecto de
las
redes
sociales
sobre
la
escritura
no
es
uniforme, sino que depende de qué conexiones
se activan y con qué propósito. El segundo es la
alfabetización académica (Carlino, 2013), que
entiende
la
escritura
académica
no
como
una
habilidad general ya adquirida, sino como una
práctica que debe enseñarse de manera explícita
en
cada
contexto
disciplinar.
Ambos
marcos
convergen
en
la
noción
de
conmutación
de
registros:
la
capacidad
de
elegir,
de
forma
consciente,
las
convenciones
apropiadas
para
cada situación comunicativa; el error se produce
cuando
una
convención
propia
del
entorno
digital
se
traslada,
sin
ese
conocimiento
metalingüístico,
a
un
texto
escolar
(Castro,
2024).
A efectos operativos, la calidad de la escritura
académica
se
entendió
en
esta
investigación
como
el
dominio
simultáneo
de
cinco
componentes:
corrección
ortográfica,
corrección
gramatical
y
concordancia,
puntuación,
coherencia
y
cohesión,
y
adecuación al registro académico, delimitación
congruente
con
los
trabajos
previos
sobre
producción escrita en la Educación Secundaria
(Bautista
et
al.,
2024).
Y
que
fundamentó
la
rúbrica utilizada.
Materiales y Métodos
La investigación es descriptiva con un enfoque
cuantitativo.
Por
su
finalidad
fue
de
tipo
aplicada; por su alcance, correlacional; y por su
diseño, no experimental y de corte transversal,
dado que no hubo manipulación de las variables
y
la
información
se
recogió
en
un
único
momento
de
un
período
del
año
lectivo.
El
carácter
cuantitativo
se
sostiene
en
el
tratamiento
dado
a
los
tres
instrumentos.
El
cuestionario y la rúbrica generan puntuaciones
numéricas
de
intervalo.
La
ficha
de
errores
opera
mediante
análisis
de
contenido
con
categorías
predefinidas
y
excluyentes,
fijadas
antes de la codificación y no emergentes de los
datos, cuyo producto es una frecuencia absoluta
por
categoría
y
una
densidad
por
cada
cien
palabras. Las tres matrices se integraron en una
única
base
de
datos
y
todas
las
variables
se
sometieron
a
los
mismos
procedimientos
estadísticos.
Hipótesis
de
investigación
(Hi),
existe
una
correlación
inversa
y
estadísticamente
significativa
entre
el
uso
de
redes
sociales
y
la
calidad
de
la
escritura
académica de los estudiantes de bachillerato de
la
institución.
Hipótesis
nula
(H0),
no
existe
correlación estadísticamente significativa entre
ambas variables. Regla de decisión, se rechaza
H0 si el valor de p resulta inferior a 0,05.
La población se conformó por 268 estudiantes
matriculados
en
primero
y
segundo
de
bachillerato de una unidad educativa fiscal de la
Zona 1, provincia de Imbabura, cantón Ibarra,
parroquia
El
Sagrario.
Aquí
se
calculó
el
tamaño muestral con la fórmula para población
finita, con un nivel de confianza del 95 %, un
margen
de
error
del
4
%
y
una
proporción
esperada de 0,5 lo que arrojó un mínimo de 194
casos.
De
tal
manera
se
trabaja
con
200
participantes, seleccionados mediante muestreo
probabilístico
estratificado
proporcional
por
curso.
La muestra quedó integrada por 112 estudiantes
de
primero
de
bachillerato
(56,0
%)
y
88
de
segundo
(44,0
%),
con
edades
comprendidas
entre los 15 y los 17 años (M = 15,8; DE = 0,72);
104
participantes
se
identificaron
como
hombres (52,0 %) y 96 como mujeres (48,0 %).
Los
criterios
de
inclusión
fueron
matrícula
vigente,
aprobación
del
estudiante,
consentimiento
del
representante
legal
y
asistencia a las dos sesiones de recolección. Se
excluyeron los instrumentos incompletos y los
estudiantes
con
adaptación
curricular
Ciencia y Educación
(L-ISSN: 2790-8402 E-ISSN: 2707-3378)
Vol. 7 No. 11.1
Edición Especial XI 2026
Página 644
significativa en el área de Lengua y Literatura.
Se aplicó un cuestionario de 25 ítems con escala
Likert de cinco puntos (1 = nunca; 5 = siempre),
adaptado del Cuestionario de Adicción a Redes
Sociales
(ARS),
instrumento
originalmente
construido
por
Escurra
y
Salas
y
validado
psicométricamente
en
población
adolescente
hispanohablante
por
González
et
al.
(2021),
quienes
reportaron
una
estructura
de
tres
factores y un alfa de Cronbach de 0,91 en una
muestra de 1 034 adolescentes mexicanos.
La
adaptación
consistió
en
conservar
la
estructura de respuesta original, incorporar dos
dimensiones
ausentes
en
el
instrumento
base
registro lingüístico empleado y finalidad de uso
y reformular los ítems referidos a plataformas
obsoletas. Las puntuaciones brutas, con rango
teórico de 25 a 125 puntos, se transformaron a
un
índice
de
0
a
100.
Ocho
ítems
se
recodificaron de manera inversa para el cálculo
del índice global.
Tabla 1.
Estructura del cuestionario de uso de
redes sociales.
Dimensión
Ítems
Ítems
inversos
α
Tiempo de exposición
diaria
1 – 5
—
0,812
Frecuencia y plataformas
utilizadas
6 – 10
—
0,798
Finalidad de uso
11 – 15
13, 14, 15
0,776
Registro lingüístico
empleado
16 – 20
—
0,845
Autorregulación del uso
21 – 25
21 a 25
0,823
Índice global
1 – 25
8 ítems
0,881
Fuente: Elaboración propia.
Los
ítems
inversos
se
recodificaron
con
la
fórmula
6
−
respuesta
antes
de
integrarlos
al
índice global. α = coeficiente alfa de Cronbach
obtenido en la prueba piloto (n = 30). La tabla
anterior
muestra
que
las
cinco
dimensiones
alcanzaron coeficientes alfa superiores a 0,77 y
que el instrumento completo se ubicó en 0,881
valor considerado bueno para escalas de actitud.
La dimensión de mayor consistencia interna fue
registro
lingüístico
empleado
(0,845)
lo
que
resulta esperable por la
homogeneidad de sus
ítems. La rúbrica se construyó en cuatro fases.
Primero se derivaron los cinco
criterios de la
operacionalización
teórica
de
la
variable
expuesta
en
la
introducción.
Después
se
redactaron cuatro descriptores por criterio, con
umbrales cuantificados en los casos en que la
norma
lo
permite.
Enseguida
se
sometió
la
versión
preliminar
a
juicio
de
cinco
expertos
con un alto grado de experiencia entre 18 y 23
años en la asignatura de lengua y literatura e
investigación. Finalmente se ajustó la redacción
de
siete
descriptores
según
las
observaciones
recibidas.
La
versión
definitiva
valora
corrección
ortográfica,
corrección
gramatical
y
concordancia,
puntuación,
coherencia
y
cohesión, y adecuación al registro académico,
en cuatro niveles de desempeño de 1 a 4 puntos,
más
el
valor
0
cuando
el
texto
no
ofrece
evidencia suficiente para valorar el criterio. El
puntaje
total
oscila
entre
0
y
20
puntos.
La
rúbrica se aplicó sobre un texto argumentativo
de entre 250 y 300 palabras producido por cada
participante.
La ficha organiza el análisis del corpus en seis
categorías mutuamente excluyentes, ortografía
acentual,
ortografía
literal,
puntuación,
coherencia y cohesión, concordancia gramatical
y
marcas
del
registro
digital
informal.
Cada
categoría
cuenta
con
criterio
de
inclusión
y
ejemplos.
Cuando
un
segmento
admite
dos
clasificaciones, prevalece la categoría de nivel
inferior.
Se
registra
una
ocurrencia
por
error
identificado y se calcula la densidad por cada
cien
palabras.
La
validez
de
contenido
se
estableció mediante un juicio de cinco expertos
tres docentes de Lengua y Literatura con grado
de
magíster
y
dos
metodólogos
de
investigación, quienes valoraron cada ítem
en
Ciencia y Educación
(L-ISSN: 2790-8402 E-ISSN: 2707-3378)
Vol. 7 No. 11.1
Edición Especial XI 2026
Página 645
claridad, coherencia y relevancia con una escala
de
cuatro
puntos.
La
confiabilidad
se
calculó
sobre
una
prueba
piloto
aplicada
a
30
estudiantes
de
una
institución
con
características equivalentes, ajena a la muestra.
Tabla 2.
Validez de contenido y confiabilidad
de los instrumentos.
Instrumento
Elementos
V de
Aiken
Confiabilidad
Valor
Cuestionario de
uso de redes
sociales
25 ítems
0,93
Alfa de Cronbach
0,881
Rúbrica analítica
de escritura
5 criterios
0,95
Alfa de Cronbach
0,847
Ficha de
clasificación de
errores
6 categorías
0,91
Kappa de Cohen
0,840
Fuente: Elaboración propia.
Los tres instrumentos superaron ampliamente el
umbral de 0,80 en validez de contenido, con el
valor más alto en la rúbrica (0,95). En cuanto a
la
confiabilidad
los
resultados
del
coeficiente
alfa
se
ubicaron
en
el
rango
bueno
y
la
concordancia
interevaluadores
de
la
ficha
de
errores
alcanzó
una
kappa
de
0,840
interpretable
como
acuerdo
casi
perfecto.
Luego
de
obtener
el
aval
de
la
máxima
autoridad
de
la
Institución
que
se
realiza
el
estudio y los consentimientos correspondientes,
la
recolección
de
información
se
organiza
en
dos sesiones separadas por una semana.
En la primera se aplicó el cuestionario, con una
duración
aproximada
de
25
minutos.
En
la
segunda se administró la prueba pedagógica de
producción escrita, con 60 minutos de trabajo
efectivo,
sin
acceso
a
dispositivos
ni
a
correctores
automáticos,
a
partir
de
una
consigna
argumentativa
común
para
ambos
cursos. Los textos se transcribieron respetando
escrupulosamente
la
grafía
original,
incluidas
tildes omitidas, abreviaturas y signos ausentes,
dado
que
cualquier
corrección
durante
la
transcripción
habría
invalidado
el
análisis
de
errores.
Se
anonimizaron
mediante
códigos
alfanuméricos
y
fueron
calificados
de
forma
independiente;
las
discrepancias
superiores
a
dos
puntos
se
resolvieron
por
consenso,
procedimiento que afectó al 6,5 % de los textos.
Los
datos
se
procesaron
en
SPSS
v.
23.
En
donde se calcularon todos los datos estadísticos.
Dado
que
la
muestra
supera
los
50
casos,
la
normalidad
se
verificó
con
la
prueba
de
Kolmogórov-Smirnov
con
corrección
de
Lilliefors.
Al
no
cumplirse
el
supuesto
en
una
de
las
variables,
el
contraste
de
hipótesis
se
realizó
con
el
coeficiente
de
correlación
Rho
de
Spearman, con un nivel de significación de α =
0,05
y
contraste
bilateral.
La
matriz
de
datos
integró
tres
bloques
por
participante,
las
25
respuestas
del
cuestionario
y
sus
cinco
puntuaciones
dimensionales;
las
cinco
valoraciones de la rúbrica y su puntaje total; y
las seis frecuencias de error, el total de palabras
del
texto
y
la
densidad
resultante.
Esta
integración
permitió
correlacionar
los
índices
globales
y
la
dimensión
del
uso
con
cada
criterio de la rúbrica.
Se obtuvo consentimiento informado escrito de
los representantes legales y aprobación de los
estudiantes, informados del carácter voluntario
de
su
participación
y
de
la
posibilidad
de
retirarse
en
cualquier
momento
sin
consecuencia
académica.
No
se
registraron
datos,
los
instrumentos
se
codificaron
alfanuméricamente y los textos se anonimizaron
antes
del
procesamiento.
Los
modelos
de
consentimiento
y
aprobación
se
encuentran
disponibles a solicitud del comité editorial.
Resultados y Discusión
El índice global de uso alcanzó una media de
63,47
puntos
sobre
100
(DE
=
12,08).
Al
categorizar
las
puntuaciones,
112
estudiantes
(56,0 %) se ubicaron en el nivel alto, 61 (30,5
Ciencia y Educación
(L-ISSN: 2790-8402 E-ISSN: 2707-3378)
Vol. 7 No. 11.1
Edición Especial XI 2026
Página 646
%) en el nivel medio y 27 (13,5 %) en el nivel
bajo.
La
Tabla
3
desglosa
el
comportamiento
por dimensión.
Tabla 3.
Puntuaciones por dimensión del uso de
redes sociales (n = 200).
Dimensión
M
DE
Mín.
Máx.
Frecuencia y
plataformas utilizadas
71,05
13,62
28
98
Registro lingüístico
empleado
70,45
14,88
22
100
Tiempo de exposición
diaria
68,20
14,35
25
100
Finalidad de uso
64,80
15,10
20
95
Autorregulación del
uso
42,85
16,24
10
88
Índice global
63,47
12,08
31
92
Fuente: Elaboración propia.
Las
dimensiones
finalidad
de
uso
y
autorregulación
aparecen
recodificadas
en
sentido
inverso,
de
modo
que
un
valor
alto
indica
menor
orientación
académica
y
menor
control
voluntario.
La
tabla
revela
un
perfil
desigual.
Las
dimensiones
vinculadas
a
la
intensidad
de
la
interacción
y
al
arrastre
del
registro
informal
superan
los
70
puntos,
mientras
que
la
autorregulación
se
sitúa
20
puntos por debajo del índice global (42,85).
Dicho de otro modo, el estudiantado interactúa
de
manera
intensiva
y
con
marcas
informales
acentuadas,
pero
ejerce
escaso
control
voluntario sobre ese uso, que es la dimensión
con mayor dispersión (DE = 16,24). Casi dos de
cada
tres
participantes
(64,0
%)
permanecen
conectados más de cuatro horas diarias y uno de
cada cuatro (24,5 %) supera las seis horas. Solo
el 9,0 % declara una exposición inferior a dos
horas. La distribución se concentra en el tramo
de cuatro a seis horas, que agrupa por sí solo al
39,5 % de la muestra.
Tabla 4.
Tiempo de exposición diaria a redes sociales (n = 200).
Tiempo de exposición diaria
f
%
% acumulado
Menos de 2 horas
18
9,0
9,0
De 2 a 4 horas
54
27,0
36,0
De 4 a 6 horas
79
39,5
75,5
Más de 6 horas
49
24,5
100,0
Total
200
100,0
—
Fuente: Elaboración propia.
Tabla
5.
Plataformas
utilizadas
y
finalidad
declarada de uso (n = 200).
Plataforma / finalidad
f
%
TikTok
183
91,5
WhatsApp
178
89,0
Instagram
149
74,5
YouTube
124
62,0
Facebook
86
43,0
X
27
13,5
Finalidad: entretenimiento
169
84,5
Finalidad: interacción social
156
78,0
Finalidad: consulta académica
61
30,5
Finalidad: creación de contenido
39
19,5
Fuente: Elaboración propia.
El
orden
de
las
plataformas
confirma
el
desplazamiento hacia formatos de video corto,
TikTok encabeza el uso con 91,5 % y desplaza
a
Facebook,
que
retrocede
al
43,0
%.
La
finalidad
declarada
muestra
un
desequilibrio
nítido. El entretenimiento y la interacción social
superan
el
78
%,
mientras
que
la
consulta
académica
apenas
alcanza
al
30,5
%
de
la
muestra.
Este
dato
reproduce,
en
el
plano
institucional, la distribución nacional reportada
por
el
INEC
(2025).
Respecto
del
registro
lingüístico,
161
participantes
(80,5
%)
reconocieron omitir sistemáticamente las tildes
al escribir en estas plataformas, 147 (73,5 %)
declararon
emplear
abreviaturas
del
tipo
«q»,
«xq» o «tmb», y 128 (64,0 %) admitieron haber
trasladado alguna vez esas formas a un trabajo
Ciencia y Educación
(L-ISSN: 2790-8402 E-ISSN: 2707-3378)
Vol. 7 No. 11.1
Edición Especial XI 2026
Página 647
escolar
sin
advertirlo.
La
calificación
media
obtenida en la rúbrica fue de 11,38 puntos sobre
20
(DE
=
2,91),
correspondiente
a
un
nivel
regular. La Tabla 6 presenta la distribución por
niveles de desempeño.
Tabla
6.
Niveles
de
calidad
de
la
escritura
académica (n = 200).
Nivel de desempeño
Rango
f
%
Insuficiente
0 – 9
65
32,5
Regular
10 – 13
86
43,0
Bueno
14 – 17
41
20,5
Excelente
18 – 20
8
4,0
Total
—
200
100,0
Fuente: Elaboración propia.
Tres de cada cuatro participantes (75,5 %) se
ubican en los niveles insuficiente o regular, y
apenas el 4,0 % alcanza el nivel excelente. La
concentración en el tramo intermedio indica que
el problema no es la incapacidad de producir un
texto
argumentativo,
sino
la
dificultad
para
sostener la corrección formal a lo largo de él. La
Tabla 7 permite localizar dónde se produce esa
pérdida.
Tabla 7.
Puntuaciones medias por criterio de la
rúbrica analítica (n = 200).
Criterio
M
DE
Mín.
Máx.
Corrección ortográfica
1,87
0,73
0
4
Puntuación
2,02
0,76
1
4
Corrección gramatical y
concordancia
2,29
0,70
1
4
Coherencia y cohesión
2,48
0,83
1
4
Adecuación al registro
académico
2,72
0,79
1
4
Puntuación total
11,38
2,91
5
19
Fuente: Elaboración propia.
El criterio más comprometido es la corrección
ortográfica
(M
=
1,87),
seguido
por
la
puntuación
(M
=
2,02);
ambos
se
sitúan
por
debajo
del
punto
medio
de
la
escala.
En
el
extremo
opuesto,
la
adecuación
al
registro
académico
obtiene
la
media
más
alta
(M
=
2,72).
La
distancia
entre
ambos
extremos,
de
0,85
puntos,
sugiere
que
los
estudiantes
reconocen qué se espera de un texto formal pero
no
disponen
de
los
automatismos
microestructurales que esa formalidad exige. El
corpus reunió 200 textos argumentativos con un
total
de
56
480
palabras,
en
los
que
se
registraron
5
671
errores,
equivalentes
a
una
densidad
de
10,04
errores
por
cada
cien
palabras.
La
Tabla
8
presenta
su
distribución
por categoría.
Tabla 8.
Distribución de errores identificados
en el corpus escrito.
Categoría de error
F
%
Densidad
Ortografía acentual (tildes)
1 819
32,1
3,22
Ortografía literal (b/v,
s/c/z, h)
1 174
20,7
2,08
Puntuación
1 015
17,9
1,80
Coherencia y cohesión
697
12,3
1,23
Concordancia gramatical
533
9,4
0,94
Marcas del registro digital
informal
433
7,6
0,77
Total
5 671
100,0
10,04
Fuente: Elaboración propia.
Densidad
expresada
en
errores
por
cada
cien
palabras sobre un corpus de 56 480 palabras. La
categoría de marcas del registro digital agrupa
abreviaturas
de
mensajería,
alargamientos
expresivos, emoticonos y ausencia sistemática
de
mayúscula
inicial.
Los
datos
de
la
tabla
precisan
la
naturaleza
del
problema.
La
ortografía
concentra
más
de
la
mitad
de
las
ocurrencias si se suman sus dos categorías (52,8
%),
y
la
acentual
por
sí
sola
triplica
a
la
concordancia gramatical.
Las
marcas
explícitas
del
registro
digital,
en
cambio, representan la proporción más baja (7,6
%),
lo
que
matiza
la
percepción
docente
registrada
en
el
diagnóstico
institucional,
los
estudiantes
rara
vez
escriben
«xq»
en
un
ensayo, pero arrastran de manera consistente los
automatismos
ortográficos
consolidados
en
la
escritura
digital.
Antes
del
contraste
de
hipótesis se verificó el supuesto de normalidad.
Dado
que
la
muestra
supera
los
50
casos,
se
empleó la prueba de Kolmogórov-Smirnov con
Ciencia y Educación
(L-ISSN: 2790-8402 E-ISSN: 2707-3378)
Vol. 7 No. 11.1
Edición Especial XI 2026
Página 648
corrección de Lilliefors. La variable calidad de
la
escritura
académica
no
se
ajusta
a
una
distribución normal (p = 0,003), mientras que el
uso de redes sociales sí lo hace (p = 0,200). Al
incumplirse
el
supuesto
en
una
de
las
dos
variables, se descartó el coeficiente de Pearson
y
se
optó
por
estadística
no
paramétrica,
aplicando la Rho de Spearman. La correlación
entre el índice global de uso de redes sociales y
la
puntuación
total
de
calidad
de
la
escritura
resultó
inversa,
de
magnitud
moderada
y
estadísticamente significativa (rs = −0,604; p <
0,001; n = 200). El coeficiente de determinación
asociado (rs² = 0,365) indica que el 36,5 % de
la varianza compartida entre ambas medidas se
explica
por
su
relación
mutua.
La
Tabla
10
desagrega el resultado por dimensión.
Tabla
9.
Prueba
de
normalidad
de
Kolmogórov-Smirnov
con
corrección
de
Lilliefors.
Variable
Estadístico
gl
p
Uso de redes sociales
0,048
200
0,200
Calidad de la escritura
académica
0,081
200
0,003
Fuente: Elaboración propia.
Correlación
significativa
al
nivel
de
0,01
(bilateral). Criterio de magnitud: débil (< 0,40),
moderada (0,40 a 0,69) y fuerte (≥ 0,70). Las
dimensiones
autorregulación
y
finalidad
académica se puntúan aquí en sentido directo.
La
tabla
muestra
que
la
correlación
no
se
comporta
de
manera
homogénea.
Las
dimensiones
vinculadas
a
la
exposición
no
regulada
y
al
arrastre
del
registro
informal
correlacionan
negativamente,
con
el
mayor
peso
en
registro
lingüístico
empleado
(rs
=
−0,639). En sentido opuesto, la autorregulación
(rs = 0,497) y el uso con finalidad académica (rs
=
0,304)
correlacionan
de
forma
positiva
y
significativa
con
el
desempeño
escritural.
El
signo de la relación, por tanto, depende de la
dimensión considerada.
Tabla 10.
Correlaciones de Spearman entre las
dimensiones
del
uso
de
redes
sociales
y
la
calidad de la escritura académica (n = 200).
Dimensión del uso de
redes sociales
Rs
p
Magnitud
Registro lingüístico
empleado
−0,639
< 0,001
Inversa
moderada
Índice global de uso
−0,604
< 0,001
Inversa
moderada
Tiempo de exposición
diaria
−0,562
< 0,001
Inversa
moderada
Frecuencia y plataformas
utilizadas
−0,431
< 0,001
Inversa
moderada
Autorregulación del uso
0,497
< 0,001
Directa
moderada
Uso con finalidad
académica
0,304
< 0,001
Directa débil
Fuente: Elaboración propia.
Tabla 11.
Correlaciones entre el índice global
de uso y cada criterio de la rúbrica (n = 200).
Criterio de la rúbrica
rs
p
Magnitud
Corrección ortográfica
−0,618
< 0,001
Inversa
moderada
Adecuación al registro
académico
−0,571
< 0,001
Inversa
moderada
Puntuación
−0,489
< 0,001
Inversa
moderada
Corrección gramatical y
concordancia
−0,452
< 0,001
Inversa
moderada
Coherencia y cohesión
−0,398
< 0,001
Inversa débil
Fuente: Elaboración propia.
El orden de los coeficientes reproduce el de la
Tabla 7. Los criterios más sensibles al uso de
redes sociales son la corrección ortográfica (rs
=
−0,618)
y
la
adecuación
al
registro
(rs
=
−0,571), mientras que la coherencia y cohesión
resulta
el
menos
afectado
(rs
=
−0,398).
El
hallazgo tiene una lectura clara, el uso intensivo
de plataformas se relaciona sobre todo con el
plano
microestructural
de
la
escritura,
y
solo
débilmente con la organización global del texto.
Como verificación convergente, el índice global
de
uso
correlacionó
de
manera
directa
con
la
densidad de errores del corpus (rs = 0,571; p <
0,001),
lo
que
confirma
el
resultado
desde
la
evidencia textual y no solo desde la valoración
de
la
rúbrica.
En
consecuencia,
se
rechaza
la
hipótesis
nula
y
se
acepta
la
hipótesis
de
investigación. Sobre la caracterización del uso
de redes sociales, el perfil obtenido confirma, en
Ciencia y Educación
(L-ISSN: 2790-8402 E-ISSN: 2707-3378)
Vol. 7 No. 11.1
Edición Especial XI 2026
Página 649
el plano institucional, la distribución nacional
reportada
por
el
INEC
(2025)
predominio
abrumador
de
los
usos
comunicativos
y
recreativos frente a una participación marginal
de los usos educativos. Que solo el 30,5 % de la
muestra
declare
consultar
contenidos
académicos en plataformas coincide con el 6,9
%
nacional
de
uso
de
internet
destinado
a
educación,
diferencia
atribuible
a
que
el
indicador
institucional
admite
respuesta
múltiple mientras el nacional registra la primera
opción.
El dato que más explica es la asimetría interna
del
índice.
La
autorregulación
está
20
puntos
por
debajo
de
las
demás
dimensiones,
lo
que
conlleva a describir un uso intensivo y un no uso
voluntario.
Esta
disposición
se
encuentra
coherente
con
lo
que
Yana
et
al.
(2022)
sostienen
y
denominan
adicción
a
redes
y
procrastinación académica, así como Simbaña-
Farinango et al. (2024) determinan la relación
de
la
procrastinación
con
el
rendimiento
académico ecuatoriano.
La concentración de un 75,5 % de la muestra en
los niveles insuficiente y regular se encuentra en
línea con lo que informaron Bejarano Urquizo
et al. (2024) y Párraga et al. (2023) de niveles
insuficientes
en
bachilleratos
y
educación
básica en Ecuador. La aportación específica de
este
estudio
ha
consistido
en
situar
en
qué
planos
se
produce
el
deterioro,
en
los
microestructurales
en
ningún
caso
de
la
organización global del texto. La composición
de
los
errores
resulta
particularmente
informativa. La ortografía acentual concentró el
32,1 % de las ocurrencias, muy por encima de
las marcas explícitas del registro digital (7,6 %).
Este dato contradice parcialmente la percepción
docente recogida en el diagnóstico institucional,
según
la
cual
el
problema
central
sería
la
aparición de abreviaturas y emoticones en los
trabajos escolares. Lo que el corpus evidencia
es
un
fenómeno
más
silencioso
y
difícil
de
corregir,
la
desaparición
de
la
tilde
como
automatismo.
Los
teclados
predictivos,
la
velocidad
de
la
interacción
y
la
irrelevancia
comunicativa
del
acento
gráfico
en
contextos
informales
configuran
una
norma
de
facto
de
desacentuación
que
el
estudiante
no
percibe
como transgresión. Quiles (2021) describió un
tránsito equivalente en estudiantes de educación
fiscal,
lo
que
sugiere
que
el
fenómeno
no
se
resuelve espontáneamente con el avance en el
sistema educativo.
La correlación inversa moderada obtenida (rs =
−0,604) resulta considerablemente más intensa
que la reportada por Casa-Coila et al. (2025) en
universitarios
peruanos
(rs
=
−0,152).
La
diferencia
admite
dos
explicaciones
complementarias. La primera es metodológica,
aquellos autores correlacionaron el uso de redes
con el desempeño académico global, constructo
multideterminado
en
el
que
la
escritura
constituye
apenas
uno
entre
muchos
factores,
mientras
que
aquí
se
midió
un
constructo
lingüístico específico y directamente expuesto
al registro digital.
La
segunda
explicación
es
evolutiva.
La
población de bachillerato atraviesa la etapa de
consolidación de la norma ortográfica, de modo
que
la
interferencia
de
un
registro
alternativo
encuentra menor resistencia que en escritores ya
formados. El hecho de que los coeficientes más
altos
correspondan
a
corrección
ortográfica
y
adecuación
al
registro,
y
el
más
bajo
a
coherencia y cohesión, refuerza esta lectura. El
resultado
con
mayores
consecuencias
pedagógicas
es,
sin
embargo,
la
correlación
positiva entre el uso con finalidad académica y
la
calidad
de
la
escritura
(rs
=
0,304),
acompañada por la de la autorregulación (rs =
0,497).
Ambos
coeficientes
desmienten
Ciencia y Educación
(L-ISSN: 2790-8402 E-ISSN: 2707-3378)
Vol. 7 No. 11.1
Edición Especial XI 2026
Página 650
cualquier
lectura
determinista,
los
mismos
estudiantes
que
se
conectan
durante
horas
obtienen mejores puntuaciones cuando declaran
usos orientados a la consulta, la producción o el
intercambio
académico.
Esta
evidencia
converge con la de Chávez y Barahona (2024),
en donde documentaron que las plataformas se
emplean
primordialmente
para
localizar
recursos vinculados a los contenidos escolares y
con
la
de
Faure
et
al.
(2023)
sobre
los
usos
formativos
en
educación
superior.
Cornelio
(2022),
Chaverra
et
al.
(2023)
y
Martí
et
al.
(2024)
quienes
demostraron
que
los
entornos
digitales deliberadamente diseñados mejoran la
competencia
comunicativa escrita
en lugar de
erosionarla.
Interpretados
desde
el
conectivismo,
los
coeficientes obtenidos adquieren coherencia. Si
el aprendizaje consiste en establecer y mantener
conexiones
entre
nodos
(Siemens,
2004),
la
variable
explicativa
no
es
una
cantidad
de
conexiones en si tiende a ser su naturaleza y su
propósito.
Mulumeoderhwa
(2024)
subraya
precisamente que el valor formativo de las redes
depende del tipo de nodo que se activa, lo que
explica por qué usos académicos y recreativos
correlacionan
en
sentidos
opuestos
con
una
misma variable dependiente. Desde el enfoque
de
la
alfabetización
académica,
los
errores
documentados no constituyen indicadores de un
déficit
individual,
más
bien
son
la
manifestación
de
una
trayectoria
letrada
configurada
mayoritariamente
en
entornos
informales sin mediación institucional. Carlino
(2013) sostiene que la escritura académica debe
enseñarse de manera explícita en cada contexto;
Vargas et al. (2025) y López (2024) muestran
cómo
las
trayectorias
digitales
previas
condicionan
esa
apropiación.
La
evidencia
obtenida
respalda
esa
lectura.
El
estudiantado
no ignora que un texto escolar exige formalidad,
como demuestra que la adecuación al registro
sea el criterio mejor puntuado de la rúbrica; lo
que
le
falta
son
los
automatismos
microestructurales que esa formalidad requiere.
El problema, en términos de Castro (2024), es
de
conmutación
de
registros
y
no
de
desconocimiento de la norma escolar.
El
diseño
correlacional
y
transversal
impide
cualquier
inferencia
causal,
la
correlación
documentada
es
compatible
tanto
con
la
hipótesis
de
que
el
uso
intensivo
deteriora
la
escritura como con la inversa, según la cual los
estudiantes
con
menor
competencia
escritural
encuentran
en
las
plataformas
un
entorno
de
menor exigencia. Solo un diseño longitudinal o
de
intervención
permitiría
discriminar
entre
ambas.
La
primera
variable
se
midió
por
autorreporte,
con
el
consiguiente
riesgo
de
deseabilidad
social
y
de
subestimación
del
tiempo
de
conexión;
registros
objetivos
de
tiempo de pantalla ofrecerían una medición más
precisa.
Tampoco
se
controlaron
variables
potencialmente
confusas
como
los
hábitos
de
lectura,
el
capital
cultural
familiar
o
el
desempeño
previo
en
el
área,
que
podrían
explicar
parte
de
la
varianza
atribuida
a
la
relación estudiada. Posteriormente, la muestra
procede
de
una
sola
institución
del
cantón
Ibarra,
por
lo
que
los
resultados
no
son
generalizables
al
conjunto
del
bachillerato
ecuatoriano.
Investigaciones
futuras
deberían
incorporar diseños multiinstitucionales y sobre
todo estudios de intervención que evalúen si una
enseñanza
explícita
de
la
conmutación
de
registros
modifica
la
relación
aquí
documentada.
Conclusiones
La
caracterización
del
uso
de
redes
sociales
permitió
establecer
que
el
estudiantado
de
bachillerato participante presenta un patrón de
Ciencia y Educación
(L-ISSN: 2790-8402 E-ISSN: 2707-3378)
Vol. 7 No. 11.1
Edición Especial XI 2026
Página 651
exposición
intensiva,
de
finalidad
predominantemente recreativa y comunicativa,
y
con
un
nivel
de
autorregulación
marcadamente
inferior
al
de
las
restantes
dimensiones
evaluadas.
Las
plataformas
de
video
corto
han
desplazado
a
las
redes
de
publicación tradicional como entorno principal
de escritura cotidiana.
La valoración de la producción escrita mostró
que la calidad de la escritura académica se ubica
en un nivel regular, con una concentración muy
alta de estudiantes en los tramos inferiores de la
escala. El análisis por criterios permitió precisar
que el deterioro no afecta por igual a todos los
componentes,
se
concentra
en
el
plano
microestructural,
particularmente
en
la
corrección
ortográfica
y
en
la
puntuación,
y
compromete
mucho
menos
la
organización
global del texto.
El análisis del corpus concluye que los errores
de acentuación son la categoría que predomina
en la mayoría de los casos muy por encima de
las marcas explícitas del registro digital. En la
práctica
este
resultado
reorienta
el
anterior
diagnóstico
institucional
y
el
problema
no
reside en la aparición visible de abreviaturas y
emoticonos el en los trabajos escolares más bien
revela
la
pérdida
silente
de
los
automatismos
ortográficos que caracterizan la escritura digital
cotidiana.
El
contraste
estadístico
realizado
permite
aceptar
la
hipótesis
de
la
investigación
y
rechazar
la
hipótesis
nula,
considerando
que
existe
correlación
inversa,
moderada
y
estadísticamente significativa entre uso de redes
sociales y calidad de la escritura académica. Sin
embargo,
la
desagregación
por
dimensiones
muestra
que
la
correlación
no
es
homogénea,
dado que el uso con finalidad académica y la
autorregulación
se
relacionan
positivamente
con el desempeño de la escritura.
Referencias Bibliográficas
Bautista,
M.,
Hickman,
H.,
Cepeda,
M.,
&
Bernardino,
D.
(2024).
Lectura,
escritura
y
oralidad
en
la
educación
superior.
Emergentes
Revista
Científica,
4(1),
218–
240.
https://doi.org/10.60112/erc.v4.i1.105
Bejarano, L., Bonilla, D., Ortiz, T., Paredes, N.,
& Toaquiza, S. (2024). Las redes sociales y
su
impacto
en
la
disortografía
de
los
estudiantes de bachillerato. LATAM Revista
Latinoamericana
de
Ciencias
Sociales
y
Humanidades,
5(5),
5035–5056.
https://doi.org/10.56712/latam.v5i5.2958
Carlino,
P.
(2013).
Alfabetización
académica
diez
años
después.
Revista
Mexicana
de
Investigación
Educativa,
18(57),
355–381.
https://www.scielo.org.mx/scielo.php?script
=sci_arttext&pid=S1405-
66662013000200003
Casa, M., Pacori, E., Mamani, D., Padilla-, T.,
Vargas, D., & Pari, D. (2025). Efectos del uso
de redes sociales en el desempeño académico
en
estudiantes
universitarios.
European
Public & Social Innovation Review, 11, 1–
21.
https://doi.org/10.31637/epsir-2026-1977
Castro,
M.
(2024).
Lenguaje
académico
y
potencial didáctico de la escritura: revisión de
un
programa
de
estudio
chileno.
Revista
Andina
de
Educación,
7(2).
https://revistas.uasb.edu.ec/index.php/ree/art
icle/view/4572
Chaverra, D., Bolívar, W., & Calle, G. (2023).
Diseño
de
contenidos
educativos
digitales
para
tutorar
la
escritura
académica.
Educación
y
Ciudad,
(45),
e2821.
https://doi.org/10.36737/01230425.n45.2023
.2821
Chávez, E., & Barahona, C. (2024). Influencia
de las redes sociales en el proceso educativo
de
los
estudiantes
del
tercer
año
de
Bachillerato
de
Informática
de
la
Unidad
Educativa
Pichincha
(Ecuador).
Espacios,
45(1),
43–50.
https://doi.org/10.48082/espacios-
a24v45n01p04
Ciencia y Educación
(L-ISSN: 2790-8402 E-ISSN: 2707-3378)
Vol. 7 No. 11.1
Edición Especial XI 2026
Página 652
Cornelio, J. (2022). Uso pedagógico del blog en
el componente actitudinal de la competencia
comunicativa
escrita.
Revista
Electrónica
Educare,
26(2),
231–249.
https://doi.org/10.15359/ree.26-2.13
Faure, A., Nieto, S., Villalba, V., & Gustems, J.
(2023). Redes sociales y Educación Superior
en
la
era
COVID-19.
Education
in
the
Knowledge
Society,
24,
e29929.
https://doi.org/10.14201/eks.29929
González,
K.,
Corominas,
R.,
&
Silva,
C.
(2021).
Valoración
psicométrica
del
Cuestionario
de
Adicción
a
Redes
Sociales
(ARS) en adolescentes mexicanos. Revista de
Psicología Clínica con Niños y Adolescentes,
8(3),
26–34.
https://doi.org/10.21134/rpcna.2021.08.3.3
Instituto
Nacional
de
Estadística
y
Censos.
(2025).
Tecnologías
de
la
Información
y
Comunicación
(TIC)
2025.
https://www.ecuadorencifras.gob.ec/docume
ntos/web-
inec/Estadisticas_Sociales/TIC/2025/202507
_Tecnologia_de_la_Informacion_y_Comuni
cacion-TICs.pdf
López, K. (2024). “Me sentía doble analfabeta”:
Trayectorias letradas digitales de estudiantes
indígenas.
Magis,
Revista
Internacional
de
Investigación
en
Educación,
17,
1–25.
https://doi.org/10.11144/Javeriana.m17.msd
a
Martí,
A.,
Reig,
A.,
&
Rodríguez,
C.
(2024).
Alfabetización académica y socialización de
la
lectura
mediante
videorreseñas
en
la
formación
de
docentes.
Ocnos,
23(1).
https://doi.org/10.18239/ocnos_2024.23.1.38
6
Mulumeoderhwa,
E.
(2024).
El
conectivismo
digital
en
los
procesos
de
enseñanza
y
aprendizaje:
principios
y
aportes
pedagógicos.
Revista
Latinoamericana
Ogmios,
4(10),
1–11.
https://idicap.com/ojs/index.php/ogmios/arti
cle/view/306
Muñoz, R., Díaz, A., & Sabariego, J. (2023).
Impacto
de
las
redes
sociales
en
el
rendimiento académico de los adolescentes:
estudio
de
Instagram
y
TikTok.
Ciencia
y
Educación,
4(2),
12–23.
https://www.cienciayeducacion.com/index.p
hp/journal/article/view/163
Olivares,
L.,
Dorantes,
E.,
&
Mendoza,
R.
(2024). Exploración del impacto del uso de
redes sociales en los
hábitos de estudiantes
del
Centro
Universitario
UAEM
Temascaltepec.
Espacios
Públicos,
25(62),
147–173.
https://doi.org/10.36677/espaciospublicos.v2
5i62.22339
Paniora,
F.,
Mauricio,
R.,
Paniora,
Y.,
&
Loayza,
M.
(2021).
Redes
sociales
y
rendimiento
académico
en
el
área
de
comunicación
en
estudiantes
de
educación
básica regular del Perú. Horizontes. Revista
de Investigación en Ciencias de la Educación,
5(21),
1444–1455.
https://doi.org/10.33996/revistahorizontes.v5
i21.287
Párraga,
F.,
Salinas,
V.,
Moposita,
I.,
Guamanquispe,
A.,
&
Almeida,
C.
(2023).
Estrategias activas para la disortografía en los
estudiantes
de
educación
general
básica.
Ciencia
Latina
Revista
Científica
Multidisciplinar,
7(4),
309–322.
https://doi.org/10.37811/cl_rcm.v7i4.6872
Quiles, M. (2021). Del lenguaje de las redes a la
escritura
académico-científica:
estudio
descriptivo
en
estudiantes
de
Magisterio.
Círculo
de
Lingüística
Aplicada
a
la
Comunicación,
88,
71–82.
https://doi.org/10.5209/clac.78298
Sanz, S., Buzova, D., & Herrero, B. (2022). Uso
abusivo de redes sociales y su repercusión en
el
desempeño
académico
del
estudiante
universitario.
Congreso
de
Innovación
Educativa
y
Docencia
en
Red,
443–449.
https://doi.org/10.4995/INN2022.2022.1649
9
Siemens, G. (2004). Conectivismo: una teoría
de
aprendizaje
para
la
era
digital
(D.
Leal,
trad.).
https://ateneu.xtec.cat/wikiform/wikiexport/
Simbaña,
L.,
Figueroa,
H.,
&
Caizatoa,
M.
(2024). Incidencia de la procrastinación en el
rendimiento
académico
de
la
asignatura
de
Química.
Cátedra,
7(1),
152–169.
https://doi.org/10.29166/catedra.v7i1.5437
Ciencia y Educación
(L-ISSN: 2790-8402 E-ISSN: 2707-3378)
Vol. 7 No. 11.1
Edición Especial XI 2026
Página 653
Torres, P. (2026). Uso de las redes sociales y
habilidades lingüísticas en los estudiantes del
Nivel
Medio
del
Colegio
Nacional
San
Carlos–Humaitá.
Año
2025.
Arandu
UTIC,
13(1),
1938–1945.
https://doi.org/10.69639/arandu.v13i1.2024
Vargas,
A.,
López,
K.,
&
Torres,
L.
(2025).
Literacidades académicas en el giro digital:
aproximación
desde
la
escritura
de
blogs.
Magis,
Revista
Internacional
de
Investigación
en
Educación,
18,
1–22.
https://doi.org/10.11144/Javeriana.m18.lagd
Vilca,
H.,
Mamani,
Y.,
&
Sosa,
F.
(2022).
Redes sociales y su relación con el nivel de
rendimiento
académico
en
estudiantes
universitarios
de
educación
de
la
región
andina
de
Perú.
Encuentros.
Revista
de
Ciencias
Humanas,
Teoría
Social
y
Pensamiento
Crítico,
(extra),
137–154.
https://doi.org/10.5281/zenodo.6551075
Yana, M., Adco, D., Alanoca, R., & Casa, M.
(2022).
Adicción
a
las
redes
sociales
y
la
procrastinación
académica
en
adolescentes
peruanos en tiempos de coronavirus COVID-
19. Revista Electrónica Interuniversitaria de
Formación del Profesorado, 25(2), 129–143.
https://doi.org/10.6018/reifop.513311
Esta obra está bajo una licencia de
Creative
Commons
Reconocimiento-No
Comercial
4.0
Internacional.
Copyright
©
Ana
Patricia
Bravo
Sánchez,
Vanessa
Marcela
Armijos
Galarza,
Rosa
Isabel
Meneses
Bernal
y
Guillermo
Segundo
Del
Campo Saltos.
Declaraciones éticas y editoriales del artículo
Contribución de los autores (Taxonomía CRediT).
Ana Patricia Bravo Sánchez: conceptualización de la investigación, diseño metodológico, desarrollo del proceso investigativo, análisis formal de los
datos, redacción del borrador original del manuscrito, revisión crítica del contenido científico y supervisión general del estudio.
Vanessa Marcela Armijos Galarza: curación y organización de los datos, participación en la recolección de información, validación de los resultados
obtenidos y elaboración de representaciones gráficas y visualización de los datos.
Rosa Isabel Meneses Bernal: provisión de recursos académicos y materiales para el desarrollo del estudio, apoyo en la administración del proyecto
investigativo y revisión editorial del manuscrito antes de su publicación.
Guillermo Segundo Del Campo Saltos: conceptualización de la investigación, diseño metodológico, desarrollo del proceso investigativo, análisis formal
de los datos, redacción del borrador original del manuscrito, revisión crítica del contenido científico y supervisión general del estudio.
Declaración de conflicto de intereses
Los autores declaran que no existe conflicto de intereses en relación con la investigación presentada, la autoría del manuscrito ni la publicación del
presente artículo.
Declaración de financiamiento
La presente investigación no recibió financiamiento específico de agencias públicas, comerciales o de organizaciones sin fines de lucro. En caso de
existir financiamiento institucional o externo, este deberá ser declarado explícitamente por los autores en esta sección.
Declaración del editor
El editor responsable certifica que el proceso editorial del presente artículo se desarrolló conforme a los principios de integridad científica, transparencia
y buenas prácticas
editoriales. El
manuscrito
fue
sometido
a un proceso de
evaluación
mediante
revisión por
pares doble
ciego, garantizando
la
confidencialidad de la identidad de los autores y revisores durante todo el proceso de dictamen académico. Asimismo, el editor declara que el artículo
cumple con los criterios científicos, metodológicos y éticos establecidos por la revista.
Declaración de los revisores
Los revisores externos que participaron en la evaluación del presente manuscrito declaran haber realizado el proceso de revisión de manera objetiva,
independiente y confidencial. Asimismo, manifiestan que no mantienen conflictos de interés con los autores ni con la investigación evaluada, y que sus
observaciones y recomendaciones se fundamentan exclusivamente en criterios científicos, metodológicos y académicos.
Declaración ética de la investigación
Los autores declaran que la investigación se desarrolló respetando los principios éticos de la investigación científica, garantizando la confidencialidad
de los datos y el respeto a los participantes del estudio. En los casos en que la investigación involucre seres humanos, los procedimientos deben ajustarse
a los principios éticos establecidos en la Declaración de Helsinki y a las normativas institucionales correspondientes.
Declaración sobre el uso de inteligencia artificial
Los autores declaran que el uso de herramientas de inteligencia artificial, en caso de haberse utilizado durante el proceso de investigación o redacción
del manuscrito, se realizó únicamente como apoyo técnico para mejorar la claridad del lenguaje o el análisis de información, manteniendo siempre la
responsabilidad intelectual sobre el contenido del artículo. Las herramientas de inteligencia artificial no fueron utilizadas como autoras del manuscrito
ni sustituyen la responsabilidad académica de los investigadores.
Disponibilidad de datos
Los datos que respaldan los resultados de esta investigación estarán disponibles previa solicitud razonable al autor de correspondencia, respetando las
normas éticas y de confidencialidad establecidas por la investigación.
Ciencia y Educación
(L-ISSN: 2790-8402 E-ISSN: 2707-3378)
Vol. 7 No. 11.1
Edición Especial XI 2026
Página 654
