Caracterización de estilos de aprendizaje en estudiantes de la  
Licenciatura en Informática: evidencia descriptiva y  
mediación pedagógica  
Characterization of learning styles in students of the bachelor’s degree in  
computer science: descriptive evidence and pedagogical mediation  
William Oswaldo Cuervo Gómez  
Universidad Metropolitana de Educación Ciencia y Tecnología de Panamá UMECIT  
Tunja Colombia  
Artículo recibido: 12 de noviembre de 2025. Aceptado para publicación: 19 de marzo de 2026.  
Conflictos de Interés: Ninguno que declarar.  
Resumen  
Este artículo se deriva de una investigación doctoral y tiene como objetivo caracterizar los estilos de  
aprendizaje en estudiantes de los tres primeros semestres de la Licenciatura en Informática de la  
Universidad Pedagógica y Tecnológica de Colombia, mediante la implementación del cuestionario  
Honey-Alonso de estilos de aprendizaje (CHAEA). Se realizó un estudio cuantitativo, no experimental,  
de corte transversal descriptivo, en una muestra de cien estudiantes, con aplicación presencial en  
formato impreso en el primer semestre del 2025. Se estimó la consistencia interna de las dimensiones  
del CHAEA, se calcularon estadísticos descriptivos de puntajes, se obtuvo el diagnóstico de estilo  
predominante, incluyendo la categoría estilo equilibrado en casos de empate, y se efectuaron  
comparaciones por sexo y semestre. Los resultados mostraron predominio del perfil reflexivo (36ꢀ%),  
seguido del estilo equilibrado (24ꢀ%), teórico (16ꢀ%), pragmático (15ꢀ%) y activista (9ꢀ%). No se  
identificaron diferencias estadísticamente significativas por sexo en puntajes ni en diagnóstico  
categórico. Por semestre, solo el puntaje reflexivo presentó diferencia significativa (Kruskal-Wallis, p  
= ,033), con diferencia post hoc entre primero y segundo semestre. Los hallazgos se interpretan como  
una evaluación pedagógica contextual y no como una clasificación determinista de estudiantes.  
Palabras clave: estilos de aprendizaje, educación superior, formación en informática,  
diagnóstico educativo, práctica pedagógica  
Abstract  
This article stems from doctoral research and aims to study the relationship between emotional  
intelligence, learning styles, and academic performance in university students. It presents the  
development of the specific objective, which is to characterize the learning styles (LS) of students in  
the first three semesters of the Bachelor's Degree in Computer Science at the Pedagogical and  
Technological University of Colombia, using the Honey-Alonso Learning Styles Questionnaire  
(CHAEA). A quantitative, non-experimental, cross-sectional, descriptive study was conducted with a  
sample of 100 students, administered in person using printed materials during the 2025-1 semester.  
The internal consistency of the CHAEA dimensions was estimated, descriptive statistics of scores  
were calculated, the predominant style was diagnosed (including the balanced style category in cases  
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ISSN en línea: 2789-3855, marzo, 2026, Volumen VII, Número 2 p 205.  
of ties), and comparisons were made by gender and semester. The results showed a predominance of  
the reflective profile (36ꢀ%), followed by the balanced style (24ꢀ%), theoretical (16ꢀ%), pragmatic (15ꢀ%),  
and activist (9ꢀ%). No statistically significant differences were identified by sex in scores or categorical  
diagnosis. By semester, only the reflective score showed a significant difference (Kruskal-Wallis, p =  
.033), with a post hoc difference between the first and second semesters. The findings are interpreted  
as contextual pedagogy and not as a deterministic classification of students. Furthermore,  
implications for instructional design in technology education are discussed, and the critical use of  
learning style typologies is emphasized.  
Keywords: learning styles, higher education, computer training, educational diagnosis,  
pedagogical practice  
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Cómo citar: Cuervo Gómez, W. O. (2026). Caracterización de estilos de aprendizaje en estudiantes de  
la Licenciatura en Informática: evidencia descriptiva y mediación pedagógica. LATAM Revista  
Latinoamericana de Ciencias Sociales y Humanidades 7 (2), 205 220.  
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ISSN en línea: 2789-3855, marzo, 2026, Volumen VII, Número 2 p 206.  
INTRODUCCIÓN  
En la educación superior, la descripción de perfiles de aprendizaje se ha apoyado en marcos  
conceptuales que entienden el aprendizaje como un proceso dinámico de transformación de la  
experiencia. Desde esta perspectiva, el modelo experiencial plantea que los estudiantes tienden a  
privilegiar determinadas formas de percibir y procesar la información, a través de la conceptualización  
abstracta, la experimentación activa, la observación reflexiva o la experiencia concreta o configurando  
patrones relativamente estables de aproximación cognitiva (Kolb, 1984). A partir de este fundamento  
teórico, se desarrollaron instrumentos de diagnóstico orientados a identificar dichas preferencias con  
fines pedagógicos, como las adaptaciones propuestas por Alonso et al. (1994), cuyo propósito no es  
clasificar de manera rígida a los sujetos, sino ofrecer criterios para la reflexión didáctica y la mejora del  
proceso formativo. En programas del ámbito tecnológico e informático, donde el currículo integra  
razonamiento abstracto, modelado de problemas, diseño de soluciones y aplicación práctica mediada  
por herramientas digitales, la comprensión de estas tendencias puede aportar elementos para la  
planificación de estrategias didácticas coherentes con las demandas formativas del campo (Wing,  
2006). En este sentido, la caracterización de estilos de aprendizaje se concibe como un recurso  
analítico para interpretar variaciones en las formas de participación académica, más que como un  
determinante del desempeño o un rasgo inmutable del estudiante.  
Sin embargo, el uso de tipologías de estilos de aprendizaje debe asumirse con cautela cuando se  
traduce en decisiones pedagógicas. Pashler et al. (2009) sostienen que la hipótesis de ajuste solo  
podría validarse mediante diseños experimentales que demuestren una interacción clara entre estilo y  
método de enseñanza. Dado que la evidencia disponible rara vez cumple estos criterios, los autores  
concluyen que no existe fundamento empírico suficiente para recomendar el empleo generalizado de  
pruebas de estilos como guía instruccional. En desarrollos posteriores, se ha enfatizado además la  
necesidad de distinguir conceptualmente entre estilos, preferencias y estrategias, señalando que parte  
de la persistencia del enfoque se explica por interpretaciones aplicadas que no evalúan estrictamente  
la hipótesis de ajuste y por la continuidad del llamado neuromito en la práctica educativa (Hattie &  
O’Leary, 2025; Newton et al., 2021).  
Desde un enfoque metodológicamente cauteloso, esta discusión no implica abandonar la  
caracterización mediante cuestionarios, sino definir qué tipo de inferencias se consideran legítimas a  
partir de sus puntajes. En el caso del cuestionario Honey-Alonso de estilos de aprendizaje (CHAEA), su  
uso puede justificarse como instrumento diagnóstico para describir patrones en un colectivo y orientar  
decisiones pedagógicas de carácter exploratorio, siempre atendiendo a las condiciones de aplicación  
y a la necesidad de continuar acumulando evidencia psicométrica en contextos específicos (Villarreal-  
Fernández, 2023). En esa misma línea, el CHAEA también ha sido utilizado como conjunto de atributos  
para organizar grupos heterogéneos en dinámicas colaborativas, lo que ilustra su función instrumental  
sin convertirlo en una etiqueta fija del estudiante (Vallès-Català & Palau, 2023). Además, es  
ampliamente aprovechado y evaluado psicométricamente en población universitaria (Freiberg-  
Hoffmann et al., 2020; Pérez Cañizares et al., 2021).  
El presente artículo se deriva de un trabajo doctoral que examina la relación entre inteligencia  
emocional, estilos de aprendizaje y rendimiento académico en estudiantes de primero a tercer  
semestre de la Licenciatura en Informática de la Universidad Pedagógica y Tecnológica de Colombia.  
El propósito de este manuscrito es caracterizar los estilos de aprendizaje en dicha población. En  
consecuencia, no se analizan aquí asociaciones con rendimiento académico, aunque el estudio se  
inscribe en ese contexto investigativo general. De acuerdo con lo anterior, se describe la distribución  
de perfiles predominantes, incluyendo casos de equilibrio, y se comparan los resultados según sexo y  
semestre desde una lectura encaminada a la mediación pedagógica.  
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ISSN en línea: 2789-3855, marzo, 2026, Volumen VII, Número 2 p 207.  
METODOLOGÍA  
Se realizó un estudio con enfoque cuantitativo, diseño no experimental, de corte transversal, con  
alcance descriptivo para el análisis de estilos de aprendizaje. Aunque el proyecto doctoral de origen  
tiene alcance correlacional, este manuscrito se concentra únicamente en la caracterización del  
componente estilos de aprendizaje.  
Participantes y contexto  
Muestreo por conveniencia compuesto por cien estudiantes de los tres primeros semestres de la  
Licenciatura en Informática de la Universidad Pedagógica y Tecnológica de Colombia, evaluados  
durante el periodo académico 2025-1 mediante aplicación presencial en formato impreso. En la tabla  
1 se presenta la caracterización sociodemográfica básica: edad media de 19,26 años (DE = 1,95), con  
mediana de 19 años y rango entre 16 y 26 años. En la variable sexo se registró predominio del grupo  
masculino (76ꢀ%) frente al femenino (24ꢀ%), y la distribución por semestre fue 36ꢀ% en primero, 36ꢀ% en  
segundo y 28ꢀ% en tercero.  
Tabla 1  
Caracterización sociodemográfica y académica de la muestra (n = 100)  
Variable  
Edad  
Sexo  
Descripción  
Media = 19,26; DE = 1,95; Mediana = 19; Mín.-Máx. = 16-26  
Femenino: 24 (24ꢀ%); Masculino: 76 (76ꢀ%)  
1: 36 (36ꢀ%); 2: 36 (36ꢀ%); 3: 28 (28ꢀ%)  
Semestre  
Fuente: elaboración propia.  
Instrumento  
Se utilizó el CHAEA como autoinforme para identificar tendencias en cuatro dimensiones: activista,  
reflexivo, teórico y pragmático (Alonso et al., 1994). Cada dimensión se obtuvo mediante suma de  
veinte ítems dicotómicos, según la regla de tabulación usada en la base. Para el diagnóstico categórico  
se adoptó una regla explícita de clasificación: (a) estilo predominante, cuando una dimensión  
presentaba el puntaje máximo único; y (b) estilo equilibrado, cuando existía empate en el puntaje  
máximo entre dos o más dimensiones. Esta decisión se justificó para evitar asignaciones forzadas en  
perfiles mixtos, en consonancia con una interpretación prudente del autoinforme (Hattie & O’Leary,  
2025; Pashler et al., 2009).  
Procedimiento  
La aplicación se realizó en aula, en modalidad presencial y con cuestionario impreso, durante el  
semestre 2025-1. Posteriormente, los datos fueron digitados y organizados en una base de análisis.  
Se verificó la consistencia entre los ítems por dimensión y sus puntajes agregados, y se recalculó el  
diagnóstico categórico conforme a la regla de empate definida para este estudio.  
Consideraciones éticas  
De conformidad con el marco institucional, este manuscrito cumple con la normativa establecida por  
la Universidad Pedagógica y Tecnológica de Colombia, específicamente en el acuerdo 096 de 2006. El  
artículo segundo, numeral b, señala entre las funciones del comité de ética para la investigación  
científica: “evaluar y conceptuar desde el punto de vista del componente bioético, los proyectos de  
investigación que involucren experimentaciones complejas con seres humanos o microorganismos, o  
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animales, o muestras biológicas de ellos”. De acuerdo con dicho alcance, y considerando que el  
presente estudio se efectuó mediante procedimientos de bajo riesgo enfocados en la aplicación de  
instrumentos, manejo confidencial de la información y protección de datos, con propósitos  
académicos, se garantizó el cumplimiento ético a través del consentimiento informado en formato  
físico, por parte de los participantes; para el caso de los menores de edad (en Colombia menos de  
dieciocho años) el consentimiento informado lo firmó uno de los padres de familia.  
Análisis estadístico  
El análisis se desarrolló en RStudio. Se estimó la consistencia interna de las dimensiones del CHAEA  
mediante α de Cronbach y KR-20, atendiendo a la naturaleza dicotómica de los ítems (Villarreal-  
Fernández, 2023). Se calcularon estadísticos descriptivos de puntajes por dimensión (media,  
desviación estándar, mediana, mínimo y máximo) y se obtuvo la distribución del diagnóstico  
categórico.  
Para comparar puntajes por sexo se utilizó t de Welch, con tamaño de efecto d de Cohen. Para  
comparar puntajes por semestre del 1 al 3 se aplicó Kruskal-Wallis, con estimación de tamaño de  
efecto (η² para H) y análisis post hoc con ajuste de Holm cuando procedió. La asociación entre  
diagnóstico categórico y sexo/semestre se evaluó mediante chi-cuadrado, con V de Cramer como  
tamaño de efecto. Se estableció un nivel de significación de α = ,05.  
RESULTADOS  
Consistencia interna del CHAEA  
Previo a la interpretación de los puntajes y del diagnóstico de estilos de aprendizaje, resulta pertinente  
examinar la consistencia interna de las dimensiones del instrumento aplicado. La tabla 2 aporta  
evidencia psicométrica, al mostrar el comportamiento de fiabilidad de las cuatro dimensiones del  
cuestionario en la muestra analizada, lo cual permite contextualizar el alcance de las descripciones y  
comparaciones posteriores.  
Tabla 2  
Consistencia interna de las dimensiones del cuestionario de estilos de aprendizaje (n = 100)  
Estilo  
Ítems  
20  
20  
20  
20  
α de Cronbach  
0,592  
KR-20  
0,592  
0,630  
0,638  
0,552  
Activista  
Reflexivo  
Teórico  
0,630  
0,638  
0,552  
Pragmático  
Nota: α = alfa de Cronbach; KR-20 = coeficiente Kuder-Richardson 20. Cada dimensión está compuesta  
por veinte ítems dicotómicos.  
Fuente: elaboración propia.  
Los coeficientes de consistencia interna muestran valores diferenciados entre dimensiones, con  
estimaciones de α de Cronbach y KR-20 idénticas en todos los casos: activista = 0,592, reflexivo =  
0,630, teórico = 0,638 y pragmático = 0,552. El valor más alto se observó en la dimensión teórico,  
seguido de reflexivo, mientras que pragmático presentó el coeficiente más bajo. En términos de lectura  
metodológica, estos resultados sugieren una consistencia interna moderada-baja a moderada en esta  
muestra, suficiente para fines de caracterización grupal y análisis descriptivos, pero que aconseja  
prudencia en interpretaciones individualizantes o en inferencias fuertes basadas en diferencias  
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pequeñas entre estilos. La coincidencia entre α y KR-20 es coherente con la codificación dicotómica  
de los ítems del instrumento. En esta cohorte, los coeficientes se interpretan como adecuados para  
fines de caracterización descriptiva grupal, aunque no sustentan usos de clasificación rígida a nivel  
individual (Villarreal-Fernández, 2023).  
Perfil descriptivo de puntajes por dimensión  
La tabla 3 presenta la distribución descriptiva de los puntajes obtenidos en las cuatro dimensiones de  
estilos de aprendizaje. Este análisis permite identificar tendencias centrales, dispersión y amplitud de  
respuesta en la muestra, constituyendo la base para interpretar el perfil grupal antes de examinar  
diagnósticos predominantes y comparaciones por sexo o semestre.  
Tabla 3  
Estadísticos descriptivos de los puntajes por estilo de aprendizaje (n = 100)  
Estilo  
Media  
11,370  
14,560  
13,170  
13,250  
DE  
Mediana  
Mín.  
Máx.  
18  
20  
19  
20  
Activista  
Reflexivo  
Teórico  
3,047  
3,033  
3,156  
2,808  
11  
15  
13  
13  
4
4
6
7
Pragmático  
Nota: DE = desviación estándar; Mín. = mínimo; Máx. = máximo; n = número de estudiantes con datos  
válidos por dimensión. Los puntajes corresponden a la suma de ítems por estilo de aprendizaje.  
Fuente: elaboración propia.  
Los estadísticos descriptivos que se observan en la tabla 3 indican que el puntaje promedio más alto  
corresponde al estilo reflexivo (M = 14,560; DE = 3,033), seguido por pragmático (M = 13,250; DE =  
2,808) y teórico (M = 13,170; DE = 3,156), mientras que el estilo activista presenta la media más baja  
(M = 11,370; DE = 3,047). Las medianas refuerzan este patrón, con valor máximo en reflexivo (Md = 15)  
y valores coincidentes de 13 en teórico y pragmático. En cuanto a la amplitud de puntajes, se observan  
rangos entre 4 y 18 para activista, 4 y 20 para reflexivo, 6 y 19 para teórico y 7 y 20 para pragmático, lo  
que evidencia variabilidad intragrupal en las cuatro dimensiones. En conjunto, la tabla 3 sugiere un  
perfil de cohorte con mayor tendencia relativa hacia el componente reflexivo, sin anular la presencia de  
heterogeneidad, lo cual refuerza la conveniencia de una lectura no esencialista de los estilos (Hattie &  
O’Leary, 2025).  
Con el propósito de complementar la lectura descriptiva de la tabla 3 y fortalecer la caracterización de  
los estilos de aprendizaje, el gráfico 3 revela un perfil promedio diferenciado entre las cuatro  
dimensiones, con el estilo reflexivo como el de mayor puntaje medio (≈ 14,56), seguido por pragmático  
(≈ 13,25) y teórico (≈ 13,17), mientras que el activista presenta el valor medio más bajo (≈ 11,37). Este  
patrón visual es consistente con los estadísticos descriptivos reportados previamente y respalda la  
interpretación de una tendencia grupal relativamente más alta hacia el componente reflexivo.  
Asimismo, las barras de error evidencian variabilidad en las respuestas para cada estilo. Su lectura  
debe mantenerse en un plano descriptivo y no inferencial.  
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ISSN en línea: 2789-3855, marzo, 2026, Volumen VII, Número 2 p 210.  
Gráfico 1  
Puntaje medio por estilo de aprendizaje en la muestra total  
Nota: El eje vertical representa el puntaje medio por estilo de aprendizaje (rango teórico 0-20).  
Fuente: elaboración propia.  
Diagnóstico categórico del estilo predominante, incluida la categoría equilibrada (n = 100)  
Además de los puntajes por dimensión, se requiere examinar la clasificación diagnóstica derivada del  
criterio de estilo predominante. La tabla 4 resume la distribución de frecuencias y porcentajes del  
diagnóstico en la muestra, incluyendo la categoría de estilo equilibrado para los casos en que no se  
identifica un único puntaje máximo.  
Tabla 4  
Distribución del diagnóstico de estilo de aprendizaje predominante (n = 100)  
Diagnóstico  
n
%
Reflexivo  
Estilo equilibrado  
Teórico  
36  
24  
16  
15  
36  
24  
16  
15  
Pragmático  
Activista  
9
9
Nota: El diagnóstico se asignó según el puntaje más alto entre las cuatro dimensiones; en casos de  
empate en el puntaje máximo se clasificó como estilo equilibrado. Los porcentajes se calcularon sobre  
el total de la muestra (n = 100).  
Fuente: elaboración propia.  
La distribución diagnóstica presentada en la tabla 4 muestra un predominio del estilo reflexivo con 36  
estudiantes (36ꢀ%), seguido por el estilo equilibrado con 24 estudiantes (24ꢀ%). En menor proporción  
se ubican los estilos: teórico (16ꢀ%), pragmático (15ꢀ%) y activista (9ꢀ%). Este resultado es consistente  
con la mayor media observada en el puntaje reflexivo, pero añade un hallazgo relevante: casi una cuarta  
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ISSN en línea: 2789-3855, marzo, 2026, Volumen VII, Número 2 p 211.  
parte de la muestra presenta un perfil equilibrado, lo que sugiere que la clasificación en un único estilo  
no describe con suficiencia a todos los estudiantes. En términos interpretativos, la tabla 4 respalda una  
lectura de heterogeneidad en la cohorte y recomienda evitar el uso rígido del diagnóstico como etiqueta  
individual definitiva.  
Comparaciones por sexo  
Una vez descritos los puntajes por dimensión y la distribución del diagnóstico predominante,  
corresponde examinar si estos resultados presentan variaciones según sexo y semestre, en coherencia  
con el diseño comparativo. La tabla 5 integra pruebas de contraste para puntajes (t de Welch y Kruskal-  
Wallis) y para el diagnóstico CHAEA (chi-cuadrado), junto con sus respectivos tamaños del efecto, con  
el fin de sustentar una interpretación estadística y pedagógica de las diferencias observadas.  
Tabla 5  
Comparaciones de puntajes y diagnóstico de estilos de aprendizaje por sexo y semestre  
Variable  
Activista  
Activista  
Reflexivo  
Reflexivo  
Teórico  
Comparació  
n
Sexo  
(F vs. M)  
Semestre  
(1-3)  
Prueba  
Estadístic  
p
Medida  
Cohen_d  
eta2  
Valor  
0,056  
(p <  
,05)  
No  
o
t de Welch  
0,235  
0,816  
0,431  
0,401  
0,033  
0,218  
0,708  
0,431  
0,805  
0,629  
Kruskal-Wallis  
t de Welch  
1,685  
0,847  
6,847  
1,250  
0,690  
0,794  
0,435  
2,587  
0,000  
0,172  
0,050  
0,280  
0,000  
0,175  
0,000  
0,161  
No  
No  
Sí  
Sexo  
Cohen_d  
eta2  
(F vs. M)  
Semestre  
(1-3)  
Kruskal-Wallis  
t de Welch  
Sexo  
Cohen_d  
eta2  
No  
No  
No  
No  
No  
(F vs. M)  
Semestre  
(1-3)  
Teórico  
Kruskal-Wallis  
t de Welch  
Pragmátic  
o
Pragmátic  
o
Diagnóstic  
o
Sexo  
Cohen_d  
eta2  
(F vs. M)  
Semestre  
(1-3)  
Sexo  
(F vs. M)  
Kruskal-Wallis  
chi-cuadrado  
Cramers_V  
CHAEA  
Diagnóstic  
o
Semestre  
(1-3)  
chi-cuadrado  
9,442  
0,306  
Cramers_V  
0,217  
No  
CHAEA  
Nota: p = valor de significación; d = tamaño del efecto de Cohen; η² = tamaño del efecto para Kruskal-  
Wallis; V de Cramer = medida de asociación para chi-cuadrado. Se consideró significación estadística  
cuando p < ,05.  
Fuente: elaboración propia.  
Los resultados presentados en la tabla 5 muestran que no se identificaron diferencias  
estadísticamente significativas por sexo en los puntajes de los estilos activista, reflexivo, teórico y  
pragmático (todos los valores de p > ,05), con tamaños del efecto pequeños en todos los casos (d entre  
0,056 y 0,280). De igual manera, el diagnóstico CHAEA no presentó asociación significativa con el sexo  
(χ² = 2,587, p = ,629; V de Cramer = 0,161). En las comparaciones por semestre, solo el puntaje reflexivo  
mostró diferencia estadísticamente significativa (Kruskal-Wallis = 6,847, p = ,033), con un tamaño del  
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efecto pequeño (η² = 0,050), mientras que las demás dimensiones no reportaron diferencias (todos los  
valores de p > ,05). Asimismo, el diagnóstico CHAEA no mostró asociación significativa con el semestre  
(χ² = 9,442, p = ,306; V de Cramer = 0,217). En conjunto, la evidencia sugiere estabilidad del patrón  
general de estilos en la muestra, con una variación puntual en el componente reflexivo entre semestres.  
En consecuencia, los resultados no respaldan una diferenciación robusta de perfiles por sexo en esta  
cohorte, lo cual es consistente con la necesidad de evitar explicaciones simplistas de corte categorial  
(Newton et al., 2021).  
Análisis post hoc dimensión reflexiva  
En relación con la dimensión reflexiva, el análisis de los resultados probó que, aunque el tamaño del efecto  
identificado fue pequeño (η² ≈ 0,05), resultó suficiente para justificar la aplicación de pruebas post hoc  
orientadas a un examen más detallado. Dichas comparaciones, ajustadas mediante el método de Holm,  
revelaron una diferencia significativa entre los estudiantes de primer y segundo semestre, con una p ajustada  
de ,035 y una magnitud de efecto r = 0,297. Sin embargo, no se observaron diferencias relevantes entre los  
otros pares de semestres, lo que sugiere que la variación se concentra principalmente entre los dos primeros  
periodos académicos. Desde una perspectiva descriptiva, los puntajes promedio de la dimensión reflexiva  
mostraron una disminución notable en el segundo semestre respecto al primero, seguida de una recuperación  
parcial en el tercero (15,31, 13,72 y 14,68, respectivamente).  
Este comportamiento podría interpretarse como una fluctuación temporal en el perfil reflexivo a lo largo  
del ciclo inicial, sin que se configure una tendencia sostenida. Por otro lado, el análisis categórico del  
diagnóstico CHAEA por semestre no arrojó una asociación estadísticamente significativa, lo que indica  
que la distribución de estilos predominantes permanece estable entre los grupos, a pesar de que en el  
primer semestre se registró una mayor proporción de perfil reflexivo y una ausencia de la categoría  
activista. En suma, estos hallazgos plantean que, aunque existe una variación puntual en el  
componente reflexivo durante la transición entre semestres, el patrón general de estilos de aprendizaje  
mantiene su coherencia, sin evidenciar cambios sustanciales en la composición categórica a lo largo  
del tiempo académico.  
Para complementar la comparación del diagnóstico de estilos de aprendizaje por sexo presentada en  
la tabla 5, en el gráfico 2 se detalla la composición porcentual de las categorías diagnósticas dentro  
de cada grupo (F y M). Su propósito es ofrecer una lectura visual de la distribución relativa del  
diagnóstico CHAEA en la muestra, sin sustituir la interpretación estadística formal reportada en la tabla  
de contrastes.  
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ISSN en línea: 2789-3855, marzo, 2026, Volumen VII, Número 2 p 213.  
Gráfico 2  
Distribución porcentual del diagnóstico de estilos de aprendizaje según sexo  
Nota. Las barras representan porcentajes calculados dentro de cada grupo de sexo (F = femenino; M =  
masculino). El diagnóstico se derivó del estilo predominante; en caso de empate en el puntaje máximo  
se clasificó como estilo equilibrado.  
Fuente: elaboración propia.  
El gráfico 2 constata que, en ambos grupos de sexo, el diagnóstico reflexivo concentra la proporción  
más alta, seguido por combinaciones variables de estilo equilibrado, teórico, pragmático y activista.  
Visualmente se observan diferencias en la composición porcentual entre sexo femenino (F) y  
masculino (M), pero el patrón general conserva la presencia de múltiples categorías en ambos grupos,  
lo que respalda una lectura de heterogeneidad diagnóstica y evita reducciones dicotómicas. En  
concordancia con la tabla 5, estas variaciones descriptivas no deben interpretarse como diferencias  
estadísticamente significativas, dado que la asociación entre diagnóstico y sexo no alcanzó  
significación (p > ,05).  
Con el fin de complementar los contrastes estadísticos de puntajes por sexo reportados en la tabla 5,  
el gráfico 3 presenta diagramas de caja para las cuatro dimensiones del CHAEA en mujeres y hombres.  
La representación gráfica permite examinar, de forma descriptiva, la tendencia central, la dispersión y  
los posibles valores atípicos en cada estilo, fortaleciendo la interpretación desde una perspectiva  
comparativa por subgrupos.  
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Gráfico 3  
Distribución de puntajes por estilo de aprendizaje según sexo  
Nota: Acti = activista; Refl = reflexivo; Teór = teórico; Prag = pragmático; F = femenino; M = masculino.  
La línea central de cada caja representa la mediana; la caja corresponde al rango intercuartílico; los  
bigotes indican dispersión; los puntos representan posibles valores atípicos.  
Fuente: elaboración propia.  
La figura 3 muestra que las distribuciones de puntajes por sexo presentan amplio solapamiento en las  
cuatro dimensiones del CHAEA, lo que es coherente con la ausencia de diferencias estadísticamente  
significativas reportadas en la tabla 5. Se aprecia visualmente una tendencia central más alta del estilo  
reflexivo en ambos grupos, mientras que activista concentra medianas relativamente menores.  
También se observan variaciones en la amplitud intercuartílica y algunos valores atípicos en ciertas  
combinaciones estilo-sexo; sin embargo, estas diferencias visuales no configuran, por sí mismas,  
evidencia de contraste significativo. En consecuencia, la figura 3 respalda una lectura de variabilidad  
intragrupal en mujeres y hombres, pero sin separación consistente entre grupos que justifique  
interpretaciones diferenciales fuertes por sexo.  
Comparaciones por semestre  
Para ampliar la comparación por semestre de los puntajes del CHAEA (tabla 5) la figura 4 resume la  
distribución de las cuatro dimensiones mediante diagramas de caja en primero, segundo y tercer  
semestre. Su propósito es aportar una lectura visual de la variabilidad intragrupal y de las diferencias  
de tendencia central entre semestres, en coherencia con la caracterización comparativa de los estilos  
de aprendizaje.  
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ISSN en línea: 2789-3855, marzo, 2026, Volumen VII, Número 2 p 215.  
Gráfico 4  
Distribución de puntajes por estilo de aprendizaje según semestre  
Nota: Acti = activista; Refl = reflexivo; Teór = teórico; Prag = pragmático; S1 = primer semestre; S2 =  
segundo semestre; S3 = tercer semestre. La línea central de cada caja representa la mediana; la caja  
corresponde al rango intercuartílico; los bigotes indican dispersión; los puntos representan posibles  
valores atípicos.  
Fuente: elaboración propia.  
El gráfico 4 muestra un patrón general de solapamiento considerable entre semestres en las cuatro  
dimensiones, lo que coincide con la ausencia de diferencias estadísticamente significativas en  
activista, teórico y pragmático reportada en la tabla 5. En el caso del estilo reflexivo, se aprecia una  
variación visual en las medianas entre semestres, compatible con el resultado significativo observado  
en la prueba de Kruskal-Wallis (p = ,033), aunque la magnitud del efecto reportada es pequeña (η² =  
0,050). Asimismo, se identifican algunos valores atípicos y diferencias en la dispersión dentro de  
ciertos semestres, lo que sugiere heterogeneidad intragrupal más que separación nítida entre cohortes.  
En conjunto, la figura respalda una interpretación de estabilidad relativa del perfil de estilos por  
semestre, con una variación puntual en el componente reflexivo que debe ser leída con cautela y en  
articulación con los análisis post hoc.  
A partir de la comparación del diagnóstico CHAEA por semestre reportada en la tabla 5, el gráfico 5  
presenta la composición porcentual de las categorías diagnósticas dentro de cada cohorte semestral  
(S1, S2 y S3). Su función es ofrecer una lectura visual de la heterogeneidad del diagnóstico de estilos  
de aprendizaje por semestre.  
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ISSN en línea: 2789-3855, marzo, 2026, Volumen VII, Número 2 p 216.  
Gráfico 5  
Distribución porcentual del diagnóstico de estilos de aprendizaje según semestre  
Nota: S1 = primer semestre; S2 = segundo semestre; S3 = tercer semestre. Las barras representan  
porcentajes calculados dentro de cada semestre. El diagnóstico se derivó del estilo predominante; en  
caso de empate en el puntaje máximo se clasificó como estilo equilibrado.  
Fuente: elaboración propia.  
El gráfico 5 muestra que en los tres semestres se mantiene una distribución multicategórica del  
diagnóstico, con presencia de estilos predominantes y de la categoría estilo equilibrado en todas las  
cohortes. Se observan variaciones en la composición porcentual, en particular, una mayor proporción  
relativa de diagnóstico reflexivo en S1 frente a S2, y una distribución más repartida en S2 y S3. Sin  
embargo, estas diferencias descriptivas no configuran una asociación estadísticamente significativa  
entre diagnóstico CHAEA y semestre, en concordancia con la tabla 5 (p = ,306). En términos  
interpretativos, la figura 5 respalda la idea de una heterogeneidad diagnóstica persistente en los tres  
semestres, sin evidencia suficiente para afirmar cambios sistemáticos del patrón de diagnóstico entre  
cohortes.  
DISCUSIÓN  
El perfil observado sugiere heterogeneidad de estilos con predominio reflexivo-teórico, lo que coincide  
con resultados reportados en muestras universitarias en diferentes áreas (Gómez Polo et al., 2025;  
Pérez Cañizares et al., 2021). En estudios con CHAEA se han descrito perfiles opuestos o correlaciones  
entre estilos (por ejemplo, reflexivo-teórico vs. activo-pragmático), lo cual refuerza la idea de que los  
estilos pueden funcionar como descripción de tendencias más que como categorías rígidas (Pérez  
Cañizares et al., 2021; Meza Mejía et al., 2025).  
No obstante, la discusión debe sostenerse sobre una delimitación crítica: el hecho de identificar perfiles  
no valida por sí mismo intervenciones pedagógicas basadas en “ajustar” enseñanza al estilo. La  
literatura crítica ha señalado que el soporte empírico para el matching hypothesis es débil, por lo que  
convertir los estilos en receta instruccional puede conducir a prácticas de baja efectividad o incluso a  
decisiones simplificadoras (Hattie & O’Leary, 2025; Pashler et al., 2009). La persistencia del “neuromito”  
en campos profesionales documentada incluso en educación médicaindica que el problema no es  
solo técnico, sino cultural e institucional (Newton et al., 2021).  
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En términos psicométricos, el patrón de confiabilidad encontrado obliga a prudencia interpretativa por  
estilo. Estudios psicométricos del CHAEA han resaltado precisamente la necesidad de examinar  
estructura interna, consistencia y estabilidad de puntajes antes de usarlos para conclusiones fuertes  
(Freiberg-Hoffmann et al., 2020). En consecuencia, en este manuscrito los resultados se sostienen  
como caracterización descriptiva del grupo y como insumo para diseñar experiencias de aprendizaje  
variadas (activas, reflexivas, conceptuales y aplicadas), evitando determinismo.  
Finalmente, la evidencia reciente sugiere que, si el propósito institucional es apoyar procesos  
formativos, puede ser más productivo complementar estilos con variables autorregulatorias y de valor  
de la tarea, en lugar de asumir “estilo” como explicación suficiente (Sánchez-Domínguez et al., 2024).  
También es plausible explorar enfoques de reducción/optimización de cuestionarios cuando el  
objetivo sea evaluación periódica con bajo costo de aplicación, siempre cuidando validez y  
confiabilidad (Molina-Cabello et al., 2025).  
CONCLUSIÓN  
La caracterización realizada con CHAEA mostró un perfil grupal con predominio del estilo reflexivo y  
una presencia importante de estilos equilibrados, lo que evidencia heterogeneidad en la cohorte de  
estudiantes de los tres primeros semestres de la Licenciatura en Informática de la Universidad  
Pedagógica y Tecnológica de Colombia. Los puntajes promedio respaldaron esta tendencia, al ubicar  
la dimensión reflexiva como la de mayor media y la activista como la de menor media.  
No se observaron diferencias estadísticamente significativas por sexo en puntajes ni en diagnóstico  
categórico. Por semestre, solo el puntaje reflexivo reportó una diferencia significativa entre primero y  
segundo semestre, con tamaño de efecto pequeño, por lo que se interpreta como hallazgo descriptivo  
de cohorte y no como evidencia causal.  
Los coeficientes de consistencia interna del CHAEA, de magnitud moderada en esta muestra,  
respaldan su uso como herramienta de caracterización grupal con fines pedagógicos, pero no justifican  
interpretaciones rígidas o individualizantes. En consecuencia, el artículo propone leer los resultados  
como insumo para la mediación didáctica y la diversificación de experiencias formativas, en lugar de  
emplearlos como mecanismo de etiquetado.  
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