IV Congreso Internacional de Educación ITSON 2008 - Grupo de ...

Memorias Electrónicas en Extenso del Cuarto Congreso Internacional de Educación- 388 -4 Razón de momios 1.6801 1.1708 2.4110Riesgo relativo para reprobar 1.4631 1.1259 1.9012Riesgo relativo para no reprobar 0.8708 0.7868 0.9638La Tabla 6, muestra la razón de momios por estratos, la razón de momios varía de 1.5986 en elestrato 3 (8.1 < promedio ≤ 8.7) a 1.8587 en el estrato 2 (7.5 < promedio ≤ 8.1). Los intervalosde confianza de esta tabla indican que la razón de momios en todos los estratos es diferente deuno, lo cual, como se anotó anteriormente, indica que existe dependencia entre tomar tutorías yreprobar. Los riesgos relativos en cada estrato son también diferentes a uno. La prueba deBreslow-Day para contrastar la hipótesis de igualdad de la razón de momios en los estratos noresultó significativa con un valor p=0.92, lo cual indica que la razón de momios no cambia con elpromedio de la calificación en la preparatoria (que se utilizó para estratificar) y que se puedeutilizar el estimador de la razón de momios sin considerar estratos que es igual a 2.0102 (Tabla5). Asimismo justifica la modelación con regresión logística que se discute a continuación.La regresión logística modela la función “logit” (Hosmer & Lemeshow, 2000), en este caso semodeló la función logit de la variable dependiente, binaria o dicotómica, aprobar (concodificación igual a 1) en función de las variables independientes: tutoría y calificación promedioen la preparatoria, estas variables se declararon como variables numéricas (lo cual es posible parala variable tutoría porque se codificó con los valores 0 y 1). La modelación se efectuó con elprocedimiento “Logistic” del SAS (Stokes, David and Koch, 1991), utilizando como perfil dereferencia en el modelo de regresión logística a “aprobar”. El método de estimación convergesatisfactoriamente y se rechaza la hipótesis de que el coeficiente de regresión es igual a cero(valor p