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Recepción: 30 Marzo 2022
Revisado: 08 Septiembre 2022
Aprobación: 12 Septiembre 2022
Publicación: 15 Diciembre 2022
Resumen: Este artículo describe la adaptación y factorización de la New Active Procrastination Scale (NAPS) y el Melbourne Decision Making Questionnaire (MDMQ). En el estudio participaron 515 estudiantes de edades comprendidas entre 18 y 42 años (M = 20.35 años, DT = 3.08), siendo el 79.4 % mujeres y el 20.6 % varones. Para la obtención de la estructura factorial se empleó la técnica del modelo de ecuaciones estructurales exploratorio (MESE), y se utilizó el mínimo cuadrado ponderado ajustado a la media y varianza (WLSMW) como método de estimación. Los resultados muestran en cada escala un modelo de cuatro factores como factorización óptima del constructo analizado. Los factores obtenidos en la Escala de Procrastinación Activa (EPA) son: Satisfacción por los resultados, Preferencia por la presión, Decisión intencionada de posponer la tarea y Habilidad para cumplir los plazos. Los factores obtenidos en la Escala de Toma de Decisiones (ETD) son: Estrés e Insatisfacción, Vigilancia, Evitación y Postergación de la tarea. Los coeficientes de fiabilidad de la EPA y la ETD son superiores a .80. Ambas escalas capturan las dimensiones hipotetizadas del constructo de procrastinación. Tanto la EPA como la ETD presentan unas propiedades psicométricas adecuadas que las hacen útiles para la evaluación de los perfiles de procrastinación del alumnado universitario.
Palabras clave: procrastinación, toma de decisiones, alumnado universitario, modelo de ecuaciones estructurales.
Abstract: This article describes the adaptation and factorization of the New Active Procrastination Scale (NAPS) and the Melbourne Decision Making Questionnaire (MDMQ. The study involved 515 students aged 18-42 years (M = 20.35 years, SD = 3.08), 79.4 % women. The factor structure was obtained by Exploratory Structural Equation Modelling (ESEM) and the weighted least squares mean- and variance-adjusted estimator (WLSMV). The results show that a four-factor structure is the optimal model in both cases. The factors obtained for the Active Procrastination Scale (APS) are: Satisfaction with results, Preference for pressure, Intentional decision, and Ability to meet deadlines. The factors obtained for the Decision Making Scale (DMS) are: Stress and dissatisfaction, Vigilance, Avoidance, and Deferral of task. The reliability coefficients of the scales are greater than .80. Both scales capture the hypothesized dimensions of the procrastination construct and have adequate psychometric properties that make them useful for the assessment of students’ procrastination profiles.
Keywords: procrastination, decision making, undergraduates, exploratory structural equation modelling.
Procrastinación
La procrastinación es la tendencia a demorar de forma intencionada algo que se debe hacer debido a un fallo de autorregulación (Garzón y Gil, 2017). Las personas procrastinadoras tratan de posponer sus decisiones de forma habitual, como una conducta de autosabotaje, atribuyendo la demora a factores ajenos al propio desempeño (Ferrari y Díaz-Morales, 2007; Ferrari et al., 1995; Pychyl y Sirois, 2016; Steel, 2007). Esta conducta se compone de una serie de factores: falta de autocontrol, depresión/ansiedad, autoconcepto bajo, e incapacidad de realizar las tareas de una manera efectiva (Rachlin, 2000; Stainton et al., 2000). Flett et al. (1995) observaron que los procrastinadores suelen mostrar síntomas de ansiedad en situaciones en las que están siendo evaluados; otros estudios han evidenciado que ante fechas significativas o plazos establecidos los procrastinadores tienen un nivel de ansiedad muy elevado y miedo al fracaso; esto provoca una interferencia en la consecución de las metas, llevando al incumplimiento de las tareas (Domínguez-Lara et al., 2014; Medina-Loaiciga y Güichá-Duitama, 2014). Tice y Baumeister (1997) realizaron dos estudios longitudinales para examinar las conductas de postergación de estudiantes universitarios. Los procrastinadores informaban tener menor estrés y enfermedades que los no procrastinadores a principios del semestre, pero mayor estrés y/o enfermedades al final del mismo. Los procrastinadores también recibieron calificaciones más bajas en todas las tareas. La procrastinación es un patrón de comportamiento contraproducente caracterizado por desestimar conductas que implican consecuencias gratificantes a largo plazo y realizar conductas que conllevan consecuencias perniciosas a corto/medio plazo. El alumnado procrastinador se siente abrumado por pensamientos negativos e incapaz de enfrentarse a las tareas académicas (Visser et al., 2018). Esta postergación puede suponer un problema en la toma de decisiones, no permitiendo que se culmine con éxito las tareas; o, por el contrario, puede ser visto como una oportunidad del estudiantado de desarrollar una procrastinación activa.
Proceso de toma de decisiones
Se observa como la procrastinación afecta tanto a los procesos de toma de decisiones como a la realización de las tareas (Spada et al., 2006). Janis y Mann (1977) identificaron la existencia de patrones en la toma de decisiones, diferenciando entre patrones “adaptativos” y patrones “desadaptativos”. Un patrón adaptativo es un comportamiento cuidadosamente deliberado y vigilante de la toma de decisión, basada en la seguridad que tiene el individuo en sí mismo; por el contrario, un patrón desadaptativo no cumple con requisitos procedimentales para adquirir una información detallada que lleve a una decisión de calidad (Alzate-Saéz de Heredia et al., 2004; Janis y Mann, 1977; de Palo et al., 2017). La indecisión es un patrón desadaptativo que se relaciona negativamente con la autoestima, la competencia y la confianza del individuo en la capacidad de toma de decisiones (Ferrari et al., 2018). Se observa una incapacidad a tomar decisiones a tiempo que se ha identificado como la Procrastinación Decisional (Di Fabio, 2006; Tibbett y Ferrari, 2015), al presentar un conflicto en la toma de decisiones al ignorar los riesgos que entraña no decidir a tiempo, trasladándola a otro momento, e incluso, evitando realizarla hasta que es demasiado tarde (Luna-Bernal et al., 2012; Alzate-Sáez de Heredia et al., 2004; de Palo et al., 2017).
Mann et al (1997) basándose en la Teoría de Janis y Mann (1977) sobre los estilos de toma de decisiones y autoconfianza, desarrollaron el instrumento Melbourne Decision Making Questionnaire (MDMQ). El instrumento refleja las dos categorías (adaptativo y desadaptativo) en cuatro factores como son Vigilancia, Hipervigilancia, Evitación y Procrastinación (Tuinstra et al., 2000). El factor Vigilancia hace referencia a la capacidad del individuo de sentirse optimista de encontrar una solución, creyendo que tiene tiempo suficiente para realizar una búsqueda sistemática de información relevante, evaluarla y elegir la más acorde; la Hipervigilancia hace referencia a cuando el estudiante cree que el tiempo de que dispone no es suficiente, y busca información de manera frenética y desordenada; La Evitación hace referencia al pesimismo que invade al estudiante la posibilidad de encontrar una solución e intenta evitarlo a toda costa, transfiriendo o racionalizando la alternativa más accesible; la Procrastinación hace alusión a una fuerte predisposición a no tomar una decisión a tiempo, posponiendo deliberadamente dicha decisión (Luna-Bernal et al., 2012; Di Fabio, 2006; Suárez-Perdomo, 2019).
La procrastinación activa
Chu y Choi (2005) introducen un constructo multidimensional denominado procrastinación activa, entendido como un acto consciente de posponer las tareas o decisiones acompañado por la necesidad/deseo de trabajar bajo presión. La procrastinación activa se diferencia de la pasiva en la clara intencionalidad del sujeto de procrastinar, no debiéndose a un fallo de autorregulación. Choi y Moran (2009), Chu y Choi (2005), y Kim et al. (2017) señalan la existencia de diferentes perfiles de procrastinación: a) los procrastinadores pasivos posponen las tareas y decisiones, sin ser capaces de culminarlas; b) los procrastinadores activos toman la decisión de procrastinar para culminar las tareas de manera eficaz, y saben controlar el estrés y el tiempo para realizarlas, obteniendo así un mayor rendimiento y mejores calificaciones que los procrastinadores pasivos.
Según varios estudios (Choi y Moran, 2009; Kim et al., 2017) los procrastinadores activos tienen las siguientes características:
-
Preferencia por la presión. Sensación de desafío que aumenta la motivación para desarrollar las tareas
-
Decisión intencionada de procrastinar. Capacidad de planificar las tareas, sin establecer una estructura rígida del tiempo en el que han de ser realizadas.
-
Disposición para cumplir con los plazos. Desarrollo de estrategias de afrontamiento orientadas a la consecución de las tareas de una forma eficiente.
-
Sensación de eficacia. Sentimiento de éxito al completar la tarea de forma positiva.
La procrastinación en estudiantes universitarios ha sido ampliamente analizada (Wäschle et al., 2014; Cerezo et al., 2017; López y Rodríguez, 2017; Vargas, 2017; Moreta-Herrera et al., 2018); en las investigaciones realizadas se observa una correlación entre la autorregulación de la persona, la motivación de logro y el nivel de procrastinación que desarrolla en su tarea académica. La tendencia de aplazar las actividades académicas de una manera habitual está asociada a la ansiedad, la baja autoeficacia y al estrés ante la entrega de trabajos y/o ante los exámenes (Rothblum et al., 1986; Park y Sperling, 2012). La vida del alumnado universitario está regida por plazos, bien en la entrega de trabajos o en la realización de exámenes (Hicks y Wu, 2015); ante esta circunstancia los universitarios se comportan como no procrastinadores, procrastinadores pasivos o activos. Los estudiantes con un rendimiento adecuado en el aula pueden ser procrastinadores activos; esto es, estudiantes que toman decisiones sobre las tareas a desarrollar postergando su realización para conseguir mayores y mejores resultados.
La necesidad de adaptar y factorizar instrumentos que sean sensibles y permitan diferenciar perfiles de procrastinación en el alumnado universitario motivó el trabajo. El objetivo del estudio es adaptar y factorizar el Melbourne Decision Making Questionnaire (MDMQ; Mann et al., 1997) y la New Active Procrastination Scale (NAPS; Choi y Moran, 2009). Se plantea la observación de la estructura factorial resultante del análisis factorial exploratorio (AFE) y el análisis factorial confirmatorio (AFC); esto permitirá obtener un número óptimo de dimensiones subyacentes para apresar la complejidad del constructo. La disponibilidad de instrumentos para diferenciar perfiles de procrastinación puede ofrecer información valiosa para diseñar programas educativos en el ámbito formal; esto podría mejorar directamente la autorregulación e indirectamente el rendimiento académico (García-Ros y Pérez-González, 2011; Zacks y Hen, 2018).
Método
Participantes
Para la realización del estudio se contó con 515 estudiantes de los Grados de Pedagogía (47.6 %), Maestro de Educación Primaria (29.1 %) y Maestro de Educación Infantil (23.3 %) de la Universidad de La Laguna. El 79,4 % eran mujeres y el 20.6 % varones y sus edades estaban comprendidas entre los 18 y 42 años (M = 20.35 años, DT = 3.08). El 53 % estaba en primer curso y el 47 % en segundo.
Instrumentos
Los instrumentos seleccionados para su traducción y adaptación a la población universitaria fueron el Melbourne Decision Making Questionnaire (MDMQ) de Mann, Burnett, Radford, y Ford (1997) y la New Active Procrastination Scale (NAPS) de Choi y Moran (2009).
El MDMQ elaborado por Mann et al. (1997), es un instrumento que analiza diferentes patrones de afrontamiento en la toma de decisiones. Se decidió proceder a su traducción y adaptación para la población objeto de estudio en base a sus características psicométricas y al ser sensible para identificar a estudiantes no procrastinadores y estudiantes procrastinadores pasivos. Este instrumento estaba formado por 22 ítems, cada uno de los cuales tenía tres alternativas de respuesta (0 -Not true for me-, 1 -Sometimes true-, 2 –True for me-). Se obtuvo un modelo de 4 factores a) Vigilance, b) Buck-Passing, c) Procrastination, d) Hipervigilance que mostró un mayor índice de ajuste (RMSR = .05; GFI = .92; TLI = .89), con una consistencia interna de los factores que varía entre .74 y .87.
El diseño del NAPS parte de la escala elaborada previamente por Chu y Choi (2005). El NAPS fue seleccionado al incluir una medida de procrastinación activa, y recabar información sobre percepciones/comportamientos relacionados con el tiempo, variables de personalidad y resultados individuales. La procrastinación activa se analiza a través de una escala tipo Likert formada por 16 ítems, cada uno de los cuales presenta siete alternativas de respuesta (de 1 -not at all true- a 7 -very true-). Choi y Moran (2009) realizaron un análisis factorial con los ítems de la escala, observando que el modelo de 4 factores era el que mostraba mayor índice de ajuste (RMSR = .05; GFI = .92; model fit = 186.24, p < .001), con una consistencia interna de los factores que varía entre .70 y .83. Los factores obtenidos fueron: a) Outcome Satisfaction; b) Preference for pressure; c) Intentional decision; d) Ability to meet deadlines.
Para la adaptación del MDQM y del NAPS se contó con un panel de 4 expertos en psicología y educación que valoraron la traducción/adaptación de los ítems de los dos instrumentos al español, considerando la lógica del constructo en español y la población objeto de estudio. En cuanto al MDQM se tuvo en cuenta las recomendaciones de Mann et al. (1997) y se aumentó el número de alternativas de respuesta de los ítems a seis, para unificar la escala de valoración de cada uno de los instrumentos adaptados. Los expertos eliminaron cuatro ítems pertenecientes al MDQM, al considerar que podrían ser repetitivos con el resto de los ítems, quedando la adaptación en 18 ítems. Respecto al NAPS, se mantuvieron todos los ítems propuestos por Choi y Moran (2009), y se tomó la decisión de reducir las alternativas de respuesta a seis (de 1 Totalmente en Desacuerdo a 6 Totalmente de Acuerdo). Respecto a la traducción de ambos instrumentos se tuvo en cuenta la recomendación D.2 del International Test Commission’s Guidelines (2010), para la adecuación de los ítems a la población española.
Procedimiento
Una vez adaptados los instrumentos de la investigación, se contactó con profesores y profesoras de 1º y 2º de los grados de Pedagogía y de Maestro de Educación Primaria para acudir a las aulas y pasar los cuestionarios. El cuestionario se aplicó en horario lectivo entre los meses de marzo y junio de 2021. En cada uno de los grupos la investigadora presentó la finalidad del trabajo y aplicó el cuestionario, atendiendo las dudas del alumnado con respecto al sistema de respuesta, por ejemplo ¿si dejo las decisiones para después significa que estoy de acuerdo? Asimismo, se solicitó previamente el consentimiento informado del estudiantado que aceptó participar en el estudio.
Análisis de datos
Con la finalidad de determinar la estructura factorial de los dos instrumentos adaptados, se hizo uso del modelo de ecuaciones estructurales exploratorio (MESE) (Asparouhov y Muthen, 2009). El MESE tiene las siguientes ventajas: a) combina el análisis factorial exploratorio (AFE) y el análisis factorial confirmatorio (AFC); b) ofrece una matriz de varianza-covarianza, la mejor que se adapta al tipo de escala de los instrumentos adaptados; c) no es necesario que los pesos factoriales de los ítems en otros factores sean cero, por lo que el cálculo de los índices de ajuste y correlaciones entre las variables latentes tendrán mayor precisión; d) en este modelo se utiliza el método de rotación geomin oblícuo, al implicar rotaciones oblicuas que muestran relación entre los factores de una manera más cercana a la realidad en las ciencias sociales (Brown, 2006; Schmitt, 2011).
Se utilizó el mínimo cuadrado ponderado ajustado a la media y varianza (WLSMW), como método de estimación. Para identificar el ajuste de modelo de los factores para cada uno de los instrumentos utilizados se tomó el índice de ajuste comparativo (CFI), el índice de bondad de ajuste (GFI), el error cuadrático medio de aproximación (RMSEA) y la raíz de error cuadrático medio (SRMR), siguiendo la consideración de que un modelo presenta un ajuste óptimo si RMSEA < .05, CFI y GFI > .95, y SRMR < .1 (Tabachnick y Fidell, 2007). También se tomó en consideración el test de esfericidad de Bartlett y la medida de adecuación muestral de Kaiser-Mayer-Olkin (KMO) (Pérez y Medrano, 2010).
Para decidir el número de factores que compone cada uno de los instrumentos se tuvo en cuenta una serie de criterios: a) el sentido teórico de los ítems que conformaban cada uno de los factores, al considerar la coherencia temática del contenido de los mismos; b) la existencia de un número de factores compuestos por al menos tres ítems que sean significativos (NC = 95 %) en uno o dos factores únicamente; c) una evaluación de consistencia interna, mediante el índice de alfa de Cronbach, que no determine la eliminación de uno de los ítems (Cohen y Swerdlik, 2018). Para la realización del MESE se utilizó el programa MPLUS 8.6 (Muthén & Muthén, 2021) y el paquete estadístico Statistical Package for the Social Sciences (SPSS) versión 24 para el resto de los análisis estadísticos.
Resultados
Análisis psicométrico de la traducción/adaptación del Melbourne Decision Making Questionnaire (MDMQ)
Como se muestra en la Tabla 1, los índices obtenidos en la MDMQ para el modelo de 2 factores y para el modelo de 3 factores no eran óptimos. Los valores del CFI y del GFI eran inferiores a .95, y el valor de RMSEA fue superior a .05. Para el modelo de 4 factores se observó un ajuste aceptable al estar el valor RMSEA entre .08-.05 y los valores CFI/GFI por encima de .95. La prueba KMO obtuvo un valor de .860 y la prueba de esfericidad de Bartlett resultó significativa (1975.95, gl 153, p <.000). Por este motivo se decidió elegir el modelo de 4 factores para la estandarización del análisis factorial.
Tabla 1
Índices de ajuste de los Modelos de Análisis Factorial Confirmatorio (N = 515)
Una vez elegido el modelo para la estandarización, se observó el peso factorial de los ítems (Tabla 2). Se seleccionó la estandarización STDYX del modelo que resultó del Análisis Factorial Confirmatorio (AFC) con una significación p <.001, siendo el coeficiente de fiabilidad resultante del constructo validado de α =.84.
Tabla 2
Pesos factoriales del Melbourne Decision Making Questionnaire (MDMQ) según el Modelo de Estandarización de 4 factores
Nota Se han eliminado los pesos factoriales menores de .30.1 = Estrés e insatisfacción, 2 = Vigilancia, 3 = Evitación, 4 = Postergación de la tarea.
* p < .001Escala de Toma de decisiones (ETD)
De acuerdo con el análisis de consistencia interna global de las subescalas resultantes, ningún ítem mostraba un comportamiento inadecuado (Tabla 3). Las desviaciones estándar están ligeramente por encima de 1, por lo que es posible asumir la variabilidad suficiente de las puntuaciones. Los ítems mostraron un índice de homogeneidad corregida por encima de .30. Los factores mostraron una fiabilidad interna adecuada, con valores de alfa de Cronbach entre .70 y .84.
Tabla 3
Media (M), desviación típica (DT), índice de homogeneidad corregido (RITC) y alfa de Cronbach si el ítem es eliminado (α-i)
Análisis psicométrico de la traducción/adaptación de la New Active Procrastination Scale (NAPS)
Como se muestra en la Tabla 4, los índices obtenidos en la NAPS para el modelo de 2 factores y para el modelo de 3 factores no eran óptimos. Los valores del CFI y del GFI eran inferiores a .95, y el valor de RMSEA fue superior a .05. Para el modelo de 4 factores se observó un ajuste aceptable al estar el valor RMSEA entre .08-.05 y los valores CFI/GFI por encima de .95. La prueba KMO obtuvo un valor de .800 y la prueba de esfericidad de Bartlett resultó significativa (1654.46, gl 120, p < .000). Por este motivo se decidió elegir el modelo de 4 factores para la estandarización del análisis factorial.
Tabla 4
Índices de ajuste de los Modelos de Análisis Factorial Confirmatorio (n = 515)
Una vez elegido el modelo para la estandarización, se observó el peso factorial de los ítems (Tabla 5). Se seleccionó la estandarización STDYX del modelo que resultó del Análisis Factorial Confirmatorio (AFC) con una significación p < .001/p < .01, siendo el coeficiente de fiabilidad resultante del constructo validado de α =.80.
Tabla 5
Pesos factoriales de la New Active Procrastination Scale (NAPS) según el Modelo de Estandarización de 4 factores
Nota Se han eliminado los pesos factoriales menores de .30.1 = Satisfacción por los resultados, 2 = Preferencia por la presión, 3 = Decisión intencionada, 4 = Habilidad por cumplir los plazos.
* p < .01** p < .001Escala de Procrastinación Activa (EPA)
El análisis de consistencia interna global de las subescalas resultantes indicó que el ítem 12 (incluido en el factor 3) mostraba un comportamiento inadecuado, al determinar que si se eliminaba el coeficiente de fiabilidad aumentaba de .63 a .81; por ello se tomó la decisión de eliminar dicho ítem. El resto de ítems que conforman los diferentes factores, no mostraban un comportamiento inadecuado (Tabla 6). Las desviaciones estándar están ligeramente por encima de 1, por lo que es posible asumir la variabilidad suficiente de las puntuaciones. Los ítems mostraron un índice de homogeneidad corregida por encima de .30. Los factores mostraron una fiabilidad interna adecuada, con valores de alfa de Cronbach entre .75 y .82.
Tabla 6
Media (M), desviación típica (DT), índice de homogeneidad corregido (ritc) y alfa de Cronbach si el ítem es eliminado (α-i)
Discusión
El estudio tiene como finalidad adaptar y factorizar la “Escala de Toma de Decisiones (ETD) y la “Escala de Procrastinación Activa” (EPA). Estos instrumentos intentan cubrir un hueco importante en la evaluación de los diferentes perfiles de procrastinación en el alumnado universitario en España, al identificar tanto el perfil de procrastinación activa como el de procrastinación pasiva. El estudio es relevante dada la falta de instrumentos en nuestro país para explorar las tendencias en el alumnado universitario de posponer las tareas o decisiones de una manera eficiente, o como consecuencia de un fallo de autorregulación.
El Melbourne Decision Making Questionnaire (MDMQ) (Mann et al., 1997) ofrece la posibilidad de diferenciar a los estudiantes procrastinadores pasivos y los no procrastinadores en la toma de decisiones. Los resultados de la factorización reflejaron que el modelo adecuado fue el conformado por cuatro factores, al ofrecer un número óptimo de dimensiones subyacentes. El constructo resultante de la factorización da cuenta de los motivos que lleva a la incapacidad en la toma de decisiones de los estudiantes. En concreto, permite examinar los procesos y dinámicas a las que se enfrentan los estudiantes reacios a iniciar las tareas académicas, asumiendo conductas de postergación de la realización de actividades hasta que es imposible su consecución (Spada et al., 2006).
El primer factor alude a la insatisfacción y al estrés al que están sometidas las personas procrastinadoras; esto les produce una situación de malestar personal y les impide terminar la tarea (Ferrari et al., 1995). El segundo factor alude a la constante vigilancia de las alternativas personales, teniendo precaución antes de actuar; esto es un signo de autocontrol de las personas sobre sus metas, planificando y considerando las alternativas para conseguirlas (Tice et al., 2018). El tercer factor alude a la idea de autosabotaje en la toma de decisiones. Las personas se intentan convencer a sí mismas sobre su incapacidad de tomar una decisión; incluso, como indican Ferrari y Díaz-Morales (2007), atribuyen a factores externos la falta de capacidad para tomar decisiones. El cuarto factor hace referencia a la conducta procrastinadora, esto es, la incapacidad del individuo para tomar decisiones y culminar tareas, lo que en esencia es la idea de la procrastinación pasiva (Williams et al., 2008).
Se decidió adaptar el NAPS (Choi y Moran, 2009) porque, contrariamente a lo que se suele estudiar, en esta investigación se pretende analizar la procrastinación activa o capacidad de los estudiantes universitarios de demorar conscientemente las tareas para obtener un resultado eficaz. Según los resultados obtenidos, el modelo adecuado fue el conformado por cuatro factores al ofrecer un número óptimo de dimensiones subyacentes.
El constructo resultante da cuenta de las características propias de las personas que deciden postergar sus tareas para optimizar sus resultados. El primer factor ofrece información sobre la capacidad de sentir satisfacción por la decisión de posponer las tareas, asumiendo este riesgo para lograr que el resultado sea satisfactorio. Aunque el número de ítems de este factor es ligeramente mayor, al tener cinco en vez de cuatro, el sentido del conjunto de la escala mantiene la idea original de sus autores. El segundo factor da cuenta de la preferencia de los procrastinadores activos de trabajar bajo presión, creando una sensación de desafío por llegar a las fechas límites y culminar las tareas. El tercer factor muestra la capacidad de los procrastinadores activos de planificar y organizar las tareas para entregarlas en las fechas límites. Por último, el cuarto factor muestra la habilidad de los procrastinadores activos de cumplir con los plazos, de ser eficientes en la organización y planificación de la tarea, y en el control de los tiempos para culminarla.
La factorización realizada está en consonancia con los diferentes estudios que han identificado las características de los procrastinadores activos (Choi y Moran, 2009; Chu y Choi, 2005). Las personas con este perfil de procrastinación obtienen unos resultados académicos adecuados, se sienten satisfechos con la decisión de posponer sus tareas, y con su capacidad de controlar/planificar el tiempo de tal manera que pueden cumplir con los plazos, sin que ello les produzca una situación de estrés. El modelo resultante de la factorización realizada en el estudio da cuenta de la complejidad del constructo de procrastinación activa, y permite identificar al alumnado que desarrolla este perfil de procrastinación en las tareas académicas.
Los instrumentos adaptados y factorizados presentan una alta fiabilidad y permiten explorar la procrastinación pasiva, la procrastinación activa y la no procrastinación en el alumnado universitario. En el caso de los futuros profesionales de la Educación, la EPA y la ETD permiten identificar al alumnado con tendencia a posponer sus decisiones/tareas por un fallo de autorregulación, y a quienes las posponen de una manera eficiente. Ambos instrumentos ofrecen la información necesaria para determinar hasta qué punto los estudiantes de los primeros cursos de Pedagogía y Educación Infantil y Primaria son capaces, o no, de culminar sus tareas. Es imprescindible contar con este tipo de instrumentos para identificar la procrastinación pasiva, e implementar programas de intervención para que el alumnado sea capaz de superar sus miedos e indecisiones ante la ejecución de las tareas.
El trabajo tiene algunas limitaciones. La primera es el tamaño de la muestra empleada, al estar centrada en el alumnado de una sola facultad y universidad; habría que ampliarla a estudiantes de otras facultades y universidades para contrastar los datos obtenidos. La segunda limitación es el tipo de investigación, de naturaleza cuantitativa, donde no tiene cabida la argumentación del alumnado sobre: a) cómo se producen y desarrollan las conductas de procrastinación; b) cuáles son sus emociones y sentimientos ante la incapacidad de culminar las tareas y tomar decisiones de una manera adecuada. Los futuros estudios deben tener en cuenta estas limitaciones y ampliar las líneas de investigación para ahondar en el constructo analizado. Asimismo, se debería examinar la posible relación entre las conductas de procrastinación y el nivel de desarrollo de la identidad personal, el rendimiento académico, el uso de Internet, el nivel de exigencias académicas de los grados universitarios, la madurez y la adaptabilidad para la carrera. El análisis de estas cuestiones ayudará a comprender mejor los perfiles de procrastinación del alumnado universitario. Asimismo, este estudio tiene aportaciones prácticas en el ámbito educativo importantes, en tanto se puede contar con dos instrumentos que ayuden a identificar posibles perfiles de alumnado procrastinador en la toma de decisiones y que conscientemente son capaces de controlar esta demora en sus tareas para ser más eficaces. Esto aporta información vital que podrá contribuir en futuras intervenciones con el alumnado universitario.
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