Diferencias de género en procrastinación y personalidad

El estudio de las diferencias de género es uno de los campos de mayor alcance en la psicología actual. Desde esta óptica, se han estudiado distintos constructos para proporcionar información relevante, dentro de los cuales se encuentran el narcisismo (^{Grijalva et al., 2015}), la ansiedad social (^{Asher, Asnaani & Aderka, 2017}), el éxito escolar (^{Spinatha, Eckert & Steinmayr, 2014}), el engagement académico (^{Kessels, Heyder, Latsch & Hannover, 2014}), entre otros, incluyendo la personalidad y la procrastinación.

Si bien estudios de corte metaanalítico indican que la asociación entre procrastinación y género es significativa (^{Steel, 2007}; ^{Van Eerde, 2004}), dicha relación resulta prácticamente nula en términos de magnitud (|r| < .10). No obstante, se ha encontrado evidencia discordante, ya que algunos estudios refieren que los hombres procrastinan más que las mujeres (^{Khan, Arif, Noor & Muneer, 2014}; ^{Olea & Olea, 2015}; ^{Özer et al., 2009}; Steel & Ferrari, 2013), debido probablemente a conexiones con la impulsividad que caracterizaría a los hombres (^{Strüber, Lück & Roth, 2008}); mientras que otros reportes no dan cuenta de tales diferencias (^{Lai, Badayai, Chandrasekaran, Lee & Kulasingam, 2015}; ^{Mahasneh, Bataineh & Al-Zoubi, 2016}; ^{Moreta-Herrera, Durán-Rodríguez & Villegas-Villacrés, 2018}). En el caso de los universitarios peruanos, en un estudio las diferencias fueron insignificantes en la postergación de actividades, pero los hombres presentaron una conducta académica menos autorregulada (^{Dominguez-Lara & Campos-Uscanga, 2017}).

Por otro lado, el estudio de las diferencias y similitudes entre hombres y mujeres con respecto a los 5GF ha generado evidencia interesante: (a) el neuroticismo se presenta con mayor intensidad en las mujeres en diferentes etapas de la vida -adolescencia (^{De Bolle et al., 2015}; ^{Soto, John, Gosling & Potter, 2011}), adultez (^{Schmitt, Realo, Voracek & Allik, 2008}; ^{Weisberg, DeYoung & Hirsh, 2011}) y vejez (^{Chapman, Duberstein, Sörensen & Lyness, 2007})-; (b) el factor responsabilidad es más alto en las mujeres únicamente en la adolescencia (De Bolle et al., 2015), pues en la adultez presentan puntuaciones similares a los hombres (Chapman et al., 2007; Schmitt et al., 2008; Soto et al., 2011; Weisberg et al., 2011); (c) la amabilidad ha evidenciado diferencias a favor de las mujeres (De Bolle et al., 2015; Weisberg et al., 2011); (d) en cuanto a la extraversión, algunos estudios refieren similitudes entre ambos géneros (De Bolle et al., 2015; Chapman et al., 2007; Soto et al., 2011), pero la perspectiva cambia cuando se analiza el factor cultural: existe mayor extroversión en las mujeres de países más igualitarios y es equivalente en cuanto al género en países con mayores desigualdades (Schmitt et al., 2008); y (e) se ha encontrado que la apertura no presenta diferencias sustanciales entre hombres y mujeres (Chapman et al., 2007; Schmitt et al., 2008; Soto et al., 2011).

Con respecto a los estudios orientados a comparar mujeres y hombres peruanos según los 5GF, se encontraron diferencias a favor de las mujeres adultas solo en responsabilidad y amabilidad (^{Schmitt et al., 2008}), mientras que en estudiantes universitarios no parece existir consenso, ya que mientras un estudio destaca que las mujeres sobresalen significativamente en los factores de neuroticismo, extraversión y apertura (^{Niño de Guzmán, Calderón & Cassaretto, 2003}), otro -más reciente-menciona que las mujeres puntúan más alto en extraversión, apertura, amabilidad y responsabilidad (^{Roa-Meggo, 2017}).

Personalidad y procrastinación académica: el rol mediador del género

Si bien las diferencias de personalidad entre hombres y mujeres pueden tener o no un impacto en la procrasti-nación (^{Nadeem, Malik & Javaid, 2016}), sus dimensiones responsabilidad y neuroticismo se han constituido como predictores importantes. En este sentido, las diferencias entre hombres y mujeres en dichos factores podrían explicar una parte importante de la variabilidad en la PA.

El estudio de las diferencias entre hombres y mujeres en cuanto a la influencia de los rasgos de personalidad sobre la PA es un campo de estudio emergente, ya que a la fecha solo un estudio ha abordado ese tema: el de ^{Zhou (2018)}. En dicho trabajo, mediante un enfoque de ecuaciones estructurales, se concluyó que la influencia de los 5GF sobre la PA es similar en hombres y mujeres chinos; sin embargo, sus argumentos se basaron en indicadores generales de ajuste de los análisis de invarianza propuestos, y no se realizó un análisis comparativo de los parámetros individuales (p. ej., coeficientes de regresión) incluso cuando una de las dimensiones (extraversión) mostró influencia positiva y significativa en el grupo de mujeres, y no en el de hombres (Zhou, 2018).

Por tales motivos, y con base en la evidencia acumulada sobre la relación entre personalidad y procrastinación, es necesario considerar el género como potencial variable moderadora de la conducta procrastinadora de los universitarios, tomando como base los rasgos de personalidad. De este modo, el objetivo del presente estudio explicativo (^{Ato, López & Benavente, 2013}) fue determinar la influencia de la personalidad sobre la PA en estudiantes universitarios peruanos, y si esa influencia difiere según el género.

Participantes

La muestra se obtuvo mediante un muestreo intencional y estuvo conformada por 986 estudiantes (69.8 % mujeres) con edades entre 16 y 40 años (M_edad = 20.81; DE_edad = 2.78), 93.8 % solteros y 27.6 % actualmente trabajando. Los participantes reclutados eran de cuatro carreras profesionales (18.1 % de Administración, 19.8 % de Contabilidad, 8 % de Turismo y 54.2 % de Psicología) de dos universidades privadas, que cursaban entre el segundo y octavo ciclo de estudios al momento de la evaluación.

Instrumentos

Escala de Procrastinación Académica (EPA). Esta escala, elaborada por ^{Busko (1998)}, evalúa dos dimensiones de la PA, la postergación de actividades (3 ítems) y autorregulación académica (9 ítems) (^{Dominguez-Lara, 2016}; Dominguez-Lara et al., 2014). Los ítems presentan cinco opciones de respuesta (desde "Nunca" hasta "Siempre"), en donde entre más elevada la puntuación, mayor presencia del constructo evaluado. Específicamente, se empleó la versión adaptada a universitarios limeños, la cual cuenta con estudios psicométricos en estudiantes universitarios donde se evidencia su estructura interna de dos factores, así como indicadores favorables de confiabilidad de las puntuaciones y de constructo (Dominguez-Lara, 2016; ^{Moreta-Herrera & Durán-Rodríguez, 2018}).

Big Five Inventory-15P (BFI-15P). Este inventario de personalidad, validado por ^{Dominguez-Lara y Merino-Soto (2018a)}, es una medida de autoinforme que cuenta con 15 ítems escalados en un formato ordinal de cinco puntos (de "Muy en desacuerdo" hasta "Muy de acuerdo"), cuyo fin es evaluar los 5GF (tres ítems cada uno): extraversión, amabilidad, responsabilidad, neuroticismo y apertura. La interpretación de las puntuaciones es directa: a mayor puntuación, mayor presencia de la dimensión evaluada. El estudio de validación de este instrumento da cuenta de una estructura de cinco factores diferenciados bajo metodología ESEM e indicadores de confiabilidad aceptables, considerando que se trata de medidas breves (Dominguez-Lara & Merino-Soto, 2018a, 2018b).

Procedimiento

El presente estudio se desarrolló dentro de un proyecto de mayor extensión aprobado por el Instituto de Investigación de Psicología de la universidad del primer autor, considerando el cumplimiento de exigencias éticas. Las autorizaciones en la segunda institución se obtuvieron mediante las autoridades de la Facultad correspondiente. Los estudiantes fueron evaluados en el horario habitual de clases previa solicitud verbal de su colaboración, así como a través de la firma de un consentimiento informado por medio del cual se especificaba que la participación era completamente voluntaria.

Análisis de datos

Antes de presentar los análisis principales, se reportan los estadísticos descriptivos (media y desviación estándar) y de dispersión (asimetría y curtosis) de cada una de las variables de estudio, así como la aproximación de los datos a la normalidad, evaluada por medio del cálculo del índice estandarizado de asimetría (IEA; ^{Malgady, 2007}) con magnitudes esperadas de entre .25 y .50. Se realizó la prueba de normalidad Kolmogorov-Smirnov-Lilliefors a partir de la diferencia más extrema absoluta (D), en la que valores entre .10 y .30 indican un alejamiento pequeño de la normalidad (Dominguez-Lara, en prensa).

Después de esto, se estimó la confiabilidad de las puntuaciones mediante el coeficiente a y la correlación inter-ítem promedio (r..; ^{Clark & Watson, 1995}), donde magnitudes entre .15 y .20 se consideran aceptables para constructos amplios -como los rasgos de personalidad evaluados-, dado que el a está influido por la cantidad de ítems. Con el fin de brindar evidencias sobre la equivalencia en la estimación de la confiabilidad entre hombres y mujeres, se utilizó el estadístico W, basado en un método orientado a la comparación de los coeficientes a procedentes de instrumentos con pocos ítems (^{Feldt & Kim, 2006}; ^{Merino-Soto, 2016}).

Luego de ello, se compararon las dimensiones de personalidad y de PA según el género de los participantes tomando como referencia la d de ^{Cohen (1992)}, una medida de magnitud del efecto en donde puntuaciones < .20 dan cuenta de una diferencia insignificante; entre .20 y .50, una diferencia pequeña; entre .50 y .80, una diferencia moderada; y > .80, una diferencia grande.

Posteriormente, se realizó un modelo regresión estructural teniendo en cuenta la influencia de la personalidad sobre las dimensiones de la PA y su invarianza entre los grupos. Previo a la evaluación del modelo estructural propiamente dicho, se empleó un modelo oblicuo que incluyó las dimensiones del BFI-15 y de la EPA (^{Kline, 2016}), donde se utilizó el método de estimación mínimos cuadrados ponderados con varianza ajustada (WLSMV, por sus siglas en inglés) con base en matrices policóricas -debido a que los ítems son medidas ordinales-. Para cada uno de los análisis se utilizó el programa Mplus, versión 7 (^{Muthén & Muthén, 1998}-2015).

Específicamente, la viabilidad del modelo oblicuo se determinó en cada grupo mediante la magnitud de los índices de ajuste: CFI > .90 (^{Blackburn, Donnelly, Logan & Renwick, 2004}; ^{McDonald & Ho, 2002}; ^{Marsh, Hau & Wen, 2004}), y si el límite superior del IC del RMSEA no era mayor que .10 (^{West, Taylor & Wu, 2012}). La invarianza de medición se evaluó gradualmente siguiendo la literatura especializada (^{Pendergast, von der Embse, Kilgus & Eklund, 2017}): invarianza configural (equivalencia del modelo de medición), invarianza métrica (equivalencia de las cargas factoriales) y fuerte (equivalencia de los thresholds); y el cumplimiento de cada una de ellas se valoró por medio de la variación en la magnitud de los índices de ajuste entre modelos -del CFI y RMSEA- con base en la propuesta de ^{Chen (2007)} (rechazar la invarianza de medición si ΔCFI < -.01 y ΔRMSEA ≥ .01) y en la de ^{Meade, Johnson y Braddy (2008)} (rechazar si ΔCFI < -.002, ΔRMSEA ≥ .007).

Una vez corroborada la invarianza de medición, se evaluó el modelo estructural en cada grupo y se indicó por medio del coeficiente de determinación (R²) el monto de variabilidad de las dimensiones de la PA atribuidas a las dimensiones de la personalidad. Dado que no existen criterios para valorarlo en el ámbito de modelos de ecuaciones estructurales, se utilizaron los puntos de corte basados en regresión múltiple: un R ² de .02, .13 y .26 se calificó como pequeño, mediano, y grande, respectivamente (^{Ellis, 2010}). Posteriormente, la invarianza estructural del modelo se analizó en dos fases: (a) un análisis factorial multigrupo sin restricciones de igualdad con el fin de plantearlo como modelo base (modelo no restricto); y (b) el establecimiento de un modelo que restrinja la igualdad de todos los parámetros involucrados (modelo restricto) (p. ej., que la influencia de neuroticismo sobre postergación de actividades fuera similar en ambos grupos).

Estos dos modelos (restricto y no restricto) fueron comparados estadísticamente teniendo como consideración la variación en el x² (^{Asparouhov & Muthén, 2006}), y si dicho cambio no era significativo, se concluyó provisionalmente que el modelo era invariante, es decir, que la influencia de los factores de personalidad sobre la PA era similar en ambos grupos. Finalmente, se analizaron los índices de modificación (IM; ^{Sörbom, 1989}) asociados a malas especificaciones (ME; ^{Saris, Satorra & van der Veld, 2009}) por medio un módulo especializado (^{Dominguez-Lara & Merino-Soto, 2018c}), en donde la restricción de igualdad de aquellos coeficientes de regresión que mostraran IM significativamente altos, y que además fueran indicados como una ME, se liberaban y se comparaban nuevamente con el modelo base.

Análisis descriptivo

Las variables estudiadas presentan magnitudes aceptables de asimetría y curtosis, así como un acercamiento razonable a la normalidad univariada, según el IEA (< .25) y la D (< .20) (véase Tabla 1).

Tabla 1 Análisis descriptivo y comparativo de las variables. 

Nota. M = media; DE = desviación estándar; g₁ = asimetría; g₂ = curtosis; IEA = índice estandarizado de asimetría; D = diferencia más extrema absoluta; d = d de Cohen; α = alfa de Cronbach; r _ij . = correlación inter-ítem promedio; H = hombres; M = mujeres; E = extraversión; N = neuroticismo; A = amabilidad; R = responsabilidad; A = apertura; PA=postergación de actividades; AA = autorregulación académica.

Análisis comparativo y de confiabilidad

En cuanto a las dimensiones de personalidad, las mujeres puntuaron más alto en neuroticismo, amabilidad y responsabilidad (d > .20); y en lo que respecta a PA, los hombres puntuaron más alto en postergación de actividades, mientras que las mujeres lo hicieron en autorregulación académica (d ≥ .30) (véase Tabla 1).

Con respecto a la confiabilidad de las puntuaciones, las estimaciones alcanzaron magnitudes aceptables en la mayoría de los casos (α ≈ .60, y r _ij > .20) y no fueron significativamente distintas entre hombres y mujeres (p < .05, en todos los casos).

Invarianza del modelo de regresión estructural

El análisis previo de invarianza de medición indica que el ajuste del modelo oblicuo fue aceptable en hombres y mujeres por separado (véase Tabla 2, sección A), que la correlación entre factores fue moderada, y que la confiabilidad de constructo fue aceptable para todas las variables (véase Tabla 3); lo cual permite realizar el análisis de invarianza de medición. Una vez llevado a cabo dicho procedimiento, las variaciones en el CFI y RMSEA indicaron el cumplimiento de la invarianza configural, métrica y fuerte (véase Tabla 2, sección B).

Tabla 2 Análisis de invarianza de medición y estructural. 

Nota. IC = intervalo de confianza; gl = grados de libertad; ^***p < .001; ^**p < .01; ME = modelo estructural.

Tabla 3 Correlaciones entre variables latentes del modelo estructural y confiabilidad de constructo. 

Nota. Por debajo de la diagonal = valores hallados en hombres; Por encima de la diagonal = valores hallados en mujeres.

Posteriormente, se analizó por separado en hombres y mujeres el modelo estructural que establece la influencia de las dimensiones de personalidad sobre la PA (véase Figura 1), donde se obtuvieron índices de ajuste aceptables (véase Tabla 2, sección C). En ese sentido, se observó que en el grupo de mujeres la varianza explicada (R ²) por los rasgos de personalidad sobre postergación de actividades es significativamente mayor (R ² _hombres = .038, IC95 % .000, .080; R ² _mujeres = .107, IC95 % .063, .151), aunque de magnitud pequeña, mientras que en cuanto a la autorregulación académica (R ² _hombres = .628, [IC95 % .561, .695]; R ² _mujeres = .836, IC95 % .813, .859), la influencia en ambos grupos fue grande. De forma individual, se observó la influencia positiva y significativa de extraversión, amabilidad, responsabilidad y apertura sobre la autorregulación académica en ambos grupos; al igual que una influencia significativa de responsabilidad, neuroticismo y apertura sobre postergación de actividades en el grupo de mujeres, y extraversión solo en el grupo de hombres (véase Figura 1).

Figura 1 Parámetros del modelo estructural en hombres (izquierda) y mujeres (derecha). ^*** p< .001, ^** p< .01, ^* p< .05 (por simplicidad, se omitieron las correlaciones interfactoriales del gráfico). 

Después de esto, se exploró la invarianza estructural, es decir, si los coeficientes de regresión del modelo propuesto son invariantes entre hombres y mujeres, y, al analizar ambos modelos conjuntamente, se obtuvo un ajuste aceptable (véase Tabla 2, sección C). De este modo, se compararon los modelos restricto y no restricto, y se encontraron diferencias estadísticamente significativas entre ambos (Δx²/gl(11) = 27.892, p < .01). Específicamente, se analizaron los IM desde el modelo SSV, con lo cual se liberó la restricción de igualdad a la influencia de neuroticismo sobre postergación de actividades (β _hombres = .068; p = .415; β _mujeres = .245; p < .001), debido a que se identificó dicha restricción como una mala especificación (IM_hombres = 58.040; IM_mujeres = 58.053). Si bien el ajuste general mejoró (Δx²/gl(10) = 14.970, p = .133), se identificó que la especificación del parámetro que indica la influencia de responsabilidad sobre autorregulación académica (β _hombres = .538;p < .001; β _mujeres = .653;p < .001) debía ser relajada (IM_hombres = 21.885; IM_mujeres = 21.893), y en consecuencia la diferencia se mantuvo como no significativa (Δx²/gl(9) = 9.599, p = .384).

Por último, se liberó la restricción de igualdad de la influencia de neuroticismo sobre la autorregulación académica (β _hombres = .068; p = .347; β _mujeres = -.108; p = .062) (IM_hombres = 11.000; IM_mujeres = 10.987), por lo cual el análisis finalizó sin diferencia significativa entre el modelo no restricto y el modificado (Δχ²/gl(8) = 7.411, p = .493). En conclusión, la influencia del neuroticismo y responsabilidad sobre la PA es distinta según el género.