Servicios personalizados
Español (pdf)
Articulo en XML
Referencias del artículo
Enviar articulo por email
Citado por SciELO 
Similares en
SciELO 
Permalink
INTRODUCCIÓN
La educación superior plantea diversos desafíos para los estudiantes, desde el proceso de adaptación que implica un ajuste a nuevas actividades diferentes a las de la educación básica,1 hasta exigencias que demandan el esfuerzo mental para mantener el ritmo de aprendizaje y la formación de competencias profesionales.2
La postergación de actividades puede generar repercusiones negativas no solo en el rendimiento académico,3 sino también en el bienestar subjetivo.4) Este término tiene su origen en el verbo latino procrastinare, que implica “dejar algo para el día siguiente”. Así, la procrastinación académica (PA) viene a ser la tendencia a postergar el inicio o la finalización de tareas importantes del ámbito académico,5 por lo que diferentes investigadores6,7 concuerdan en que este fenómeno representa un problema a la hora de alcanzar el éxito académico y el bienestar general.
En el ámbito de la formación de profesionales estomatólogos, no son muchas las investigaciones que estudian el impacto de la procrastinación académica, y las existentes, evidencian lo perjudicial que puede llegar a ser en la etapa de estudiante. Por ejemplo, un estudio realizado en Malasia da cuenta de que un nivel alto de procrastinación puede afectar la autoeficacia para el trabajo con pacientes.7 Otra investigación en la India reveló que los estudiantes con baja autoestima procrastinaban más.8 En Turquía, se halló que estudiantes que postergaban actividades tenían problemas con la gestión del tiempo, dudas y creencias irracionales sobre el estudio, además de un bajo rendimiento.9 No obstante, es importante aclarar que las experiencias suelen variar en función del año de estudio y el género, tal como se demostró en una investigación con estudiantes de la carrera.10
Al considerar que uno de los objetivos primordiales de la educación médica es formar profesionales con pensamiento crítico y capacidad para incorporar innovaciones de las ciencias a su práctica clínica,11 la formación de recursos humanos en Estomatología tiene una importancia vital, pues su impacto se orienta directamente en la salud bucal de la población.12 En Cuba se vienen impulsando políticas para la formación del capital humano en ciencias de la salud,13 especialmente la formación de estomatólogos.14,15,16 Sin embargo, la literatura científica revela que son escasas las investigaciones sobre este tema en estudiantes,17 lo cual limita la gestión educativa y de salud mental, pues se sabe que la PA está asociada a estados emocionales negativos como la ansiedad y estrés4 e incluso conducta suicida.18
En aras de generar evidencias científicas y medir la magnitud del problema en el contexto universitario, es necesario contar con instrumentos de medición válidos y confiables; aspecto que representa un vacío en la literatura científica cubana si bien en la región latinoamericana existen estudios de diseño y validación que han explorado las propiedades psicométricas de diversos instrumentos que evalúan la procrastinación, por ejemplo, en Ecuador,19 Colombia20 y Perú.1
El objetivo de la presente investigación es analizar las evidencias de validez y confiabilidad de una escala de procrastinación académica en estudiantes cubanos de Estomatología.
MÉTODOS
Estudio con diseño instrumental y corte transversal. La población estuvo constituida por 1 808 estudiantes de Estomatología del curso académico 2019-2020 de 7 universidades cubanas: Pinar del Río, Villa Clara, Sancti Spíritus, Ciego de Ávila, Camagüey, Granma y Santiago de Cuba. Mediante un muestreo no probabilístico e intencional se obtuvo una muestra de 684 educandos. Se incluyeron a los alumnos de todos los años que aceptaron participar. Se excluyeron a los que no asistieron a clases en los días de aplicación de la encuesta.
Se utilizó la escala de procrastinación académica de Dominguez Lara y otros,1 validada en 379 estudiantes de una universidad privada de Lima, Perú. Se trata de un instrumento con una estructura bifactorial constituida por 12 ítems con 5 opciones de respuesta (Nunca, Pocas veces, A veces, Casi siempre y Siempre); se asignó a cada pregunta la puntuación de 1 (Nunca) a 5 (Siempre). En el estudio peruano, la confiabilidad se estimó mediante el α de Cronbach; se obtuvo el α = 0,821 para el factor 1 Autorregulación académica y α = 0,752 para el factor 2 Postergación de actividades y α= 0,816 para la escala de forma general.
Previa coordinación con los profesores, se procedió a encuestar a los alumnos. El tiempo promedio para la respuesta de la escala fue de 10 minutos aproximadamente. Los encuestadores respondieron las dudas que les formularon en cuanto a la tipología y forma de la escala y evitaron así el sesgar los resultados con opiniones o respuestas a los ítems.
Se creó una base de datos en Microsoft Excel (versión 2019 para Windows). Con el programa estadístico FACTOR Analysis versión 10.1 se calcularon la media, desviación estándar, asimetría y curtosis de los ítems. El análisis factorial confirmatorio (AFC), realizado con el programa RStudio, evaluó la bondad de ajuste del modelo original.
Se utilizó el modelamiento de ecuaciones estructurales (SEM) y se consideraron los índices de bondad de ajuste: ji cuadrado (χ2), índice de ajuste comparativo (CFI), el Tucker-Lewis Index(TLI), el error cuadrático medio de aproximación (SRMR), la raíz del error cuadrático medio de aproximación (RMSEA) y la media cuadrática residual (WRMR). Para considerar que el ajuste del modelo era aceptable se consideraron los criterios de Hu L y otros,21 quienes sostienen que los valores de los índices CFI y TLI deben ser mayores a 0,90 y RMSEA ≤ 0,08. La confiabilidad de la escala, evaluada según el coeficiente α de Cronbach, se estimó con el software estadístico SPSS versión 25,0.
A los estudiantes se les explicó todos los aspectos del estudio. Toda la información y datos personales fueron anónimos. Se respetó los aspectos de la Declaración de Helsinki para la investigación en seres humanos. El proyecto de la investigación fue aprobado por el Comité de Ética y el Consejo Científico de la Facultad de Ciencias Médicas de Bayamo, de la Universidad de Ciencias Médicas de Granma. Se contó además con la aprobación de las autoridades en las universidades participantes.
RESULTADOS
Caracterización de la muestra: Participaron 684 estudiantes, mujeres (n= 434; 63,45 %) y varones (n= 250; 36,55 %). La edad promedio fue de 22 años (DE= 1,71). Los años académicos se distribuyen como sigue: primero (n= 70; 10,23 %), segundo (n= 110; 16,08 %), tercero (n= 124; 18,13 %), cuarto (n= 172; 25,15 %) y quinto (n= 208; 30,41 %).
Análisis preliminar de los ítems: La tabla 1 muestra los estadísticos descriptivos de la escala. Se aprecia que el ítem 7 tiene el mayor puntaje promedio (M= 3,03) y el ítem 10 (DE= 1,41) muestra la mayor variabilidad. Los valores de asimetría y curtosis no superan el valor > ± 2, lo cual demuestra que la distribución se aproximaba a la normalidad.22
Tabla 1 Análisis preliminar de los ítems de la escala de procrastinación académica
*Ítems que se califican en escala invertida. Media (M), desviación estándar (DS).
Análisis factorial confirmatorio: Para analizar la estructura interna de la escala (12 ítems distribuidos en 2 factores), se ejecutó un AFC. Los resultados del modelo original reportaron índices de ajuste adecuados; sin embargo, el RMSEA era deficiente. Mediante la técnica de modificación de índices, se eliminó el ítem 5 y se obtuvo un modelo de estructura factorial satisfactorio (χ2= 220,024, df= 43, p= 0,000; CFI= 0,9595 TLI= 0,943; RMSEA= 0,078 y SRMR= 0,050). En síntesis, el modelo 1 cumplió con los criterios de bondad de ajuste (tabla 2) y presenta 11 ítems distribuidos en una estructura bifactorial (Fig. 1).
Confiabilidad: la consistencia interna de la escala se estimó a través del coeficiente α de Cronbach y se obtuvieron valores aceptables. Para la escala general (α= 0,786, IC 95 %= 0,75 - 0,81), para el factor 1 Postergación de actividades (α= 0,713 IC 95 %= 0,67 - 0,74) y para el factor 2 Autorregulación académica (α= 0,787, IC 95 %= 0,75 - 0,81).
Tabla 2 Índices de ajuste de los modelos evaluados
Grado de libertad (df), índice de ajuste comparativo (CFI), índice de Tucker-Lewis (TLI), raíz del error cuadrático medio de aproximación (RMSEA), intervalo de confianza (IC), error cuadrático medio de aproximación (SRMR) y media cuadrática residual (WRMR).
DISCUSIÓN
Producto de las repercusiones a causa de la pandemia de la COVID-19 se ha visto un aumento de la conducta dilatoria entre los estudiantes de educación superior, a causa de factores como la incertidumbre, uso excesivo de la tecnología, distractores en línea, entre otros.4 Ante este escenario, evaluar la procrastinación con instrumentos de medición que no demuestran indicadores de validez y confiabilidad puede generar diagnósticos errados o insuficientes. A pesar de la existencia de medidas para evaluar esta variable,1 hacen falta investigaciones que evidencien las fortalezas psicométricas o limitaciones metodológicas en estudiantes de Estomatología.
Los resultados muestran que los ítems analizados se agrupan en una estructura bidimensional (F1 = autorregulación académica y F2 = postergación de actividades) con cargas factoriales relativamente altas y estadísticamente significativas. Estas evidencias de validez basada en la estructura interna y fiabilidad son similares a lo reportado en la versión de 12 ítems de Dominguez Lara y otros1) para universitarios peruanos. Sin embargo, en la presente, al aplicar el análisis factorial confirmatorio, la escala se redujo a 11 ítems (RMSEA< 0,08 y SRMR< 0,08), luego de la aplicación de la técnica de modificación de índices, en la cual se eliminó el reactivo 5: “Cuando tengo problema para entender algo, inmediatamente trato de buscar ayuda”.
Estos hallazgos son similares a lo reportado por Trujillo-Chumán y otros,23 quienes buscaron confirmar la estructura original de la escala de procrastinación académica (EPA) de 16 ítems de Busko (EPA-16)24 para adolescentes peruanos; no obstante, los análisis orientaron a reducir la escala a 8 ítems distribuidos en un solo factor (RMSEA= 0,048 y SRMR= 0,34; CFI= 0,98 y TLI= 0,97). De igual manera, se parece a lo encontrado por García-Martínez y otros25) quienes, al pretender adaptar la EPA-16 en universitarios mexicanos, agregaron 6 ítems relacionados al uso de internet, pero en virtud de la matriz de factores rotados tuvieron que reducir la escala a 12 reactivos. Por último, contrasta con lo encontrado por Álvarez O26) quien a través del método de componentes principales corroboró la estructura de 16 ítems; no obstante, estos se agruparon en un solo factor (KMO= 0,80; Barlett= χ2: 701,95; p< 0,05).
También se calculó la consistencia interna a través del coeficiente α de Cronbach, que evidenció indicadores de confiabilidad acordes a lo recomendado por Elosua O y otros,27 lo que lleva a sumir que esta versión de 11 ítems representa un instrumento de medición que demuestra puntajes confiables para población de universitarios de Estomatología cubanos, lo cual corrobora lo reportado en estudios anteriores.1,24,25 Al respecto, Maroco J y otros28 plantean que el análisis e informe de la consistencia interna de una medida psicológica es un requisito bien establecido en la comunidad científica29,30,31 y el α de Cronbach ocupa un lugar destacado en las preferencias de la mayoría de los investigadores.32,33,34
En suma, las propiedades psicométricas adecuadas de las puntuaciones de la escala validada (EPA-11-Odonto), guardan relación con aspectos teóricos y empíricos del modelo original que propuso Busko,24 el cual asume que las conductas de postergación son retroalimentadas por factores del ambiente,26 por lo tanto, esta conducta dilatoria implica un mal procesamiento de información a nivel cognitivo, que involucra esquemas desadaptativos relacionados con la incapacidad y el miedo llevando al comportamiento de aplazamiento.33 Estos aspectos están representados en los 2 factores subyacentes: autorregulación y postergación de actividades.
El estudio presenta limitaciones. Primero, al aplicar un muestreo no probabilístico e intencional es posible que se hubiese presentado un sesgo de selección. Segundo, al no realizar un análisis de invarianza factorial no se pueden verificar las propiedades de medida de los ítems como independientes de los grupos evaluados (sexo). Tercero, no se usaron otras medidas para evaluar la validez externa. Cuarto: los resultados presentados se basan en el uso de medidas de autoinforme, lo cual pueden generar cierto sesgo debido a la deseabilidad social. Quinto, no fue posible realizar un análisis test-retest, lo cual hubiera permitido tener datos sobre la estabilidad temporal de los puntajes de la escala. Ante ello, futuras investigaciones deberían incluir muestras representativas a nivel nacional para confirmar los resultados encontrados, así también, recurrir a otras metodologías que incluyan entrevistas a profundidad o estudios de caso.
A pesar de las limitaciones, los resultados muestran que la escala EPA-11-Odonto posee adecuadas evidencias psicométricas y puede ser utilizada como una medida breve para evaluar la PA en estudiantes cubanos de Estomatología, pues es frecuente que el hecho de contestar a estos cuestionarios constituya un proceso demasiado largo, lo que provoca cansancio entre los participantes, que optan por dejar de responder a algunas pruebas o hacerlo de forma aleatoria. En este sentido, el modelo resultante es un instrumento corto y fácil de responder.
La escala la escala EPA-11-Odonto cuenta con evidencias de validez y confiabilidad adecuadas para medir la procrastinación académica en estudiantes cubanos de Estomatología.
