Introducción

En el deporte es frecuente observar como ciertos jugadores hacen uso de estrategias engañosas que no están penalizadas normativamente, pero que tampoco pueden considerarse juego limpio. A este tipo de estrategias y comportamientos que violentan el juego limpio se han referido como astucia deportiva (Lee et al., 2007; Ponseti et al., 2012); diferenciándose del engaño, ya que este se realiza con el propósito de conseguir un beneficio mediante la acción realizada infringiendo las reglas.

Reddiford (1998) señaló que las conductas de hacer trampas y/o engañar se caracterizan por tres componentes principales. En primer lugar, implican la búsqueda de beneficios ilegítimos mediante la violación de las reglas del juego. En segundo lugar, suponen la ocultación de las verdaderas intenciones del actor, dado que el engaño es un elemento central de este tipo de conductas. Finalmente, la trampa o el engaño solo resultan efectivos si la víctima y/o la figura arbitral (árbitro o juez) creen que la acción se ha desarrollado de manera correcta y conforme a las normas. Así, el engaño se refiere a la infracción de las reglas para obtener un beneficio incorrecto (Hurst et al., 2023) e incluye un cierto grado de engaño con éxito (Ponseti et al., 2012; Ponseti et al., 2017). Por su parte, la astucia deportiva haría referencia a una serie de acciones que, si bien no infringen las reglas del deporte practicado, sí afectan al espíritu del juego, e incluso pueden usar las propias reglas para obtener una ventaja incorrecta (Lee et al., 2007). Para Ponseti et al. (2012) no existe la disposición a aceptar las trampas, pero sí un cierto tipo de engaño ya que se busca obtener una ventaja, desarrollando comportamientos que no están cubiertos ni descritos por el reglamento de juego.

Cuando se analiza la influencia de variables como el sexo del deportista o el tipo de deporte practicado (individual vs. equipo) sobre la tendencia al engaño y la astucia se ha constatado cierta inconsistencia en los resultados obtenidos. En este sentido, hay trabajos donde no se indica una relación entre la disposición al uso del engaño y la astucia con el sexo del deportista (Arbinaga et al., 2014; Borrás et al., 2020; Hideg, 2023; Pezoa-Fuentes, 2019); ni en población general, donde el género ha mostrado que no influye significativamente en la ocurrencia o el alcance del comportamiento deshonesto (Leisge et al., 2024). Sin embargo, los resultados de otros trabajos han referido que son los hombres quienes tienden a mostrarse más dispuestos a aceptar comportamientos engañosos y penalizados por la normativa del deporte practicado (Kavussanu et al., 2013; Maxwell y Moores, 2007; Rodríguez-Castellanos y Pineda-Marín, 2021; Serrano-Durá et al., 2020; Sofía y Cruz, 2015). De otro lado, también hay investigaciones donde los resultados han mostrado que son las mujeres quienes parecen mostrar una mayor disposición al uso de la astucia y el engaño (Palou et al., 2013; Ponsetí et al., 2016).

Por su parte, al considerar la variable tipo de deporte, se ha constatado que, en los deportes colectivos, generalmente de oposición y colaboración o cooperación (Riera, 2005), es donde más se constata la tendencia al engaño y astucia (Arbinaga et al., 2014; Morgulev y Galily, 2019; Ponsetí et al., 2017; Serrano-Durá et al., 2020). En este sentido, Ponsetí et al. (2017) plantearon que el 58.7% de los jóvenes futbolistas aceptaban el uso de estrategias de astucia. De igual manera, los datos de Morgulev y Galily (2019) mostraron el uso frecuente de estrategias de astucia en el contexto del fútbol para obtener ventajas sobre los oponentes. Por su parte, Serrano-Durá et al. (2020) encontraron no solo que los deportistas varones tienden más al uso de este tipo de estrategias, sino que, en los deportes colectivos, el fútbol es el que puede presentar puntuaciones más altas que el resto de deportes, incluidos los deportes de carácter individual.

Cuando se han estudiado estos constructos la investigación se ha enfocado principalmente en el rol que el entrenador y la familia pueden desarrollar (Borras et al., 2020; Miranda-Rochín et al., 2024); así como al clima en el contexto deportivo-organizacional (Borrueco et al., 2017; Ntoumanis y Vazou, 2005; Smith et al., 2006). Sin embargo, hasta donde sabemos, han sido escasos los trabajos que han centrado el interés en analizar características psicológicas de los jugadores y su relación tanto con el engaño como con la astucia (Castillo-Rodríguez et al., 2018; Finn y Frone, 2004; Mirzaei et al., 2013; Sideridis y Stamovlasis, 2014; Pedew, 2016).

En este contexto, la impulsividad ha mostrado importantes relaciones con la ejecución de la conducta, especialmente cuando se han de tomar decisiones en tiempos muy breves (Mirzaei et al., 2013). En el ámbito deportivo, cuando alguien se enfrenta a situaciones en las que tiene que tomar decisiones, la impulsividad puede afectar a tareas que necesiten de ese control (Stanford et al., 2009). La impulsividad se ha definido como la predisposición a una conducta con poca premeditación sobre sus consecuencias (McCloskey et al., 2009), lo que lleva a la realización de acciones rápidas donde se busca un refuerzo inmediato, sin tener en cuenta las consecuencias negativas que pueda causar (Moeller et al., 2001). Podría afirmarse que la impulsividad se caracterizaría por un déficit en la inhibición de la conducta ante las demandas (Dellu-Hagedorn et al., 2004; McCloskey et al., 2009; Moeller et al., 2001; Swann et al., 2002) y tiende a ser más frecuente en las mujeres (Di Benedetto et al., 2025; Duan et al., 2023). En este sentido, Perdew (2016) mostró que las mujeres que hacían trampas académicas obtuvieron puntuaciones superiores en impulsividad frente a las que no las hacían; sin embargo, estas diferencias no se observaron en los hombres.

Por tanto, la impulsividad es un constructo amplio y multidimensional, que abarca una variada gama de comportamientos que reflejan una autorregulación deteriorada, una planificación deficiente, respuestas prematuras antes de considerar las consecuencias, búsqueda de sensaciones, la toma de riesgos, la incapacidad de inhibir respuestas y la preferencia por las recompensas inmediatas sobre las retrasadas (Di Benedetto et al., 2025; Duan et al., 2023; Mirzaei et al., 2013; Stanford et al., 2009; Whiteside et al., 2005).

En el estudio de la impulsividad se han propuesto cuatro componentes explicativos (De Wit, 2009; Whiteside y Lynam, 2001); el primero de ellos sería la urgencia negativa (actuar impulsivamente debido a la experimentación de acontecimientos negativos), falta de perseverancia (rendirse frente al aburrimiento), falta de premeditación (actuar sin pensar en las consecuencias) y búsqueda de sensaciones (tendencia a buscar actividades estimulantes). También se pueden encontrar tres rasgos que la caracterizan: el componente motor (comportarse de cierta manera sin pensar realmente en ello), el componente atencional (desequilibrio atencional) y el componente de no planificación (Gilbert et al., 2011).

Iribarren et al. (2011) planteaban tres modelos para evaluar la impulsividad. El primero de ellos es la “gratificación” que toma como medida de impulsividad la incapacidad para retrasar una recompensa inmediata renunciando a una recompensa mayor pero diferida (Reynolds y Schiffbauer, 2005). Este modelo incorpora aspectos relacionados con la sensibilidad al castigo; los sujetos impulsivos actúan a pesar de las consecuencias perjudiciales de su conducta. El segundo considera el “automatismo” con el que se evalúa la impulsividad mediante la repetición de una conducta a pesar de no obtener un refuerzo o incluso de ser castigada (Evenden, 1998). Las consecuencias negativas son experimentadas de forma inmediata y sin embargo la respuesta del sujeto se mantiene (o incluso aumenta) comportándose de forma estereotipada e inflexible. El automatismo se relacionaría con deficiencias en los mecanismos inhibitorios de autorregulación (Gray, 1987).

Por último, el tercer modelo experimental es el “atencional” y se define por la presencia de respuestas rápidas (prematuras) sin contar con toda la información necesaria para actuar de forma apropiada a la situación (Swann et al., 2002). Una respuesta anticipada no es necesariamente una respuesta desadaptativa; por ello Dickman (1990) caracteriza a la impulsividad como “funcional” cuando esa conducta impulsiva aporta beneficios. Los aspectos disfuncionales o desadaptativos se caracterizan por las consecuencias negativas derivadas de una deficiente extracción de la información estimular, de una falta de planificación y de una incapacidad para omitir una respuesta inadecuada. En este sentido, las tasas más altas de impulsividad disfuncional se asociaban con una mayor tolerancia al engaño (Perdew, 2016).

Un constructo cuya posible relación con la tendencia al engaño y la astucia no ha sido examinado en profundidad, según la literatura disponible, es el compromiso deportivo, el cual fue definido como una orientación psicológica estable que representa tanto la voluntad como la decisión consciente de seguir participando en la práctica de actividades físicas o deportivas en el tiempo (Scanlan et al., 1993). Este constructo multidimensional recoge un conjunto de factores determinantes en el mantenimiento de la actividad: como pueden ser el grado de interés personal y el disfrute, la inversión de esfuerzo y tiempo a lo largo de la trayectoria deportiva, entre otras (Scanlan et al., 2003). A ello, se añadiría la presión social entendida como las expectativas y valoraciones que la persona considera por parte del entorno inmediato de su práctica deportiva y las oportunidades de poder crear vínculos, recibir apoyo emocional o sentirse parte de un grupo al practicar el deporte (Scanlan et al., 1993; Scanlan et al., 2003). Por su parte, Ryan y Deci (2000) consideran que el compromiso se refuerza mediante la satisfacción de la autonomía, la competencia y la relación.

Hay que considerar que el compromiso deportivo puede verse afectado por una serie de variables personales y de la actividad desarrollada: el sexo, el tipo de deporte practicado, el nivel de competición alcanzado o el nivel educativo del deportista, etc. (Carratalá-Bellod y Guzmán-Luján, 2022; De Muynck et al., 2021; Notario-Alonso et al., 2023; Pérez-Córdoba et al., 2021).

En el contexto descrito, la presente investigación busca conocer la posible relación entre las conductas impulsivas y el compromiso deportivo con la tendencia al engaño y la astucia. Dicha relación se analizará en el ámbito del deporte amateur y en función del sexo del deportista. Como primera hipótesis se establece que los hombres, frente a las mujeres, obtendrán puntuaciones superiores tanto en la tendencia al engaño como en la astucia. La segunda hipótesis predice que las subescalas de impulsividad, automatismo, gratificación y atencional mostrarán una alta capacidad predictiva sobre el engaño y la astucia en el caso de las mujeres deportistas. Por último, la tercera de las hipótesis plantea que el compromiso deportivo, ya sea actual o futuro, permitirá constatar en los deportistas hombres una importante capacidad predictiva sobre la tendencia al engaño y la astucia.

Método

Participantes

La muestra fue seleccionada a partir de un muestreo no probabilístico por conveniencia y se compuso de un total de 269 deportistas, de los cuales 147 eran hombres (54.65%) y 122 mujeres (45.35%); la edad media de la muestra fue de 22.95 años (DT = 3.88), con un rango de 18 a 38 años. Respecto al nivel de estudios alcanzado, el 12.3% poseían un nivel de estudios básico, el 36.1% un nivel medio y el 51.7% reconocían estudios universitarios. En cuanto a la práctica deportiva toda la muestra informaba hacerlo de forma amateur (no remunerada y participantes en ligas definidas como amateur). La experiencia deportiva federada que se reconocía presentaba una media de 7.04 años (DT = 4.69). El 48.7% practicaba fútbol, el 26.8% baloncesto y el 24.5% voleibol. Los días que informan entrenar a la semana presentan una M = 3.06 (DT = 0.85) y la media de horas en entrenamiento semanal es de 5.31 horas (DT = 2.05).

Instrumentos

Se utilizó un cuestionario sociodemográfico ad hoc que incluía variables sociodemográficas (edad, sexo y nivel educativo: básico, medio o universitario), así como variables relacionadas con la actividad deportiva (el tipo de deporte practicado: fútbol, baloncesto o voleibol; el nivel en el que compite: provincial, autonómico o nacional; la frecuencia y duración del entrenamiento semanal, los años de experiencia como deportista federado y la titularidad habitual del deportista en las competiciones evaluada mediante la estimación de porcentaje de partidos que comienza como titular (alto > 50%, bajo < 50%).

La conducta impulsiva se evaluó mediante la “Escala de Impulsividad Estado” (Iribarren et al., 2011). Esta escala cuenta con tres subescalas, las cuales son gratificación, automatismo y atencional. La prueba está compuesta por 20 ítems, con respuestas tipo Likert, (0 = casi nunca -baja impulsividad-, hasta 3 = casi siempre/siempre -alta impulsividad-). La fiabilidad, evaluada mediante el alfa de Cronbach, de la escala en el estudio original fue muy aceptable (α = .884). En el presente estudio se obtuvo una fiabilidad para la escala total de α = .877; por su parte, tanto en la en la subescala de gratificación (α = .715) como en la de automatismo (α = .719) y en la atencional (α = .750), los valores fueron pertinentes.

Por otro lado, para medir el compromiso deportivo se utilizó la “Scale Degrees of Commitment to the Sport” de Orlick (2004) y validada al español por Belando et al. (2012). La escala consta de 11 ítems con respuestas tipo Likert (1 = totalmente en desacuerdo hasta 5 = totalmente de acuerdo). En la validación al español, los coeficientes alfa de Cronbach obtenidos fueron de .77 para el compromiso actual y .68 para el compromiso futuro. En cuanto al presente estudio, se obtuvo un alfa de .70 para el compromiso actual y de .52 para el compromiso futuro mientras que en la escala total α = .80. En el caso de la subescala del compromiso futuro, debido al reducido número de ítems que componen este factor, la consistencia interna conseguida fue aceptable (Hair et al., 1998).

Por último, para medir la astucia y el engaño se utilizó el “Cuestionario de Disposición al Engaño en el Deporte” de Ponseti et al. (2012), derivado del “Development of the Attitudes to Moral Decisión-Making in Youth Sport” (AMDYSQ-1; Lee et al., 2007). Esta prueba cuenta con 6 ítems de respuestas tipo Likert (1 = totalmente en desacuerdo y 5 = totalmente de acuerdo). La fiabilidad total en la adaptación española fue de α = .78, en la subescala de engaño α = .74 y en la subescala de astucia α = .63. Mientras que en el presente estudio la fiabilidad total fue de α = .808, en la subescala de engaño α = .804 y en astucia α = .709.

Procedimiento

La recogida de datos se llevó a cabo de forma presencial en diversas instalaciones deportivas o polideportivos de Huelva y Sevilla, donde entrenaban equipos de fútbol, baloncesto y voleibol. A los deportistas se les entregó el cuestionario en papel y antes de comenzar se les informó sobre los objetivos del estudio. La investigación se desarrolló cumpliendo con las normas éticas establecidas por la Declaración de Helsinki de 1975, actualizada en 2013. El estudio fue aprobado por el Comité Ético de Investigación Biomédica de Andalucía (código interno: 0423-N-23). A todos los participantes se les solicitaba la aceptación expresa del consentimiento informado y se les comunicaba que la participación era voluntaria, pudiendo abandonar cuando así lo considerasen. Los autores no presentaron conflicto de intereses.

Análisis de Datos

El análisis de los datos se realizó a través de la versión 29 del programa estadístico SPSS. Para comprobar la normalidad de las variables se empleó la prueba de normalidad Kolmogorov-Smirnov y, dado que no todas las variables siguen una distribución normal, se aplicaron pruebas no paramétricas. La fiabilidad interna de los instrumentos utilizados se evaluó mediante el coeficiente alfa de Cronbach.

En primer lugar, para los análisis descriptivos de la muestra se emplearon medias y desviaciones típicas, para variables cuantitativas; y frecuencias y porcentajes, para variables categóricas. Con la intención de comparar las variables cuantitativas en función de variables cualitativas, se realizó contraste de medias mediante la prueba t de Student para muestras independientes. Por su parte, las variables que no se ajustaban a una distribución ajustada a la normalidad se compararon mediante la prueba U de Mann-Whitney o la Chi-cuadrado de Kruskal-Wallis. En el caso de variables categóricas, se emplearon pruebas Chi-cuadrado de Pearson. Asimismo, se realizaron análisis de correlación mediante el coeficiente de correlación de Spearman. Por último, se realizó un análisis de regresión lineal múltiple para predecir los niveles de astucia y engaño a partir de las dimensiones de impulsividad y las puntuaciones en compromiso deportivo.

Resultados

La muestra se compuso de 147 hombres (54.65%) y 122 mujeres (45.35%). En cuanto a las características sociodemográficas (Tabla 1), la edad media fue de 22.95 años (DT = 3.88), siendo significativamente mayor en los hombres con respecto a las mujeres. Además, se observaron diferencias estadísticamente significativas en el nivel de estudios en función del sexo, con un tamaño del efecto pequeño (V = 0.250). Mientras que los hombres tienden a estar en el grupo de estudios medios, las mujeres lo hacen en el nivel universitario.

En lo que se refiere a las características sociodeportivas (Tabla 2), se observa que el deporte más practicado es el fútbol y el menos practicado el voleibol. Sin embargo, este último es el más practicado entre las mujeres, siendo el fútbol en el caso de los hombres. El análisis de Chi-cuadrado indicó la presencia de diferencias estadísticamente significativas en el tipo de deporte según el sexo, con un tamaño de efecto medio (V = 0.396). En cuanto al nivel competitivo en el que juegan no se encontraron diferencias estadísticamente significativas entre hombres y mujeres, ya que en ambos casos el nivel provincial es el más frecuente. En relación con el porcentaje de partidos que estimaban haber jugado como titulares, se encontraron que las diferencias sí eran significativas, eran los hombres quienes indicaban haber jugado mayormente un porcentaje de partidos como titular frente a las mujeres. Por otra parte, es posible observar que los hombres, frente a las mujeres, reconocen llevar más años compitiendo como federados y entrenar más días a la semana; pero no muestran diferencias significativas respecto al número de horas que reconocen entrenar a la semana.

Tras aplicar la prueba de normalidad Kolmogorov-Smirnov se pudo comprobar que la puntuación total en impulsividad (Z = 1.440, p = .032), en automatismo (Z = 1.978, p = .001), en gratificación (Z = 1.495, p = .023), en atención (Z = 1.385, p = .043), en la subescala de engaño (Z = 2.016, p = .001), en la subescala de astucia (Z = 1.512, p = .001), en el compromiso deportivo actual (Z = 1.710, p = .006) y en el compromiso deportivo futuro (Z = 1.853, p = .002) no mantienen un ajuste a la normalidad de la distribución en sus datos.

Llevando a cabo la comparación en dichas variables según el sexo de las personas que participan, se comprueba que no se encontraron diferencias estadísticamente significativas en las subescalas de impulsividad y compromiso deportivo según el sexo (Tabla 3). Sin embargo, tanto en la escala de engaño (d = 0.28) como en la de astucia (d = 0.59) son los hombres quienes puntuaron significativamente más alto que las mujeres.

Si se comparan, en base a las pruebas de Kruskal-Wallis, las variables estudiadas en función del tipo de deporte practicado se observa que sólo se presentan diferencias significativas en la subescala de engaño (χ₂ = 8.146, p = .017) y astucia (χ² = 19.972, p < .001). En las medidas del engaño las diferencias estadísticamente significativas se muestran entre el fútbol (M = 8.07, DT = 3.546) y baloncesto (M = 6.83, DT = 3.541) con una p = .049. Sin embargo, no hay diferencias significativas entre fútbol y voleibol o entre baloncesto y voleibol. Por su parte, sí se observan diferencias significativas entre las puntuaciones de la subescala de astucia en fútbol (M = 10.37, DT = 3.322) y baloncesto (M = 8.75, DT = 3.343) con una p = .003; entre el fútbol y el voleibol (M = 8.38, DT = 3.147) con una p < .001. El baloncesto y el voleibol no muestran diferencias en las puntuaciones obtenidas en astucia.

En la Tabla 4 se observan las correlaciones entre las subescalas analizadas. El engaño correlacionó positiva y significativamente con todas las dimensiones de impulsividad, así como con la astucia. El compromiso deportivo actual correlacionó negativamente, y de forma significativa, con las tres subescalas de impulsividad y positivamente con la astucia. Por último, el compromiso deportivo futuro también correlacionó negativamente y significativamente con las subescalas de impulsividad y positivamente con la de astucia.

Por último, en la Tabla 5 pueden observarse, para el conjunto de la muestra, los modelos generados mediante regresión lineal considerando las variables engaño y astucia como variables predichas y la impulsividad y el compromiso deportivo como variables predictoras. Se constatan diferencias en las capacidades explicativas y predictivas de las variables.

Respecto al engaño, en el primer modelo generado se constata que las subescalas gratificación y atencional muestran una significación estadística con una capacidad explicativa del 14.6%. En este sentido, la gratificación predeciría un incremento de β = 0.213 de la variable engaño y la subescala atencional lo haría con una β = 0.176. Al incorporarse el compromiso deportivo, se produce un incremento significativo en la capacidad explicativa del modelo y se mantienen, con ligeros incrementos, como variables predictoras principales la gratificación, que llegaría a una β = 0.215 y la subescala atencional con una β = 0.188.

En el caso de la astucia, ambos modelos generados resultan significativos. El primer modelo, con una capacidad explicativa del 7.8% de la varianza, siendo sólo la dimensión atencional la que predice significativamente la variable (β = .198). Al incorporar el compromiso deportivo como variable predictora en el modelo 2, aumenta significativamente la capacidad explicativa, llegando al 15.4% de la varianza. En este segundo modelo, el compromiso deportivo actual llega a predecir un incremento de β = 0.202 en la variable y la subescala atencional de la impulsividad incrementaría su poder predictor con una β = 0.259.

Si la predicción de los constructos engaño y astucia se lleva a cabo según el sexo del participante (Tabla 6) puede observarse que para los hombres la tendencia al engaño viene predicha, de manera significativa, por las subescalas de gratificación (β = 0.218) y atencional (β = 0.278). En el caso del constructo astucia, el principal aporte en la predicción de la variable lo realiza la subescala de impulsividad denominada atencional (β = 0.318) y el compromiso deportivo actual (β = 0.306).

En el caso de las mujeres deportistas, se ha observado que la impulsividad y el compromiso deportivo no hacen aportes significativos a la varianza de la tendencia al engaño; si bien, se comprueba que la subescala de automatismo llegaría a predecir un incremento con una β = 0.237 en la variable, aunque no ha resultado significativo. Por su parte, para el constructo astucia se constata que los predictores que realizan aportes significativos son la subescala de automatismo (β = 0.392) y el compromiso deportivo futuro (β = 0.237).

Discusión

La presente investigación ha tratado de conocer posibles relaciones entre las conductas impulsivas y el compromiso deportivo con la tendencia al engaño y la astucia en deportistas de equipos amateur en función del sexo del deportista. Como primera hipótesis se establecía que los hombres, frente a las mujeres, obtendrían puntuaciones superiores tanto en la tendencia al engaño como en la astucia. Los resultados obtenidos han confirmado la hipótesis planteada. Los datos apoyan investigaciones anteriores donde se había señalado que eran los hombres quienes tendían a mostrar una mayor frecuencia de comportamientos relacionados tanto con el engaño como con la astucia (Kavussanu et al., 2013; Maxwell y Moores, 2007; Rodríguez-Castellanos y Pineda-Marín, 2021; Serrano-Durá et al., 2020; Sofía y Cruz, 2015). Si bien en el caso del engaño las diferencias se presentan con un tamaño efecto pequeño y en la astucia se obtiene un tamaño efecto moderado.

Por el contrario, los resultados no apoyan las conclusiones que establecían una ausencia de relaciones entre el sexo del deportista y los comportamientos analizados. Así, en trabajos donde se estudiaba la implicación de los padres en la práctica deportiva de sus hijos menores, no se habían reflejado relaciones de estos comportamientos con el sexo (Arbinaga et al., 2014; Borrás et al., 2020; Hideg, 2023; Pezoa-Fuentes, 2019). Esta ausencia de relación también se había comprobado en la población general donde el género había mostrado que no influía en la ocurrencia de comportamiento deshonesto (Leisge et al., 2024). De igual manera, contradicen los resultados de Palou et al. (2013) y Ponsetí et al. (2016), quienes habían indicado que eran las mujeres las que informaban de una mayor disposición al uso tanto de la astucia como del engaño.

La segunda hipótesis venía a predecir que las subescalas de impulsividad, automatismo, gratificación y atencional mostrarían alta capacidad predictiva sobre el engaño y la astucia en el caso de las mujeres deportistas. La información que se ha obtenido ha mostrado que las puntuaciones de impulsividad encontradas no indicaban diferencias entre los sexos; contrariamente a lo referido por trabajos anteriores, donde se afirmaba que eran las mujeres quienes referían puntuaciones superiores en impulsividad (Di Benedett et al., 2025; Duan et al., 2023). De igual manera, Perdew (2016) mostró que las mujeres que hacían trampas eran quienes obtenían puntuaciones superiores en impulsividad frente a las que no las hacían; sin embargo, estas diferencias no las observó en los hombres.

Respecto a la capacidad predictiva de la impulsividad sobre el engaño se ha comprobado que son las subescalas de gratificación y atencional las que hacen aportes significativos en la predicción de estos comportamientos para el conjunto de la muestra. Hay que considerar que en este trabajo los aspectos adaptativos de la impulsividad fueron eliminados en la construcción de la prueba; por lo que solo se valoran los aspectos disfuncionales del constructo, caracterizados por las consecuencias negativas derivadas de una deficiente extracción de la información estimular, de una falta de planificación y de una incapacidad para omitir una respuesta inadecuada. Por tanto, estos datos apoyarían la conclusión de Perdew (2016) cuando afirmaba que las tasas más altas de impulsividad disfuncional se asociaban con una mayor tolerancia al engaño.

Especificando las relaciones según el sexo de los deportistas, se ha podido comprobar que en el caso de los hombres su comportamiento infringiendo la normativa (engaño) se ve determinado, en buena parte, por la obtención de beneficios inmediatos (gratificación) y por el uso de una incompleta información para la toma de decisiones (atencional); a pesar de las posibles consecuencias negativas que pudieran derivarse. Por su parte, aquellos comportamientos dentro de la norma, pero que pudiera decirse no se ajustan a un fair play (astucia), estarían determinados, en una parte relevante, por el uso de información parcial del entorno (atencional). Sin embargo, para la mujer la impulsividad no predice el engaño y, en el caso de la astucia, sería la repetición de una conducta, a pesar de no obtener refuerzo o ser castigada (automatismo) la que hace que se mantenga o aumente, mediante un comportamiento estereotipado e inflexible. Esto vendría a estar apoyado por la literatura donde se ha indicado que las mujeres suelen obtener puntuaciones superiores en inflexibilidad psicológica, caracterizada por un mayor número de comportamientos estereotipados e inflexibles (Arbinaga et al., 2025; Bisgaier, 2019; Trompetter et al., 2015).

Por último, la tercera de las hipótesis planteaba que el compromiso deportivo, ya sea actual o futuro, permitiría constatar en los deportistas hombres una importante capacidad predictiva sobre la tendencia al engaño y la astucia. Los resultados obtenidos en este trabajo han mostrado una ausencia de diferencias según el sexo de los deportistas en el compromiso deportivo (actual y futuro). Esta información contradice a los trabajos de Carratalá-Bellod y Guzmán-Luján (2022), De Muynck et al. (2021) y los de Notario-Alonso et al. (2023) quienes afirmaban que los hombres muestran niveles de compromiso deportivo superiores a las mujeres; siendo explicados por variables socioculturales, expectativas de género o la manera en que hombres y mujeres viven y perciben la práctica de la actividad física.

Sin embargo, vendría en línea con las afirmaciones de Gallardo-Peña et al. (2019) quienes consideraban que el compromiso no puede ser explicable a partir del sexo de los deportistas, ya que no hay una relación lineal entre ambas. En su lugar, establece que el compromiso hacia la práctica deportiva estaría mediado por otras variables, como la motivación intrínseca, el disfrute que se experimenta durante la práctica y las características del entorno social en el que se desarrolla la práctica como el apoyo que hay de los entrenadores, compañeros o familiares. Considerando que ni el tipo de deporte ni el sexo del practicante son determinantes para explicar el compromiso deportivo, encontrándose una amplia gama de determinantes personales y de estilo de vida (edad, horas semanales de dedicadas a la práctica deportiva, etc.). De hecho, según estos mismos autores apuntan que los deportistas más jóvenes o aquellos profesionales que entrenan o practican su disciplina a una mayor frecuencia y continuidad tienen una tendencia a mostrar más compromiso, tanto en el presente como en sus expectativas a futuro de continuidad en la misma (Gallardo-Peña et al., 2019).

Respecto a su capacidad predictiva, respecto al engaño y la astucia, se ha podido constatar que solo el compromiso deportivo actual muestra capacidad de predicción en la astucia para los hombres y el compromiso futuro en las mujeres. Sin embargo, no lo hacen en la tendencia al engaño.

Limitaciones y Perspectivas Futuras

Si bien este trabajo aporta conocimiento sobre las relaciones entre los constructos impulsividad, compromiso deportivo y la tendencia al engaño y astucia, pueden señalarse ciertas limitaciones que deberán ser consideradas para futuras investigaciones. El diseño correlacional no facilita una interpretación de los resultados en términos de relaciones causales. La utilización de cuestionarios para la recogida de información conlleva problemas inherentes al mismo uso, que pueden generar dificultades en las respuestas. La utilización de muestras de conveniencia y la no realización de muestreos probabilísticos puede cuestionar la validez externa de los datos. De igual manera, se haría necesario considerar una muestra con una más amplia representación de tipos de deportes individuales vs. grupales. Otro aspecto que debiera controlarse es el contexto cultural en el que se analizan dichos comportamientos, así como la experiencia, el nivel competitivo, y otras características deportivas que pudieran hacer considerar la necesidad de una muestra homogénea en sus comparaciones con futuras investigaciones.

Aplicaciones Prácticas

El trabajo realizado conlleva una aproximación a comportamientos que, aun siendo legales en las normativas de juego, vienen a causar problemas en el mismo desarrollo de la actividad deportiva; generando ventajas sobre el adversario. La disposición al engaño y la astucia, principalmente en los deportes de equipo, facilitan situaciones que bien pudieran considerarse violentan el fair play deportivo. En este sentido, se hace necesario conocer qué variables psicológicas facilitan, promueven, protegen a los deportistas ante este tipo de comportamientos. Así, disponiendo de esta información, las personas que actúan como técnicos/as deportivos (profesionales de la Psicología del Deporte, del entrenamiento, de la preparación física, etc.) y las organizaciones contarán con herramientas y posibles estrategias de intervención para identificar a deportistas con esta disposición a la trampa. Por otro lado, la literatura confirma que, junto a la familia, los entornos de aprendizaje y entrenamiento deportivo son muy influyentes para el desarrollo de valores y actitudes sociales honestas, con implicaciones en la vida extradeportiva del atleta. Así, será factible comprobar y reflexionar si la información, el mensaje, las conductas, etc. que los entrenadores pretenden transmitir a sus deportistas facilitan o promueven la trampa y el engaño por parte de los mismos durante el entrenamiento y/o competición. De igual manera, estos resultados pueden ayudar en los procesos formativos dirigidos a la variedad de técnicos implicados en un entorno deportivo facilitando el desarrollo del fair play.