Resumen: La competición deportiva presenta demandas potencialmente estresantes. Para afrontarlas, es necesario emplear estrategias de afrontamiento (EA) para reducir el estrés, superar las demandas y adaptarse al entorno. Se adaptó el Cuestionario de Aproximación al Afrontamiento en el Deporte (ACSQ, por sus siglas en inglés) a deportistas masculinos de Córdoba, Argentina. Se realizaron estudios de validez de contenido, entrevistas cognitivas y estudios de validez factorial y de consistencia interna. Participaron 318 deportistas (M = 19.48 años, DT = 4.42) de fútbol, básquet y rugby. Se modificaron levemente 17 reactivos por dificultades lingüísticas; el estudio de jueces arrojó adecuados índices de validez de contenido. Los índices de discriminación mostraron diferencias significativas en todos los ítems. El ítem 5 presentó correlaciones ítem/dimensión bajas, por lo que se eliminó de los análisis posteriores. Finalmente, al encontrarse una correlación alta entre Carga Emocional y Planificación Activa/Reestructuración Cognitiva y chequearse mediante Análisis Factorial Exploratorio la presencia de unidimensionalidad, se realizó un Análisis Factorial Confirmatorio de cinco factores que presentó índices de bondad de ajuste aceptables [χ2(424) = 814.417; CFI = 0.91; TLI = 0.90; RMSEA (0.048 - 0.059) = 0.054]. La consistencia interna a nivel general fue de ⍵ =.88, mientras que los factores presentaron valores ⍵ adecuados, entre .69 y .92. La versión final del instrumento presenta adecuada validez y fiabilidad para evaluar el uso de las EA en situaciones competitivas. A futuro se espera que se amplíe la muestra a otras disciplinas deportivas, se incluyan deportistas mujeres y se analice en profundidad el comportamiento de la variable CE/PA-RC.
Palabras clave: estudio instrumental, estrategias de afrontamiento, competición, deportistas, Argentina.
Abstract: Athletes have the ability to face situations that affect their performance with cognitive, behavioral and emotional self-regulation strategies. In part, this is because during sports competition they are faced with potentially stressful physical, technical, tactical, and psychological demands. To deal with these situations, achieve sports goals and achieve psychological well-being, it is necessary to use Coping Strategies (CS) appropriately to reduce stress, overcome competitive demands and adapt to the environment. The Approach to Coping in Sport Questionnaire (ACSQ) is a useful tool to evaluate athletes CS. It is based on the transactional model of Lazarus y Folkman (1984), and evaluate cognitive, affective and behavioral CS that athletes use to face psychological difficulties during sports competition. Kim et al. (2003b) adapted the ACSQ to Spanish athletes population who participated in individual and team contact and non-contact sports. The purpose of this study was to adapt to male athletes of contact sports from Córdoba, Argentina, the Spanish version of the ACSQ. An instrumental study was developed to adapt the Spanish version of the ACSQ to male athletes who practice Soccer, Basketball and Rugby in Córdoba, Argentina. Content validity, cognitive interviews, and factorial validity and internal consistency studies were carried out. 318 athletes (171 soccer players, 62 basketball players and 85 rugby players) participated. Mean age was 19.48 years (SD = 4.48). On average, athletes train 4.82 days a week (SD = 1.13) a minimum of three hours a day and a maximum of seven hours per day. The majority of the athletes compete at a National level. To evaluate content validity, semantic quality of the scale items was evaluated using Aiken's V coefficient; Fleiss's Kappa coefficient was used to assess their congruence with the proposed factors. In the cognitive interview process a qualitative analysis was conducted to analyze clarity and comprehension of the test. Then, the items were analyzed using the method of comparison between extremes and the homogeneity index (r). To evaluate the factorial validity of the ACSQ, two Confirmatory Factor Analysis (CFA) procedures were carried out to evaluate, firstly, the adjustment of the data to six factor model proposed by Kim et al. (2003b); secondly, the five-factor model evidenced in the Korean version in which the Emotional Calm (EC) and Active Planning-Cognitive Restructuring (AP-CR) dimensions are two sub-dimensions of the same factor. Finally, the reliability of the instrument was evaluated with the ordinal alpha index and ordinal omega coefficients. 17 items were slightly modified due to linguistic difficulties; the content validity study yielded adequate indexes. The discrimination indices showed significant differences in all the items. Item 5 presented low item/dimension correlations, so it was decided to eliminate it from the following analyses. Finally, upon detecting a high correlation between the EC and AP-CR factors and checking the presence of unidimensionality by means of an EFA, a Confirmatory Factor Analysis of five factors was carried out, which presented acceptable goodness-of-fit indices [χ2(424) = 814.417; CFI= 0.91; TLI= 0.90; RMSEA (0.048 - 0.059) = 0.054]. ACSQ internal consistency was ⍵ =.88, while each factors presented adequate values (⍵= .69 to .92). The final version of the instrument presents adequate validity and reliability to evaluate CS used by male contact athletes in competitive situations. ACSQ was made up of 31 items subdivided into five factors. This version improves quality of the items, their congruence with underlying factors, homogeneity and representativeness of strategies analyzed. Future studies are expected to expand the sample to new sports disciplines, contemplate working with female athletes and analyze in depth the behavior of the AP-CR/EC variable.
Keywords: instrumental study, coping, competition, athletes, Argentina.
Artículos
Estudio instrumental del Cuestionario de Aproximación al Afrontamiento en el Deporte en deportistas masculinos de Córdoba
Instrumental study of Approach to Coping in Sport Questionnaire in male athletes from Córdoba
Centro Interamericano de Investigaciones Psicológicas y Ciencias Afines
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Recepción: 11 Mayo 2022
Aprobación: 10 Enero 2023
Los deportistas poseen la habilidad de afrontar situaciones que afectan su rendimiento con estrategias cognitivas, conductuales y emocionales de autorregulación (Crocker et al., 2015). En parte, se debe a que durante la competición deportiva se enfrentan con demandas físicas, técnicas, tácticas y psicológicas potencialmente estresantes. Para hacer frente a estas situaciones, conseguir los objetivos deportivos y alcanzar el bienestar psicológico es necesario usar adecuadamente estrategias de afrontamiento (EA) (Gaudreau y Blondin, 2004). Como indica Henriksen et al. (2020), los deportistas reaccionan de manera diferente ante las crisis o situaciones estresantes. Esto quizá se debe a que el deporte depende, en gran medida, de la performance en las competencias, las cuales están caracterizadas por situaciones de incertidumbre, presión y estrés. Así, se ha visto que desarrollar personalidades resilientes, con capacidad de control de la ansiedad y de afrontar situaciones estresantes son características claves en el logro de objetivos deportivos (Fletcher y Sarkar, 2012, citado por Clemente-Suárez et al., 2020). A mayor diversidad de estrategias y recursos personales para afrontar estas situaciones, mayor probabilidad de alcanzar el éxito deportivo (Croker et al., 2015; Galli y Vealey, 2008).
El concepto de EA deriva del término inglés coping. El modelo transaccional considera que afrontar situaciones estresantes es un proceso dinámico y recursivo que involucra interacciones entre aspectos internos de la persona y externos del ambiente (Nicholls et al., 2006). Lazarus y Folkman (1984, p. 141) definen a las EA como “los esfuerzos cognitivos y conductuales constantemente cambiantes que sirven para manejar las demandas externas y/o internas que son valoradas como excedentes o desbordantes de los recursos de los individuos”.
Las EA se pueden categorizar empleando algunos ejes fundamentales. En primer lugar, en función del método o medio empleado para afrontar su direccionalidad, existen tres categorías: EA activas, si la persona utiliza sus recursos para afrontar aquello que le genera malestar; EA pasivas, si en lugar de actuar espera que las condiciones de la situación cambien, y EA evitativas, si todos sus esfuerzos se dirigen a la huida de la situación (Lazarus y Folkman, 1984).
En segundo lugar, una estrategia puede ser clasificada en función de dónde se dirija el foco de atención. Por un lado, el afrontamiento orientado a la tarea (TOC, del inglés task- oriented coping) refiere a las acciones que tienen como objetivo cambiar o controlar algunos aspectos de una situación percibida como estresante. Esta dimensión incluye estrategias específicas tales como aumento del esfuerzo, planificación y análisis lógico. La segunda dimensión, el afrontamiento orientado a la emoción (EOC, emotion- oriented coping) incluye a las acciones empleadas para cambiar el significado de una situación estresante y regular el resultado negativo de las emociones. Aquí se incluyen estrategias específicas tales como el distanciamiento, el autocontrol, la búsqueda de apoyo social, el aceptar la responsabilidad o el reevaluar positivamente la situación (Lazarus y Folkman, 1984).
Distintos investigadores han propuesto la existencia de una tercera dimensión funcional, el afrontamiento de evitación, que refiere a las acciones para desentenderse de la tarea y redirigir la atención a estímulos no relevantes, incluyendo estrategias tales como la negación o el consumo de sustancias (Carber et al., 1989; Endler y Parker, 1994, citados por Márquez, 2006). Por último, las EA también pueden ser clasificadas como fundamentalmente cognitivas o conductuales, y se refieren a aquellas estrategias en que la persona utiliza algún tipo de procesamiento cognitivo y otras en el que predomina algún tipo de acción motriz (Cantón Chirivella et al., 2013).
Al principio, en el contexto deportivo las EA eran evaluadas mediante cuestionarios provenientes de la psicología general (Cócola Coria, 2010; Márquez, 2006). Frente a la necesidad de evaluar las EA con herramientas específicas del ámbito deportivo y superar las limitaciones psicométricas de los anteriores instrumentos (por ejemplo, claridad, especificidad conceptual, falta de consistencia interna, entre otras), se desarrollaron diversos instrumentos específicos (citados en Márquez, 2006): Ways of Coping for Sport (WOCS; Madden et al., 1989), Cuestionario de Estrategias de Afrontamiento ante la Competición (Márquez, 1992), Athletic Coping Skill Inventory-28 (ACSI-28; Smith et al., 1995), Approach to Coping in Sport Questionnaire (ACSQ; Kim y Duda, 1997), Inventaire des Strategies de Coping en Competition Sportive (ISCCS; Gaudreau y Blondin, 2002).
Específicamente, el ACSQ, basado en el modelo transaccional de Lazarus y Folkman (1984), permite evaluar las EA cognitivas, afectivas y conductuales que utilizan los/as deportistas para enfrentar las dificultades psicológicas durante la competición deportiva. La versión inicial del ACSQ estaba conformada por 78 ítems preliminares, clasificados en 13 tipos de EA. Se aplicó a una muestra de 275 atletas universitarios coreanos, y puso de manifiesto una estructura factorial de cinco categorías de EA: Planificación Activa / Reestructuración Cognitiva-Calma Emocional (PA/RC-CE; α = .83); Retraimiento Mental (RM; α = .70); Búsqueda de Apoyo Social (BAS; α = .70); Religiosidad (R; α = .71) y Conducta de Riesgo (CR; α = .71) con una correlación inter-factorial moderada entre PA/RC y CE (r = .67, p < .01). Sin embargo, debido a que las estrategias PA/RC remiten a una actividad cognitiva y CE a una estrategia de control emocional, fueron consideradas como factores separados luego de que realizaran un análisis factorial exploratorio (AFE) entre los ítems de ambos factores. Los resultados obtenidos mostraron que los reactivos se agrupaban en dos estrategias distintas, por lo que decidieron mantenerlos como constructos distintos aunque relacionados.
El cuestionario quedó conformado por 32 reactivos y una estructura factorial de seis categorías de EA. Kim (1999) en EE.UU realizó un AFE con 311 deportistas universitarios y encontró resultados similares al estudio inicial. Luego, Kim et al. (2003a) a partir de un análisis factorial confirmatorio (AFC), confirmaron la estructura factorial con una muestra de 404 deportistas universitarios coreanos, y como en el estudio inicial, los resultados arrojaron una correlación alta entre PA/RC y CE, pero mediante un estudio de validez discriminante de estos dos constructos se decidió considerarlos por separado.
Kim et al. (2003b) realizaron una adaptación del ACSQ al español con una muestra de 190 deportistas de ambos sexos (152 varones y 35 mujeres de entre 12 y 39 años) que participaban en deportes individuales y colectivos de contacto y sin contacto. A través de una prueba piloto decidieron no incluir la escala Religiosidad, debido a que los participantes se negaban a responder sus ítems. Por lo tanto, el Cuestionario de Aproximación al Afrontamiento en el Deporte se compuso de 28 ítems divididos en cinco subescalas: PA/RC, CE, RM, CR y BAS.
Respecto a los resultados de consistencia interna, los índices de α fueron .71 para CE, .74 para PA/RC, .78 para RM, .64 para CR y .78 para BAS. Por otro lado, a partir de un análisis correlacional, los resultados indicaron una relación positiva y significativa entre los constructos PA/RC, CE, BAS y CR, y entre las estrategias RM y CR. Kim et al. (2003b) concluyeron que el ACSQ se presenta como un instrumento útil para evaluar las EA empleadas por deportistas. Sin embargo, sugirieron la realización de nuevos estudios con el fin de evaluar sus propiedades psicométricas.
Catalá Mesón y Peñacoba Puente (2019) realizaron un estudio de adaptación del ACSQ (Kim et Al., 2003b) a población de futbolistas españoles (N = 562) de entre 12 y 19 años (M = 15.29 DT = 1.86); además, compararon la estructura factorial con una versión alternativa del cuestionario que incluye una escala de percepción de eficacia de las estrategias utilizadas. Entre sus resultados encontraron que la versión ACSQ-efectividad posee mejores indicadores de validez factorial que la versión ACSQ-uso. En cuanto a la consistencia interna, encontraron valores entre .70 y .80, y valores bajos en la subescala CR (α = .57). Cabe destacar que estos resultados no varían sustancialmente de los resultados encontrados por Kim et al. (2003b).
En Argentina, la investigación en psicología aplicada al deporte es incipiente, por lo que la mayoría de los estudios realizados han utilizado medidas no validadas o provenientes de la psicología general (Cócola Coria, 2010; Pinto, 2011; Sarries y Pinto, 2016), y cuando se hizo (por ej.,Pinto y Vázquez, 2013) mostraron limitaciones (tamaño muestral, indicadores psicométricos utilizados) que afectan la calidad de la adaptación realizada. Sumado a esto, las propiedades psicométricas de los instrumentos específicos para deportes han empezado a ser una preocupación, por lo que se empezó a trabajar en la calidad de los instrumentos empleados y en sus propiedades psicométricas con el fin de lograr una mayor articulación entre diseño, práctica y teoría, y una mejor aplicación de las técnicas metodológicas y estadísticas en su elaboración (García-Mas et al., 2004). Un ejemplo a nivel local son los estudios de Raimundi et al. (2016), Caicedo Cavagnis et al. (2017), o Pagano y Vizioli (2020), entre otros.
Por todo lo descripto anteriormente, se planteó el objetivo de realizar un estudio instrumental con la versión española del ACSQ (Kim et al., 2003b) a deportistas masculinos de Córdoba. Se decidió reincorporar la subescala Religiosidad (R), ya que se considera un factor de importancia en la evaluación de las EA en el contexto deportivo y que además está presente en la cultura deportiva argentina. Así, el instrumento a adaptar posee 32 ítems repartidos en seis subescalas (CE, PA/RC, RM, CR, BAS y R).
Cabe destacar que las estrategias de religiosidad involucran dimensiones cognitivas, emocionales, comportamentales, interpersonales y fisiológicas (Hill y Pargament, 2003). Siguiendo a Park et al. (2012), el afrontamiento religioso involucra distintos intentos para utilizar recursos religiosos internos y externos para hacer frente a situaciones vitales estresantes. Al respecto, Wiese-Bjornstal et al. (2018) encontraron que las creencias espirituales y religiosas fueron un predictor de un locus de control saludable y un afrontamiento religioso positivo ante las lesiones; además, los/as deportistas que poseían un afrontamiento de tipo religioso/espiritual utilizaron un afrontamiento activo a situaciones estresantes.
Por todo lo mencionado, siguiendo a Schweitzer Almeida Pereira et al. (2020), es necesario continuar estudiando sobre el afrontamiento en el deporte y desarrollar instrumentos para su evaluación, no sólo porque son el método más común de evaluación del afrontamiento en el deporte (Crocker et al., 2015) sino también porque posibilitará a los/as profesionales que trabajan con deportistas conocer la efectividad de las estrategias, preparar intervenciones en poblaciones específicas e incrementar y mejorar las EA con las que cuenta esta población (Nicholls et al., 2016, citado por Schweitzer Almeida Pereira et al., 2020).
Siguiendo las normas de la Comisión Internacional de Test (ITC, 2010) y la American Educational Research Association (2014), se desarrolló un estudio instrumental (Montero y León, 2007) para adaptar el ACSQ a deportistas varones que practican fútbol, básquet y rugby.
Se utilizó la versión española del cuestionario de Kim et al. (2003b) y se comprobó, en primer lugar, que existiera una equivalencia lingüística y cultural del cuestionario a la población meta de la adaptación. Posteriormente se realizó un estudio de jueces. Luego se procedió a realizar un estudio de validez basado en el proceso de respuesta, conocido como Entrevistas Cognitivas (EC). Las EC se realizaron en forma individual, luego de que los deportistas expresaran su consentimiento escrito; tuvieron una duración de una hora aproximadamente y fueron registradas mediante un grabador de voz. Se desgrabó el contenido utilizando el programa Excel 2013. Se construyó una tabla de doble entrada considerando el deporte, para luego compararlas y evaluar convergencias y divergencias en la comprensión de los ítems.
Por último, se evaluó la validez factorial y la consistencia interna del instrumento. Para ello, se contactó telefónicamente a dirigentes, entrenadores/as, etcétera, de los diferentes clubes que participaron en la investigación para solicitar permiso y apoyo en el proceso de recogida de datos. A aquellos clubes que lo solicitaron, se les entregó una nota informativa del estudio a realizarse, y a los que no, se les explicitaron las condiciones en forma verbal, y los clubes dieron su consentimiento para ejecutar el estudio. Luego, se acordó un día y horario para realizar la evaluación.
Se administró la planilla de evaluación colectivamente en los vestuarios, con buena iluminación y bajo la supervisión del equipo de investigación. Se realizó una presentación del estudio, consignas y modo de completamiento. También se indicó que todo aquel que quisiera podía solicitar un informe del estudio, y que una vez finalizada su participación se le brindaría toda la información que deseara. La administración duró 15 minutos y todos los participantes manifestaron su interés en participar del estudio voluntariamente, firmando una nota de consentimiento informado donde se explicitó el anonimato y la confidencialidad de los datos, así como que su participación no implicaba riesgos para su salud, entre otros aspectos éticos.
Cabe destacar que el presente proyecto no contó con la aprobación de ningún comité de ética. No obstante, se siguieron todos los lineamientos éticos presentes para la investigación en humanos recomendados por la American Psychological Association (2017), las normas bioéticas nacionales –Disposición ANMAT 5330/97– e internacionales -Código de Nüremberg, Declaración de Helsinski y sus modificaciones-,así como también la Declaración Universal sobre Genoma Humano y Derechos Humanos aprobada por la Conferencia General de la UNESCO, del 11/11/1997, y la LEY 25.326 de Protección de los Datos Personales.
Para el estudio de jueces participaron cuatro expertos en psicometría y dos en psicología del deporte, mientras que en el estudio de EC participaron nueve deportistas masculinos de la provincia de Córdoba, tres futbolistas, tres rugbiers y tres basquetbolistas de entre 19 y 31 años (M = 24 años, DT = 3.60). El procedimiento de muestreo fue no probabilístico de tipo intencional (Bologna, 2012), y se tomó en consideración que fueran deportistas federados, que entrenaran al menos dos horas por día y dos días por semana, y que se encontraran en período competitivo, con el objetivo de garantizar una homogeneidad en la muestra, ya que pequeñas variaciones en los criterios vinculados al rendimiento deportivo (días y horas de entrenamiento, nivel de competición, etcétera) pueden afectar el comportamiento de las variables evaluadas.
Para los análisis de estructura interna y confiabilidad, participaron 318 deportistas masculinos, con una media de edad de 19.48 años (DT = 4.42), de los cuales 171 eran futbolistas (53.8 %), 62 basquetbolistas (19.5 %) y 85 rugbiers (26.7 %). Los participantes entrenaban un mínimo de dos días y un máximo de siete días a la semana (M = 4.82; DT = 1.13), de los cuales 248 entrenan hasta tres horas por día (78 %), 63 de cuatro a seis horas diarias (19.8 %) y siete más de siete horas por día (2.2 %). Asimismo, el 1.3 % (4) de los deportistas presentaron una experiencia deportiva de hasta 2 años, un 10 % (32) entre tres y cinco años, un 22 % (70) entre seis y diez y un 66.7 % (212) diez años o más. Además, el 79.9 % (254) participaban en un máximo de tres competencias por año, el 15.7 % (50) entre cuatro y seis por año y un 4.4 % (14) siete o más competencias por año. Respecto al nivel de competencia, el 32 % (102) lo hacían a nivel regional, 39 % (87) a nivel provincial, 39 % (122) a nivel nacional y el 1.6 % (5) a nivel internacional. La estrategia de muestreo fue no probabilística accidental (Bologna, 2012).
Planilla de datos sociodemográficos
Es una planilla construida ad-hoc, es decir, para los fines específicos de esta investigación. Registra variables sociodemográficas y deportivas como club, edad, deporte, cantidad de años de práctica, cantidad de días de entrenamiento, horas de práctica diarias del deporte, cantidad de competencias por año, máximo nivel de competición, categoría de competición y puesto táctico.
Approach to Coping in Sport Questionnaire (ACSQ; Kim et al., 2003b)
Es un cuestionario conformado por 32 ítems, subdivididos en seis factores: Calma Emocional (CE; 7 ítems), refiere a los intentos de controlar las emociones negativas mediante la utilización de diversas técnicas; Planificación Activa/Reestructuración Cognitiva (PA/RC; 6 ítems), evalúa los intentos activos para eliminar o evadir el estresor y/o reducir sus efectos, pensar cómo lidiar con el estresor de manera efectiva y sistemática, qué pasos seguir y cómo manejarlo del mejor modo; Retraimiento Mental (RM; 6 ítems), ítems vinculados a aceptar una situación ante la incapacidad de conseguir un objetivo; Conductas de Riesgo (CR; 4 ítems), refiere a seleccionar o tomar decisiones en una competencia que tienen una alta probabilidad de éxito, pero que también limitan/restringen el desarrollo de las capacidades/ habilidades de la persona; Búsqueda de Apoyo Social (AS; 4 ítems), se refiere a la necesidad de intensificar las relaciones interpersonales en los momentos difíciles, sea para buscar consejos, asistencia o información, así como para buscar apoyo moral, empatía y entendimiento por parte de otros; y Religiosidad (R; 4 ítems), que refiere apelar a la fe y/o religión personal. El formato de respuesta es de tipo Likert, teniendo en cuenta la frecuencia con que utiliza ciertas estrategias de afrontamiento en situaciones competitivas (1: nunca, 5: siempre).
Para dar comienzo al proceso de adaptación, un experto en lingüística revisó léxicamente el cuestionario en su versión española, evaluando que los ítems del instrumento fueran acordes a los modismos y usos de los habitantes de Córdoba (Muñiz et al., 2013). Luego se examinó la validez de contenido a partir de la calidad semántica de los ítems del cuestionario mediante el coeficiente V de Aiken (Aiken, 1985). Se pidió al jurado que utilice una escala tipo Likert de cuatro puntos, siendo 1 muy inadecuada, lo que indicaría una baja calidad y una sugerencia implícita de reelaboración del mismo, y 4 muy adecuada. A su vez, se utilizó el índice Kappa de Fleiss para evaluar la congruencia de los ítems con los factores propuestos. Ambos indicadores oscilan de 0 a 1, donde 1 implica un acuerdo perfecto (Mc Hugh, 2012). Por último, cada jurado realizaba las observaciones que pudiera tener con respecto a los ítems por fuera de las valoraciones de congruencia y calidad en una columna destinada a tal fin.
A continuación, se llevó a cabo un proceso de entrevistas cognitivas para evaluar la claridad y comprensión de la consigna y reactivos del ASCQ por parte de la población meta. Se hizo foco en el proceso de comprensión del test mediante la metodología del sondeo verbal y retrospectivo (Collins, 2003; Wilson y Miller, 2014), ya que son de mayor utilidad en cuestionarios autoadministrados (Caicedo Cavagnis y Zalazar-Jaime, 2018).
Seguidamente, se procedió con el análisis de reactivos, para lo cual se utilizó el software SPSS 24.0. Se evaluó el patrón de los valores perdidos con el objetivo de estimar si el mismo respondía a una distribución aleatoria (Tabachnick y Fidell, 2011). Se identificaron los casos atípicos. Para los univariados se calcularon las puntuaciones z para cada variable, considerándose atípicos aquellos con puntuaciones z > ±3.29; para los multivariados se utilizó la prueba de distancia de Mahalanobis (D), considerándose atípicos los casos que presentaran una significación p < .01 (Meyers et al., 2013). Luego se evaluó el tipo de distribución mediante los índices de asimetría y curtosis, considerándose excelentes entre ±1.00 y adecuados, valores inferiores a ±2.00 (George y Mallery, 2011).
Se analizaron los reactivos mediante el método de comparación entre extremos y el índice de homogeneidad (r) (Muñiz, 2005). Para la comparación entre extremos se dividió en cuartiles la muestra respecto a las puntuaciones en cada una de las seis dimensiones propuestas en el modelo original del ASCQ (Kim, 1999; Kim y Duda, 1997). Luego se compararon los cuartiles 1 y 4 en lo que refiere al valor obtenido en cada uno de los ítems, mediante el estadístico t de Student o U de Mann Whitney, según si los ítems cumplieran con el supuesto de normalidad. Para obtener el índice r se calculó la correlación ítem/dimensión (Muñiz, 2005).
Para evaluar la validez factorial del ASCQ se realizaron dos procedimientos de Análisis Factorial Confirmatorio (AFC), evaluando el ajuste de los datos al modelo inicial de seis factores propuesto por Kim et al. (2003b) y al modelo de cinco factores evidenciado en la versión coreana en el que las dimensiones CE y PA/RC son dos sub-dimensiones de un mismo factor (Kim et al., 2003a). Los AFC se realizaron utilizando el software Mplus 7.11 (Muthén y Muthén, 2012). Se utilizó el método mínimos cuadrados no ponderados, ajustados por la media y la varianza (WLSMV). Los índices de bondad de ajuste considerados fueron: χ2 dividido por los grados de libertad (valores ≤ 5.0 indican un buen ajuste), índice Tucker-Lewis (TLI), Comparative Fit Index (CFI) y Root Mean Square Error of Approximation (RMSEA). Se consideró un ajuste aceptable valores mayores o iguales a .90 en TLI y CFI y menores o iguales a .06 en RMSEA (Kline 2011; Schumacker y Lomax, 2016). Por último, se consideraron adecuadas las cargas factoriales mayores a .30 (Nunnally y Bernstein, 1994).
Por la elevada correlación evidenciada entre las dimensiones CE y PA/RC se realizó un Análisis Factorial Exploratorio (AFE) con el programa Factor versión 9.1 (Lorenzo-Seva y Ferrando, 2006). Se utilizó el método de extracción mínimos cuadrados no ponderados (ULS), se implementó una rotación oblicua oblimin directo normalizado. Los factores fueron determinados por el método de análisis paralelo recomendado por Timmerman y Lorenzo-Seva (2011). Para evaluar la pertinencia de realizar el AFE se utilizó el índice de adecuación muestral Kaiser-Meyer-Olkin (KMO), considerando adecuado un valor superior a .6 (Tabachnick y Fidell, 2011), y la prueba de esfericidad de Bartlett (p < .01). Se consideraron adecuadas las cargas factoriales mayores a .30 (Nunnally y Bernstein, 1994).
Por último, se evaluó la fiabilidad del instrumento utilizando el programa R versión 3.6.0, se obtuvieron los coeficientes alfa ordinal (Cronbach, 1951) y omega ordinal (McDonald, 1999). Se consideraron mínimamente aceptables los coeficientes entre .65 y .70 (De Vellis, 2003, citado por García, 2006) y aceptables los coeficientes entre .70 y .90 (Campo-Arias y Oviedo, 2008).
De los 32 ítems evaluados por el jurado, 11 presentaron dificultades tanto en su calidad como en su congruencia (ítems 2, 4, 7, 9, 10, 11, 15, 17, 19, 25 y 28); por este motivo se modificaron levemente considerando las sugerencias del jurado. El índice V de Aiken presentó puntuaciones entre .47 y 1, mientras que el índice Kappa de Fleiss, entre .56 y 1, siendo el puntaje global de la escala de .86 (Tabla 1).
A partir de las entrevistas cognitivas se realizaron modificaciones en otros seis reactivos (1, 18, 21, 24, 26 y 29); se explicitó que se hacía referencia a estrategias utilizadas durante la competencia o partido, ya que los deportistas daban cuenta de no estar evocando las respuestas brindadas durante ese momento. En la Tabla 2 se pueden observar los ítems finales con las modificaciones realizadas.
Tabla 1.
Validez de contenido del Cuestionario ACSQ
El porcentaje de valores perdidos no superó el 5 % establecido por la literatura (Graham, 2009) y se distribuyó en diferentes variables, por lo que se decidió imputar estos datos por la moda de las respuestas completas de un participante en una misma subescala, siguiendo la sugerencia de Shrive et al. (2006). Se hallaron seis casos atípicos que no se eliminaron de los siguientes análisis ya que no alteraban la distribución de los datos. El índice de asimetría fue superior a 2 en el ítem 18, adecuado (±2.00) en los ítems 3, 8 y 32, y excelente (±1.00) en el resto de los ítems. En cuanto al índice de curtosis, fue mayor a 2 en los ítems 3, 8, 18 y 32, adecuado en los ítems 5, 14, 22, 26, y excelente en el resto de los ítems.
El método de comparación entre extremos dio cuenta de diferencias significativas entre el Q1 y el Q4 en todos los ítems (p < .01), lo que aporta evidencia de una adecuada discriminación. Por otro lado, el índice de homogeneidad (r) indicó correlaciones ítem/dimensión menores a .20 en el ítem 5, menores a .30 en los ítems 4, 10, 24, 31 y mayores a .30 en el resto de los ítems. Por esto se decidió eliminar el ítem 5 de los siguientes análisis ya que presenta una correlación baja con la dimensión que intenta medir (BAS), afectando su consistencia interna.
Se puso a prueba el modelo de seis factores propuesto por Kim et al. (2003b) mediante AFC. Los índices de bondad de ajuste fueron aceptables: χ2(419) = 808.813; CFI = 0.91 TLI = 0.90; RMSEA (0.048 - 0.060) = 0.054. En la estimación de la covarianza de las variables latentes se evidenció una elevada correlación (r = .89) entre los factores CE y PA/RC, por lo cual se decidió realizar un segundo AFC poniendo a prueba un modelo de cinco factores, en el que estos dos son subdimensiones de un mismo factor. En él, los índices de bondad de ajuste fueron aceptables: χ2(424) = 814.417; CFI =; 0.91 TLI = 0.90; RMSEA (0.048 - 0.059) = 0.054. Las cargas factoriales estandarizadas fueron mayores a .30 en todos los ítems (Tabla 2).
A continuación, se realizó un AFE con los reactivos de las dimensiones CE y PA/RC. El método de análisis paralelo indicó la presencia de un solo factor que explicó el 28.25 % de la varianza. La prueba de esfericidad de Bartlett arrojó un resultado de χ2(78) = 577.0 (p < .001); KMO = .809. Las cargas factoriales estandarizadas en todos los ítems fueron mayores a .30.
Tabla 2.
Cargas factoriales estandarizadas
Nota:
1. Religiosidad; 2. Planificación Activa / Reestructuración Cognitiva-Calma Emocional; 3. Conducta de Riesgo; 4. Retraimiento Mental; 5. Búsqueda de Apoyo Social.
Por último, el coeficiente de fiabilidad alfa ordinal (α) osciló entre .67 y .89 y el coeficiente omega ordinal (⍵), entre .69 y .92, mientras que la consistencia interna de la escala a nivel general presentó un coeficiente alfa ordinal de .84 y un coeficiente omega ordinal de .88 (Tabla 3).
Tabla 3.
Coeficientes de fiabilidad de los factores y de la escala
Se realizó una adaptación de la versión española del ACSQ de Kim et al. (2003b) a deportistas varones residentes en la provincia de Córdoba. La versión del cuestionario obtenida presenta evidencias de adecuada validez y fiabilidad para evaluar las EA utilizadas en situaciones competitivas potencialmente estresantes.
Una de las particularidades de los resultados se refiere a la sub-escala Religiosidad (apelación a la fe y/o religión personal). A diferencia del estudio realizado por Kim et al. (2003b), en el presente estudio durante las EC realizadas se evidenció que los deportistas no se negaron a responder a los ítems de este factor, y que incluso destacaron la importancia de esta estrategia como modo de afrontamiento en situaciones competitivas. A su vez, en términos psicométricos, ha presentado evidencias de un adecuado grado de validez y confiabilidad. Estos resultados resaltan la importancia de los procesos de adaptación cultural de los instrumentos de evaluación psicológica (Muñiz et al., 2013), a la vez que brindan futuras líneas de investigación referidas a las diferencias culturales en cuanto a la religión como un método de afrontamiento para deportistas argentinos.
Otra de las características singulares es que los factores CE y PA/RC mostraron una elevada covarianza (r = .89), dando cuenta de una dimensión común subyacente a ambos constructos. Al igual que en el estudio de Kim et al. (2003a), se decidió evaluar el comportamiento de estos ítems a partir de un AFE. Sin embargo, en la versión coreana se encontraron dos factores adecuadamente diferenciados, mientras que el análisis paralelo realizado en esta investigación informó la presencia de unidimensionalidad.
Según Lazarus y Folkman (1984), ambas estrategias de afrontamiento comparten una clasificación que las ubica como respuestas activas en cuanto a los intentos de reducir cualidades aversivas de una situación potencialmente estresante. El conflicto a nivel teórico que se presenta con estos resultados empíricos es en lo referido al foco atencional. La CE sería una respuesta tendiente a centrarse en la emoción, mientras que la PA/RC estaría focalizada en la tarea. En la construcción inicial del cuestionario, PA/RC fue catalogada como una estrategia que remite a la actividad cognitiva, mientras que CE una estrategia de control emocional (Kim et al., 2003b).
Sin embargo, el análisis del contenido semántico de los reactivos de la prueba da cuenta de que algunos ítems de CE remiten también a la puesta en marcha de procesos a nivel cognitivo. Por ejemplo, el ítem 10 “Ignoré los pensamientos negativos” o el ítem 9 “Me imaginé controlando mejor las emociones que me produjo la situación” son reactivos donde se pone de manifiesto un proceso a nivel cognitivo para reducir la tensión. A su vez, las EC refuerzan esta hipótesis; al preguntar sobre la comprensión de los ítems, en sucesivos ítems de la dimensión CE los deportistas los comprenden como procesos ligados al pensamiento. Catalá Mesón y Peñacoba Fuente (2019) mencionan que estas variables tienen la característica de ser más adaptativas y positivas en cuanto a la reducción de la tensión, presentando una correlación negativa con la ansiedad. Esto último explicaría todavía más la naturaleza de los hallazgos aquí evidenciados.
Así, se llevó adelante un nuevo AFC, respetando la estructura factorial que presenta mejor ajuste a los datos obtenidos, pese a que otros estudios decidieron agrupar los ítems en factores diferentes aun encontrando correlaciones elevadas entre los factores mencionados (Kim y Duda, 1997; Kim et al., 2003b). Se considera que es necesario continuar profundizando en el estudio de las EA y que estos resultados deben ser sometidos a nuevas investigaciones en el contexto local, debido a la complejidad del constructo y de los factores analizados, específicamente entre PA/RC y CE.
El cuestionario quedó conformado por 31 ítems subdivididos en cinco factores: 1) religiosidad, 2) planificación activa / reestructuración cognitiva y calma emocional, 3) conducta de riesgo, 4) retraimiento mental y 5) búsqueda de apoyo social. Se considera que la versión del ACSQ presentada mejora la calidad de los ítems, la congruencia de los mismos con los factores subyacentes, la homogeneidad y la representatividad de las estrategias analizadas, y se adapta a la población local.
Dado que las propiedades psicométricas de un instrumento deben ser evaluadas de forma constante, se sugiere realizar futuras investigaciones que permitan dar respuesta a las limitaciones aquí evidenciadas, como la utilización de muestra compuesta únicamente por varones, tamaño muestral acotado, adaptación de alcance provincial en lugar de nacional, entre otras. No obstante, respecto al tamaño muestral, el mismo es mayor al utilizado por Kim et al. (2003b) en la versión española y por Kim et al. (2003a) en la versión coreana.
Sería adecuado realizar nuevos estudios que complejicen, amplíen y profundicen las características del instrumento, incluir deportistas de ambos sexos, ampliar las disciplinas deportivas evaluadas (modalidades individuales, de oposición sin contacto) y que se analice en profundidad la naturaleza del comportamiento de la variable CE/PA-RC. A su vez, es importante mencionar que la estrategia de muestreo utilizada no posibilita garantizar una generalización de los resultados aquí hallados.
Cabe destacar que la decisión acerca de tomar como población para la adaptación sólo a deportistas varones estuvo vinculado a que el desarrollo de los deportes evaluados entre deportistas varones y mujeres es dispar. Esta diferencia en los recursos, profesionalización y desarrollo podría afectar el comportamiento de las variables y generar un sesgo de género en la evaluación. Por eso, mantener una homogeneidad en los niveles de rendimiento y en algunas variables sociodemográficas como el sexo de los participantes garantiza no incurrir en conclusiones erróneas que puedan atribuirse a variables internas que en realidad puedan deberse a factores externos (apoyo, desarrollo y recursos). Sumado a ello, en distintos estudios se han encontrado diferencias en el comportamiento de las variables en cuanto a niveles de rendimiento y sexo, por lo que sería preferible y deseable que futuras investigaciones aborden específicamente el trabajo de adaptación de este instrumento con deportistas mujeres.
Finalmente, este estudio se destaca por la importancia de contar con un cuestionario específico para evaluar las EA en deporte argentino. Como indican Martinent et al. (2010), construir o adaptar un instrumento es importante para generar conocimiento y realizar interpretaciones válidas y fiables en un ámbito concreto. A su vez, este estudio en un contexto emergente, aun con sus limitaciones, contribuye al desarrollo del área, siendo un puntapié inicial para futuros estudios sobre EA en el deporte argentino.
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