Participaram desta pesquisa 517 alunos (n _m = 303; n _f = 214), com idades de 13 a 19 anos (X = 15,32; σ = 1,46), praticantes de modalidades individuais (n = 27) e coletivas (n = 490). As modalidades praticadas pelos sujeitos desta pesquisa são: futebol de campo (n =186), futebol de salão (n = 71), vôlei (n = 131), handebol (n = 74), basquete (n = 28), atletismo (n = 7), judô (n = 5), caratê (n = 1), esgrima (n= 5), tênis (n = 3) e remo (n = 3). Os critérios para inclusão na amostra foram os seguintes: (1) estar regularmente matriculado em turmas que vão do último ano do ensino fundamental até o fim do ensino médio e (2) ser integrante de equipes esportivas escolares (como atividade extracurricular). Outros dois critérios (secundários) foram utilizados na seleção dos sujeitos. Tratam-se, precisamente, dos critérios da disponibilidade e acessibilidade. Esses critérios foram usados já que nas pesquisas em educação e/ou psicologia a obtenção de amostras aleatórias pode se tornar um procedimento muito complexo e demandar um incrível esforço financeiro (Maguire; & Rogers, 1989) - o que, no caso desta pesquisa, não era possível. A fim de evitar possíveis distorções decorrentes deste tipo de amostragem, dois cuidados foram observados: (1) o número de sujeitos na amostra obedece ao critério de Marôco (2014) para este tipo de estudo; (2) a amostra inclui escolas públicas e privadas da capital, região metropolitana e interior do estado do Rio Grande do Sul. Acredita-se que, com esses cuidados, amostra é representativa a população alvo.

Os instrumentos foram selecionados tendo em vista que este estudo trata da ‘autodeterminação’ no nível de generalização contextual, mais especificamente o contexto do esporte escolar, sendo assim, os instrumentos selecionados são todos aplicáveis a este contexto. Os instrumentos utilizados são descritos a seguir.

Variáveis de controle. Para a coleta das ‘variáveis de controle’ (sexo, idade, nível educacional e tipo de esporte), foi utilizado o “Questionário de variáveis de controle”, elaborado por Balbinotti, Barbosa e Balbinotti (2008), já utilizado em estudos precedentes, mas adaptado especialmente para atender aos objetivos desta pesquisa.

Autodeterminação. Para acessar os ‘níveis de autodeterminação’, foi utilizado o “Inventário de autodeterminação para praticantes de atividades esportivas” (Balbinotti & Barbosa, 2008a). Trata-se de um inventário baseado no “Academic motivation scale”, de Vallerand, et al. (1992). A escala avalia quatro ‘níveis de autodeterminação’: ‘motivação intrínseca’, ‘regulação identificada’, ‘regulação externa’ e ‘desmotivação’. Cada uma das dimensões é composta por três itens respondidos em uma escala Likert (Likert, 1932) de cinco pontos, indo de “Discordo totalmente” (1) até “Concordo totalmente” (5). As propriedades métricas deste instrumento foram avaliadas por Barbosa (2011), a análise fatorial obteve uma solução que explicou 65,10% da variância, na qual todos os itens saturaram em seus próprios fatores (S _f > 0,40), e os índices Alpha de Cronbach foram superiores a 0,70.

Suporte às necessidades psicológicas básicas. Para avaliar o ‘suporte às necessidades psicológicas básicas’, foi utilizado o “Inventário de suporte às necessidades psicológicas básicas de praticantes de atividades esportivas” (Balbinotti & Barbosa, 2008b). Trata-se de um inventário baseado no “Support of basic needs scale” (Standage et al., 2005). O Inventário avalia o suporte a três tipos de ‘necessidades psicológicas básicas’ - ‘suporte à competência’, ‘autonomia’ e ‘relacionamento’ - em uma escala de 15 itens. Os itens são respondidos em uma escala de tipo Likert (Likert, 1932) de cinco pontos, indo de “Discordo totalmente” (1) até “Concordo totalmente” (5). As propriedades métricas deste instrumento foram avaliadas por Barbosa (2011), a análise fatorial obteve uma solução que explicou 39,46% da variância, na qual todos os itens saturaram em seus próprios fatores (S _f > 0,40), e os índices Alpha de Cronbach foram superiores a 0,89.

Percepção das necessidades psicológicas básicas. Para avaliar a ‘percepção das necessidades psicológicas básicas’ foi utilizado o “Inventário de percepção das necessidades psicológicas básicas para praticantes de atividades esportivas” (Balbinotti & Barbosa, 2008c). Trata-se de um inventário baseado na e adaptado da “Need satisfaction in sport” (Standage et al., 2005). O inventário avalia a percepção de três ‘necessidades psicológicas básicas’ - ‘percepção de competência’, ‘autonomia’ e ‘relacionamento’. Cada escala é composta por três itens respondidos em uma escala Likert (Likert, 1932) de cinco pontos, indo de “Discordo totalmente” (1) até “Concordo totalmente” (5). As propriedades métricas deste instrumento foram avaliadas por Barbosa (2011), a análise fatorial obteve uma solução que explicou 54,12% da variância, na qual todos os itens saturaram em seus próprios fatores (S _f > 0,60), e os índices Alpha de Cronbach foram superiores a 0,80.

Intenção de manutenção da prática de atividades esportivas. Para avaliar a ‘intenção de manutenção da prática esportiva’ utilizou-se a “Escala de avaliação de intenção de manutenção da prática de Atividades Esportivas” (Balbinotti & Barbosa 2008d). Trata-se de uma escala baseada na proposta de Ntoumanis (2001). A escala é composta por três itens respondidos em uma escala de tipo Likert (Likert, 1932) de cinco pontos, indo de “Discordo totalmente” (1) até “Concordo totalmente” (5). As propriedades métricas deste instrumento foram avaliadas por Barbosa (2011), a análise fatorial obteve uma solução que explicou 53,85% da variância, na qual todos os itens saturaram em seus próprios fatores (S _f > 0,70), e os índices Alpha de Cronbach foram superiores a 0,87.

Desejabilidade social. A ‘desejabilidade social’ foi medida através de uma versão abreviada da “Escala de desejabilidade social”, de Marlowe-Crowne (Crowne & Marlowe, 1960). Trata-se de uma escala com 13 itens, que expressam comportamentos socialmente desejáveis, por exemplo: “eu sou sempre educado, mesmo com pessoas desagradáveis”. Os itens são respondidos em uma escala dicotômica: verdadeiro (V) ou falso (F). As propriedades métricas deste instrumento foram avaliadas por Barbosa (2011), a análise fatorial obteve uma solução que explicou 21,72% da variância, na qual todos os itens saturaram em seus próprios fatores (S _f > 0,30), e o índice Kuder-Richardson 20 foi igual a 0,70.

Realizou-se um contato inicial com cada um dos diretores das escolas nas quais se pretendia coletar os dados. Esse contato serviu para apresentar o projeto e seus objetivos e obter a permissão à coleta de dados na escola. Obtida a permissão, foram agendadas as seções de aplicação dos instrumentos. O “Termo de consentimento livre e esclarecido”, endereçado aos pais, foi previamente enviado e recolhido pelos professores.

No que se refere ao contato com os alunos, cabe um detalhamento dos procedimentos. No primeiro contato, a pesquisa foi apresentada e sua importância e objetivos foram expostos. Mais ainda, foi assegurada a confidencialidade de suas respostas (dos jovens) e o fato de elas serem analisadas somente em grupo - o que torna impossível a identificação (ou a análise inapropriada) das respostas individualizadas. Após essas explicações e outras que se fizeram necessárias, explicado ao pesquisados que, em qualquer momento (mesmo após seus dados terem sido coletados), eles poderiam optar por não participar desta pesquisa, inclusive requerendo que seus dados fossem retirados das análises finais.

Na continuação, os sujeitos que concordaram em participar da pesquisa assinaram o “Termo de Consentimento Livre e Esclarecido” (TCLE), que foi elaborado de acordo com as diretrizes da Resolução n.º 466, de 12 de dezembro de 2012, do Conselho Nacional de Saúde (2012). O TCLE e o projeto de pesquisa foram aprovados pelo Comitê de Ética em Pesquisa da Universidade Federal do Rio Grande do Sul.

Cumprida esta etapa, os participantes responderam aos instrumentos. O tempo de testagem de cada uma das seções ficou em aproximadamente 40 minutos. Todas as aplicações foram realizadas em grupo, na sala de aula, por equipe com experiência de campo em coleta de dados para pesquisa na área da Psicologia e Educação, sempre sob a coordenação de um psicólogo. O rapport foi cuidadosamente planejado e executado com vistas a obter níveis ótimos de padronização.

As análises preliminares foram divididas em dois grupos. O primeiro teve por propósito avaliar a confiabilidade dos dados e o segundo tencionou verificar a presença dos pressupostos para a realização das técnicas de regressão linear e equações estruturais (Urbina, 2014). No primeiro grupo duas análises foram realizadas, sendo que na primeira delas, realizou-se uma cuidadosa revisão do banco de dados através da análise das tabelas de frequência de cada variável. Dois sujeitos foram excluídos por apresentarem dados discrepantes provenientes de problemas relacionados ao preenchimento incorreto dos questionários. A segunda análise foi realizada com o propósito de verificar a influência da ‘desejabilidade social’ sobre as respostas dos sujeitos aos instrumentos utilizados. Para tanto, adotou-se o critério (Taylor, 1961) que indica ser desejável que o módulo da correlação entre a ‘desejabilidade social’ e as demais variáveis em estudo tenha força inferior a 0,4. O mesmo critério considera que é aceitável quando o módulo da força da correlação não é superior a 0,6. Dessa forma, uma análise correlacional bivariada (r de Pearson) foi conduzida entre os escores de cada uma das dimensões dos instrumentos e os escores da medida de ‘desejabilidade social’ utilizada neste estudo. Os resultados variaram de r = -0,15 a r = 0,25, indicando que a influência da ‘desejabilidade social’ sobre as respostas dos sujeitos aos demais instrumentos em uso no estudo é desprezível. O conjunto dos resultados obtidos nessas duas análises indica que os dados dos sujeitos restantes (n = 515) não apresentam dados discrepantes nem sofrem influência importante (moderada ou forte) da ‘desejabilidade social’.

No segundo grupo, outras quatro análises preliminares foram realizadas: a primeira verificou se as distribuições dos dados aderem à normalidade; a segunda abarcou a presença de ‘casos aberrantes multivariados’; a terceira verificou a existência de ‘colinearidade’ entre as variáveis; e a quarta explorou a existência de ‘autocorrelação’ entre os resíduos. Sendo assim, com a ajuda do teste Kolmogorov-Smirnov foi verificada a normalidade das distribuições. Os resultados revelaram tratar-se de distribuições que não aderem à normalidade (p < 0,05). Tendo essa característica em vista, as análises de regressão foram procedidas com os dados transformados (escore Z), como recomenda a literatura (Abbad & Torres, 2002; Pestana & Gageiro, 2014). Na sequência, o banco de dados foi explorado com vistas à verificação da existência de ‘casos aberrantes multivariados’. Para tanto, utilizou-se como critério o cálculo da distância de Mahalanobis (Pestana & Gageiro, 2014) para escores extremos (p < 0,001) - algumas observações violaram este critério. Por isso, 12 casos foram eliminados das análises subsequentes. A seguir, uma análise foi realizada com o propósito de verificar a existência de colinearidade entre as variáveis. Foram utilizados dois critérios (Pestana & Gageiro, 2014): o valor da ‘tolerância da colinearidade’ não deveria ser inferior a 0,1 e o ‘variance-inflation factors’ (VIF) não deveria ser superior a 10 - em nenhum caso verificou-se a violação destes critérios. Por último, antes de realizar cada uma das análises de regressão, efetuou-se a análise dos resíduos seriais através do Teste de Durbin-Watson (Durbin & Watson, 1950; 1951). Essa análise permitiu verificar a existência de ‘autocorrelação’ entre os resíduos das variáveis. Índices próximos a 2 indicam a inexistência de ‘autocorrelação’, ao passo que índices próximos a zero indicam ‘autocorrelação’ negativa e próximos a 4 indicam ‘autocorrelação’ positiva. Em todos os casos, os índices medidos variaram de 1,679 a 1,855, indicando a inexistência de ‘autocorrelação’ entre os resíduos. Concluídas as análises preliminares, foram retidos no banco de dados 503 sujeitos que serão objeto das análises subsequentes.

Quanto às análises principais, inicialmente foram realizadas análises da consistência interna (alpha de Cronbach), descritivas (média e desvio padrão) e correlacionais (correlação de Pearson). Em seguida o modelo foi testado usando path analysis (regressões lineares) e equações estruturais (Análise Fatorial Confirmatória). Os resultados destas análises são descritos a seguir.

Uma vez que os resultados preliminares demonstraram a adequação dos dados às análises subsequentes (tratam-se de dados confiáveis), foram realizadas análises de consistência interna, descritivas e correlacionais, com o objetivo de oferecer um suporte suplementar às análises de regressão e de equações estruturais. Quanto à consistência interna (ver Tabela 1), os resultados indicam que todas as dimensões em análise apresentam índices de consistência interna aceitáveis (α > 0,70). No caso das médias, os resultados indicam que em nenhum caso houve aderência aos limites das distribuições. Essa característica descarta a ocorrência do fenômeno da aquiescência em qualquer das variáveis em análise. Quanto ao desvio padrão, em nenhum caso ultrapassou a metade do valor nominal das médias, de forma que as dispersões podem ser entendidas como adequadas.

Tabela 1

	α	X (σ)	1	2	3	4	5	6
1. Suporte N. P. básicas	0,87	56,97 (9,61)	--
2. Percepção N. P. básicas	0,77	31,66 (5,33)	0,56*	--
3. Motivação intrínseca	0,78	12,71 (2,29)	0,48*	0,39*	--
4. Reg. Identificada	0,74	11,62 (2,48)	0,26*	0,27*	0,41*	--
5. Reg. Externa	0,76	6,15 (2,62)	-0,16*	-0,04	-0,29*	-0,09	--
6. Desmotivação	0,83	5,98 (2,99)	-0,30*	-0,28*	-0,45*	-0,16*	0,36*	--
7. Intenção de manutenção	0,80	12,37 (2,76)	0,40*	0,39*	0,58*	0,22*	-0,28*	-0,48*

Fonte: elaborada pelo autor.

Quanto às análises correlacionais, antes de descrever os resultados, destaca-se que foi utilizado o método de Bonferroni para controlar o erro tipo I. Sendo assim, níveis de significância menores que 0,002 foram requeridos para que se pudesse considerar uma associação linear como estatisticamente significativa. Posto isto, alguns aspectos merecem ser destacados: (1) a quase totalidade das correlações apresentam-se significativas (p < 0,002); (2) os sinais das correlações seguiram o que é teoricamente esperado, pois mostraram-se negativos nos pares de correlações que incluíram a ‘regulação externa’ e a ‘desmotivação’. Nos demais pares, as correlações são positivas, como esperado. (3) A força, em módulo, variou de 0,04 a 0,56 (nula a moderada). Trata-se de um resultado importante, pois indica independência entre as medidas.

A técnica da ‘path analysis’ permite avaliar a significância e o peso de cada path (ligação no modelo), removendo o efeito dos demais determinantes presentes no modelo. Sendo assim, a análise permite conhecer a importância relativa de cada ligação per se. No caso do Modelo hierárquico da motivação intrínseca e extrínseca (Vallerand, 1997), o modelo dá origem a seis equações (ver Tabela 2) que, através da técnica de regressão, permitirão medir a importância relativa de cada ligação entre as variáveis do modelo (Pestana & Gageiro, 2014).

Tabela 2

Variável dependente		Equação
Intenção de manutenção		A = p1B + p2C + p3D + p4E + p5F + p6G + e1
Motivação intrínseca		B = p5F + p6G + e2
Regulação identificada		C = p5F + p6G + e3
Regulação externa		D = p5F + p6G + e4
Desmotivação		E = p5F + p6G + e5
Percepção das N. P. B.		F = p6G + e6

Fonte: elaborada pelo autor.

Conduzidas as seis regressões lineares, os β estandardizados e os R² estão no diagrama (ver Figura 1). Como se pode observar, sete das nove ligações entre as variáveis mostraram-se significativas (p < 0,05). Quanto às duas ligações não significativas (p < 0,05), a primeira ocorreu entre a ‘percepção das necessidades psicológicas básicas’ e a ‘regulação externa’, indicando que, removendo o efeito da contribuição do ‘suporte às necessidades psicológicas básicas’, a primeira não prediz a segunda. Ainda assim, a ‘regulação externa’ é preditora negativa e significativa (p < 0,05) da ‘intenção de manutenção da prática esportiva’ (mesmo descontando o efeito das demais variáveis na equação). Outra ligação não significativa (p > 0,05) ocorreu entre a ‘regulação identificada’ e a ‘intenção de manutenção da prática esportiva’, indicando que a primeira não é significativamente capaz de prever a segunda (quando as contribuições do ‘suporte’ e da ‘percepção das necessidades psicológicas básicas’ são subtraídas). Cabe salientar que todas as demais ligações no modelo mostraram-se significativas (p < 0,05).

Figura 1 Fonte: elaborada pelo autor.

O conjunto dos resultados encontrados na ‘path analysis’ indica que há boa adequação dos dados ao modelo. Embora nem todas as ligações testadas sejam significativas, há ligações significativas (p < 0,01) entre todas as etapas teorizadas no Modelo hierárquico da motivação intrínseca e extrínseca (Vallerand, 1997). Esse resultado constitui uma evidência da validade de critério do modelo. Concluída a ‘path analysis’, cabe agora testar o mesmo modelo, mas, desta vez, utilizando as equações estruturais.

Considerando que os resultados encontrados na ‘path analysis’ indicaram que o MHMIE é válido pelo viés do critério; cabe agora testar a validade de construto do MHMIE, com o uso de equações estruturais. Diferente da ‘path analysis’, que permite testar o modelo avaliando o peso e a significância de cada ligação entre as variáveis, as equações estruturais testam a adequação da estrutura do modelo, apresentando índices da adequação geral (Urbina, 2014). Assim, partindo-se da hipotética associação entre as variáveis e seguindo-se as recomendações de Cole (1987), Watkins (1989) e Briggs e Cheek (1986), a adequação do modelo (ver Figura 1) foi testada usando os seguintes critérios: ‘qui-quadrado’, razão entre ‘qui-quadrado’ e graus de liberdade, GFI (goodness-of-fit index), AGFI (adjusted goodness-of-fit index) e a raiz quadrada média residual (RMS).

Critérios múltiplos foram utilizados, uma vez que cada índice apresenta diferentes forças e fraquezas na avaliação da adequação do modelo fatorial confirmatório (Taylor, Bagby & Parker, 2003). Os critérios referidos são os seguintes: (1) o teste ‘qui-quadrado’ deve ser não-significativo; (2) a razão entre ‘qui-quadrado’ e graus de liberdade deve ser menor que 5 ou, desejavelmente, menor que 2; (3) o GFI deve apresentar um índice superior ou igual a 0,85; (4) o AGFI deve apresentar um índice superior ou igual a 0,80; e, finalmente, (5) o RMS deve apresentar um índice inferior ou igual a 0,10 (Balbinotti, 2005; Cole, 1987; Marsh, Balla & Mcdonald,1988).

No caso específico do ‘qui-quadrado’, o resultado obtido (X ² = 390,280; gl = 180; p < 0,001) apresentou-se significativo. Resultados como esse são tipicamente encontrados em grandes amostras. Por essa razão, alguns autores (Cole, 1987; Marsh et al., 1988) têm descartado o ‘qui-quadrado’ de suas análises, pois se trata de uma estatística extremamente sensível ao número de sujeitos da amostra. Quanto aos demais indicadores, apresentaram índices que estão dentro dos limites para cada critério (X ² /gl = 2,16; GFI = 0,911; AGFI = 0,885, RMS = 0,053). O conjunto desses resultados indica um satisfatório ajustamento dos dados ao modelo, indicando tratar-se de modelo válido pelo viés do construto.