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Propriedades psicometricas do CSAI-2 em atletas brasileiros.

Resumo

O proposito do estudo foi examinar a confiabilidade, evidencias de validade fatorial, invariancia (por genero, tipo de esporte e nivel competitivo) e evidencias de validade convergente do CSAI-2. A amostra total foi composta de 375 atletas (284 do sexo masculino e 91 do sexo feminino). Para as evidencias de validade convergente, a amostra foi constituida de 163 atletas (115 do sexo masculino e 48 do sexo feminino). Os atletas responderam aos instrumentos (CSAI-2 e versao reduzida do IDATE) uma hora antes do inicio das competicoes. Os resultados revelaram confiabilidade ([alfa] > 0,70) e bons indices de ajustamento (CFI = 0,959, GFI = 0,942 e RMSEA = 0,044) para o modelo reduzido de 17 itens (CSAI-2R). A invariancia e as evidencias de validade convergente foram suportadas. A versao brasileira reduzida do CSAI-2 revelou boas propriedades psicometricas, sustentando a sua utilizacao em atletas brasileiros. Palavras-chaves: Ansiedade competitiva, evidencias de validade, invariancia.

Abstract

The purpose of the study was to examine the reliability, factorial validity evidence, invariance (by gender, type of sport and competitive level) and evidence of convergent validity of the CSAI-2. The total sample consisted of 375 athletes (284 males and 91 females). For evidence of convergent validity, the sample consisted of 163 athletes (115 males and 48 females). The athletes responded to the instruments (CSAI-2 and reduced version of the State Trait Anxiety Inventory--STAI) an hour before starting competitions. The results showed reliability ([alpha] > .70) and good indices of fit (CFI = .959, GFI = .942 and RMSEA = .044) for the reduced model of 17 items (CSAI-2R). The invariance and the evidence of convergent validity were supported. The Brazilian reduced version of CSAI-2 showed good psychometric properties, supporting its use in Brazilian athletes.

Keywords: Competitive anxiety, evidence of validity, invariance.

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Psychometric Properties of the CSAI-2 in Brazilian Athletes

O estudo da ansiedade competitiva tem merecido a atencao de inumeros pesquisadores, constituindo uma das principais variaveis investigadas no contexto da psicologia do esporte (Jones, 1995; Woodman & Hardy, 2001). Em 1990, Martens, Vealey e Burton desenvolveram o Competitive State Anxiety Inventory (CSAI-2), sendo um dos principais instrumentos de avaliacao da ansiedade-estado no contexto desportivo. Esse instrumento originou-se de uma perspectiva teorica sobre a ansiedade competitiva conhecida como a Teoria Multidimensional da Ansiedade Competitiva. Essa teoria integra duas dimensoes da ansiedade competitiva: a ansiedade cognitiva e a ansiedade somatica. A ansiedade cognitiva diz respeito as expectativas negativas, por parte do atleta, acerca de seu desempenho, enquanto a ansiedade somatica se refere aos aspectos fisiologicos da experiencia de sentirse ansioso, os quais provocam diretamente alteracao da funcao autonomica (aumento da frequencia cardiaca, sudorese, dilatacao da pupila, e etc).

Pese embora a popularidade deste modelo teorico e inerente questionario, varios estudos tem apontado certas limitacoes ao processo de desenvolvimento desta escala. Adicionalmente, outros estudos tem questionado as evidencias de validade do CSAI-2, propondo diferentes estruturas fatoriais. Por exemplo, Cox, Martens e Russell (2003) identificaram algumas limitacoes relacionadas aos metodos utilizados pelos estudos de construcao do instrumento para determinar a estrutura fatorial do CSAI-2. Como exemplos dessas limitacoes, os autores citam as decisoes arbitrarias para a inclusao de itens e a necessidade de mais estudos de analise fatorial confirmatoria (AFC) para confirmar a estrutura fatorial do instrumento.

Lane, Sewell, Terry, Bartram e Nesti (1999) tiveram o merito de realizar um estudo pioneiro acerca da analise da estrutura fatorial do CSAI-2 em atletas britanicos, recorrendo a processos de AFC. Os autores aplicaram este metodo numa grande amostra (n = 1213) de atletas, posteriormente dividida em duas amostras aleatoriamente formadas. Foram encontrados indices de ajustamento nao aceitaveis para o modelo original do CSAI-2 (Martens et al., 1990), quer para amostra A (CFI = 0,82), quer para a amostra B (CFI = 0,84), assim como para ambas amostras (CFI = 0,83). Deste modo, os autores questionaram o uso do CSAI-2 como uma medida valida para medir o estado de ansiedade cognitiva. Posteriormente, Tsorbatzoudis, Barkoukis, Sideridis e Grouios (2002), aplicaram o CSAI-2 numa amostra composta por 438 atletas, onde atraves da AFC tambem nao encontraram bons indices de ajustamento para o modelo original de tres fatores. Perante os resultados obtidos, estes autores sugeriram a eliminacao do fator autoconfianca e a eliminacao do item 25 (ansiedade cognitiva), resultando num modelo com melhores indices de ajustamento constituido por dois fatores e 17 itens, sugerindo que um modelo constituido por duas dimensoes correlacionadas de ansiedade era o mais ajustado aos dados analisados.

Tendo em consideracao as limitacoes enunciadas anteriormente, Cox et al. (2003) aplicaram o CSAI-2 numa amostra de calibracao constituida por 503 atletas. Este estudo encontrou, tambem, indices de ajustamento fracos. Posteriormente, eliminaram 10 itens, resultando num modelo de 17 itens (CSAI-2R), mantendo a estrutura dos tres fatores originais. Esta nova estrutura foi aplicada numa amostra de validacao com 331 atletas. Neste estudo foram obtidos bons indices de ajustamento (CFI = 0,95, NNFI = 0,94 e RMSEA = 0,054). Perante estes resultados, os autores recomendaram que profissionais e pesquisadores, para avaliar a ansiedade competitiva no contexto desportivo, utilizassem o instrumento CSAI-2R em substituicao do CSAI-2. Ainda nesta perspectiva de investigacao, Coelho, Vasconcelos-Raposo e Fernandes (2007), duplicaram a metodologia de Cox et al. (2003) com o objetivo de comparar os indices de ajustamentos dos diferentes modelos propostos na literatura. Estes autores, tendo por base o fato de o construto da ansiedade somatica ser raramente discutida nos trabalhos publicados, propuseram-se a avaliar um modelo de dois fatores: Escala de Negativismo e Autoconfianca (ENAC). Esse modelo composto por dois fatores e 18 itens apresentou-se como o mais ajustado aos dados com indices aceitaveis de ajustamento (CFI = 0,916, GFI = 0,871 e RMSEA = 0,074) para grupos de nivel de rendimento desportivo mais baixo.

Varios estudos, em diversos paises, tem procurado analisar as propriedades psicometricas do instrumento CSAI-2, comparando a adequacao dos seus dados aos inumeros modelos estruturais previamente enunciados. A evidencia empirica sugere que a versao reduzida (CSAI-2R), proposta por Cox et al. (2003), tem sido consistente na apresentacao de melhores indices de ajustamento, tal como evidenciado nos estudos realizados em varios paises: Suica (Lundqvist & Hassmen, 2005), Estonia (Raudsepp & Kais, 2008), Espanha (Femandez, Rio, & Femandez, 2007) e Franca (Martinent, Ferrand, Guillet, & Gautheur, 2010), embora neste ultimo estudo os autores propuseram a eliminacao de um item (item 1--"ansiedade cognitiva) que se apresentou com um valor de saturacao inferior a 0,40.

Tendo em consideracao a investigacao desenvolvida e as inerentes limitacoes apresentadas para este instrumento de avaliacao psicologica, e pertinente desenvolver estudos de pesquisa centrados na comparacao dos diversos modelos fatoriais propostos na literatura, recorrendo para o efeito a atletas de diferentes modalidades esportivas e diferentes niveis competitivos. Esta linha de pesquisa nao so possibilita a analise da estrutura fatorial do questionario em diferentes amostras (Lane et al., 1999; Lundqvist & Hassmen, 2005), como tambem permite a analise da (in)variancia do modelo ajustado consoante distintas variaveis diferenciadoras (Cox et al., 2003; Raudsepp & Kais, 2008). Para esta analise multi-grupos, selecionamos as variaveis genero, tipo de esporte e nivel competitivo, procurando atender as sugestoes de varios autores (Cox et al., 2003; Martinent et al., 2010; Raudsepp & Kais, 2008) e colmatar a inexistencia de investigacoes previas centradas sobre esta tematica. Adicionalmente, importa verificar as evidencias de validade convergente entre esse instrumento e outro que igualmente avalie a ansiedade. Esta verificacao foi sugerida por Fernandez et al. (2007) e tem como proposito assegurar o rigor na validacao da versao brasileira do CSAI-2.

Deste modo, o presente estudo tem como objetivos: (a) verificar as propriedades psicometricas (evidencias de validade fatorial e confiabilidade) da versao brasileira do CSAI-2 em atletas de diversas modalidades; (b) verificar a invariancia de mensuracao do questionario consoante o genero (masculino e feminino), tipo de esporte (individual e coletivo) e nivel competitivo (regional e nacional) dos atletas; e, (c) verificar as evidencias de validade convergente entre o CSAI-2 e o IDATE (Inventario da Ansiedade Traco-Estado).

Metodo

Amostra

E sugerida uma proporcao de 10:1 (Tabachnick & Fidell, 2001), ou seja, dez sujeitos para cada item (questao) do teste para a validacao de instrumentos psicometricos por AFC. Dessa forma, a amostra foi caracterizada nao probabilistica e intencional, composta por 375 atletas (284 do sexo masculino e 91 do sexo feminino), de diferentes modalidades desportivas, com idades compreendidas entre os 16 e os 52 anos (M = 24,09; DP = 7,18). Os atletas tinham entre 1 e 30 anos de pratica esportiva (M = 8,68; DP = 6,11) e entre 1 e 28 anos de experiencia competitiva (M = 7,37; DP = 5,75). A amostra do sexo masculino e feminino nao revelou diferencas significativas quanto a idade, experiencia de pratica desportiva e anos de competicao (p > 0,05). Quando analisada a modalidade desportiva praticada obteve-se a seguinte distribuicao: futebol de campo (21%), futebol de salao (10%), voleibol (5%), handebol (4%), basquetebol (3%), tenis de mesa (3%), judo (2%),jiu-jitsu (25%), karate (2%), corrida (6%), surfe (19%) e natacao (1%). De um modo geral, 57% dos atletas praticavam modalidades esportivas individuais enquanto 43% dos atletas praticavam modalidades esportivas coletivas. Relativamente ao nivel competitivo, 76% dos atletas afirmaram participar em competicoes de nivel regional enquanto os restantes 24% dos atletas afirmaram participar em competicoes nacionais.

A sub-amostra para as evidencias de validade convergente foi caracterizada nao probabilistica e intencional, obtida a partir da amostra total. Dessa forma, foi composta por 163 atletas (115 do sexo masculino e 48 do sexo feminino), de diferentes modalidades esportivas, com idades compreendidas entre 16 e 52 anos (M = 25,63; DP = 8,74). Os atletas tinham entre I e 30 anos de pratica esportiva (M = 9,84; DP = 6,64) e entre 1 e 28 anos de experiencia competitiva (M = 8,12; DP = 6,01). A amostra do sexo masculino e feminino nao revelou diferencas significativas quanto a idade, experiencia de pratica desportiva e anos de competicao (p > 0,05). Quando analisada a modalidade desportiva praticada obteve-se a seguinte distribuicao: futebol de campo (12%), futebol de salao (21,5%), voleibol (12%), handebol (9%), basquetebol (6%), tenis de mesa (6%),judo (4%),jiu-jitsu (10%), karate (5%), corrida (12%) e natacao (2,5%). De um modo geral, 39% dos atletas praticavam modalidades desportivas individuais, enquanto o 1% dos atletas praticavam modalidades coletivas. Relativamente ao nivel competitivo, 1% dos atletas afirmou participar em competicoes de nivel regional enquanto os restantes 99% dos atletas afirmaram participar em competicoes nacionais.

Instrumentos

Os atletas responderam a uma versao traduzida e adaptada para o Portugues do Brasil (Coelho, Vasconcelos-Raposo, & Mahl, 2010) do CSAI-2 (Martens et al., 1990). Este e um instrumento constituido por 27 itens, agrupados em tres fatores, da seguinte forma: os itens 1,4, 7, 10, 13, 16, 19, 22 e 25 pertencem ao fator ansiedade cognitiva; 2, 5, 8, 11, 14 (item invertido), 17, 20, 23 e 26 a ansiedade somatica; e, 3, 6, 9, 12, 15, 18, 21, 24 e 27 a autoconfianca. As afirmacoes foram respondidas de acordo com uma escala do tipo Likert de quatro pontos (1 = nada a 4 = muito). E possivel calcular um escore para cada dimensao, atraves da soma das respostas dos itens daquele fator, podendo os valores variar entre 9 e 36. Antes da analise estatistica foi invertida a pontuacao do item 14. Para a forma reduzida (CSAI-2R; Cox et al., 2003) do CSAI-2, e possivel tambem calcular um escore para cada dimensao, atraves da soma das respostas dos itens daquele fator divididos pelos numeros de itens do fator (esta media e calculada porque as subescalas do CSAI-2R tem numero diferente de itens), podendo os valores variar entre 1 e 4.

Para as evidencias de validade convergente, os atletas tambem responderam a versao brasileira reduzida (Fioravanti, Cheniaux, & Ladeira-Fernandez, 2011) do IDATE (Spielberg, Gorsuch, Lushene, Biaggio, & Natalicio, 1979). O instrumento e composto por doze itens agrupados em dois fatores. Do item 1 ao 6, verifica a ansiedade estado e do 7 ao 12, verifica a ansiedade traco. As perguntas foram respondidas numa escala Likert de quatro pontos (1 = absolutamente nao a 4 = muitissimo e 1 = quase nunca a 4 = quase sempre). Os escores sao calculados com a soma das respostas dos itens e podem variar de 6 a 24. Anterior a analise estatistica foi invertida a pontuacao dos itens "positivos": 1, 3 e 5 (ansiedade estado); 7, 9 e 12 (ansiedade traco).

Procedimentos

Apos a devida autorizacao dos organizadores das competicoes e dos tecnicos para a coleta de dados, os atletas foram informados dos objetivos da investigacao e assinaram um termo de consentimento livre e esclarecido (TCLE), sendo garantidos o anonimato e confidencialidade de todos os dados recolhidos. Aos atletas menores de 18 anos foi solicitado que um responsavel maior de idade assinasse o TCLE. O preenchimento do questionario decorreu em ambiente calmo e sereno e ocorreu aproximadamente uma hora antes do inicio das competicoes.

O presente estudo foi aprovado pelo Comite de Etica em Pesquisa (Protocolo 425/2010) da Universidade Estadual de Santa Cruz (UESC), de acordo com a Resolucao CNS/ MS n. 196/1996.

Analise Estatistica

De inicio, foi verificada a estatistica descritiva das variaveis do CSAI-2 atraves das medias (minimo e maximo) dos valores das respostas dos itens. Para verificar a assimetria da distribuicao das medias foram utilizados os coeficientes assimetria (skewness) e achatamento (kurtosis), sendo considerados valores aceitaveis os verificados no intervalo de -1 e +1. Posteriormente, foi calculada a consistencia interna dos fatores atraves do alfa de Cronbach. Estas analises foram efetuadas no SPSS 16.0.

AAFC (AMOS 16.0) foi utilizada para testar os modelos propostos na literatura, utilizando-se o metodo de estimacao maximuum likelihood e respeitando-se um numero minimo de 10 observacoes por item (Ding, Velicer, & Harlow, 1995). Apos a especificacao e estimacao do modelo, a sua adequacao foi avaliada por um conjunto de indices de ajustamento/adequacao. O valor de [ji al cuadrado] (Quiquadrado) indica ajustamento quando o valor nao e signifieativo (p > 0,05). No entanto, esse teste e sensivel ao tamanho da amostra, ou seja, em amostras numerosas o valor tende a ser significativo, embora o modelo possa estar ajustado aos dados. Joreskog e Sorbom (1989) sugeriram uma razao do Qui-quadrado pelos graus de liberdade (gl), representado por [ji al cuadrado]/gl, pelo que Ullman (2001) sugere valores abaixo de 2,0 como aceitaveis. Adicionalmente, foram utilizados os seguintes indices de ajustamento: (a) CFI (Comparative Fit Index) e GFI (Goodness Fit Index) podendo os seus valores variar de 0 a 1. Segundo Bentler e Bonnet (1980), valores acima de 0,90 representam um ajuste adequado para o modelo. Mais recentemente, Hu e Bentler (1999) sugeriram um ponto de corte de 0,95 como indicativo de um bom ajustamento do modelo. (b) RMSEA (Root Mean Square Error of Approximation), em que valores menores que 0,08 indicam uma adequacao aceitavel (Browne & Cudeck, 1993), embora Hu e Bentler (1999) tenham sugerido um ponto de corte de 0,06. E, (c) AIC (Akaike Information Criterion) que indica a parcimonia e simplicidade do modelo atraves do menor valor entre os modelos testados.

Para testar a invariancia do modelo atraves da analise multi-grupos (por genero, tipo de esporte e nivel competitivo), foi realizado o procedimento de AFC, iniciando-se por analises independentes para cada um dos subgrupos (masculino e feminino; esportes individuais e coletivos; e, competicoes regionais e nacionais). Posteriormente, foi realizada a AFC simultaneamente (com correcao Emulisrelo) nos subgrupos e calculados os indices de ajustamento para o modelo baseline (sem restricoes). Na sequencia, foram realizadas AFC sequencialmente restritivas a tres niveis: (a) o modelo foi testado com as restricoes relacionadas as cargas (loadings) dos itens (equivalencia da saturacao dos itens); (b) o modelo foi testado com as restricoes relacionadas as suas variancias (equivalencia das variancias); e, (c) o modelo foi testado com as restricoes relacionadas as suas covariancias (equivalencia das covariancias). A equivalencia (invariancia) em cada um dos tres niveis referida foi suportada quando o [DELTA][ji al cuadrado] foi nao-significativo (p > 0,05) e o [DELTA]CFI foi menor que 0,01.

Foram calculados os coeficientes de correlacao de Pearson entre os fatores do CSAI-2R (ansiedade cognitiva, ansiedade somatica e autoconfianca; modelo que melhor representou os dados analisados), e os fatores do IDATE (ansiedade traco e ansiedade estado) com o objetivo de verificar as evidencias de validade convergente. Esta analise foi efetuada no SPSS 16.0.

Resultados

As medias dos valores das respostas dos itens situaram-se entre 1,48 [+ o -] 0,73 (item 20) e 3,31 [+ o -] 0,77 (item 15). Os valores de normalidade univariada tenderam a situar-se num intervalo associado a uma distribuicao normal, com algumas excecoes (itens 4, 10, 11, 13, 20, 23, 25 e 26). Contudo, em nenhum desses casos, os valores dos itens ultrapassaram o intervalo de -2 e +2. As medias dos escores das subescalas do CSAI-2 foram as seguintes: ansiedade cognitiva (M = 16,26; DP = 5,58), ansiedade somatica (M = 16,51; DP= 4,79) e autoconfianca (M = 27,38; DP = 5,20). Para o modelo reduzido CSAI-2R, as medias dos escores das subescalas foram as seguintes: ansiedade cognitiva (M = 1,83; DP = 0,71), ansiedade somatica (M = 1,74; DP = 0,56) e autoconfianca (M = 3,19; DP = 0,60).

Foram testados cinco modelos do CSAI-2 sugeridos previamente na literatura. Dois modelos (M1e M3) sao compostos por tres fatores (ansiedade cognitiva, ansiedade somatica e autoconfianca), embora o M3 contemple somente 17 itens, e os restantes tres modelos (M2, M4 e M5) sao compostos por dois fatores (ansiedade cognitiva e ansiedade somatica; ansiedade cognitiva e autoconfianca; e, ansiedade e autoconfianca), respectivamente.

A Tabela 1 evidencia os resultados obtidos a partir das AFC efetuadas aos diferentes modelos de medida.

O modelo original do CSAI-2 com tres fatores e 27 itens (M1; Martens et al., 1990) apresentou diversos problemas de ajustamento (CFI e GFI < 0,90), sugerindo que esta estrutura fatorial representa insatisfatoriamente os dados. Semelhante prestacao teve o modelo que conjuga os itens da ansiedade cognitiva e somatica num so fator (M5; Lane et al., 1999), sendo ainda mais penalizantes os indices de ajuste obtidos. Relativamente ao modelo bifatorial (M2; Tsorbatzoudis et al., 2002), que contempla a eliminacao da autoconfianca, verificou-se uma melhoria dos indices de adequacao. Todavia, os valores de CFI, GFI e RMSEA sugerem existir possibilidade de melhor ajuste aos dados. De modo identico, verificou-se que o modelo bifatorial (M4; Coelho et al., 2007), o qual contempla a eliminacao da dimensao ansiedade somatica, apresentou uma qualidade razoavel de ajuste. Finalmente, verificou-se que o modelo reduzido de tres fatores (CSAI-2R [M3]; Cox et al., 2003) e o que se constitui como a melhor representacao estrutural dos dados, verificando-se valores mais adequados para os diferentes indices de ajustamento. Adicionalmente, a analise comparativa dos valores de [ji al cuadrado], CFI e AIC deste modelo com os restantes modelos providenciam evidencia empirica para esta preferencia (p < 0,05 para [DELTA][ji al cuadrado], ACFI >0,01 e menor AIC).

A analise dos indices de modificacao obtidos para o Modelo 3 revelou que a adicao de uma covariancia entre os erros residuais dos itens 11 e 20 originaria uma melhoria notoria da adequacao do modelo. Tendo em consideracao que estes itens pertencem ao mesmo fator e evidenciam uma certa semelhanca de conteudo ("Sinto tensao no meu estomago" e "Sinto o meu estomago 'as voltas'"), procedeu-se a reespecificacao deste modelo. Esta mesma permissao ja havia sido anteriormente identificada e adicionada no estudo de Martinent et al. (2010). Os resultados obtidos a partir desta revisao comprovam a melhoria da qualidade do ajuste do modelo ([ji al cuadrado] = 196,84, [ji al cuadrado]/gl = 1,71, CFI = 0,959, GFI = 0,942, RMSEA = 0,044 e AIC = 272,84).

A analise dos coeficientes estandardizados e nao estandardizados das cargas fatoriais do Modelo 3 (CSAI-2R), proposto por Cox et al. (2003), revelou que as cargas dos itens variaram entre 0,446 (item 23) e 0,776 (item 16), sendo todos estes parametros significativos a p < 0,001 ([R.sup.2] > 0,19). A correlacao entre os erros residuais dos itens 11 e 20 foi igual a 0,297 (p < 0,001). A correlacao entre dimensoes variou entre -0,299 (p < 0,001) para a ansiedade somatica e autoconfianca, e 0,534 (p < 0,001) para a ansiedade cognitiva e a ansiedade somatica. Estes fatores reduzidos correlacionaram-se com as dimensoes originais da seguinte forma: 0,956 para a ansiedade cognitiva, 0,972 para a ansiedade somatica e 0,899 para a autoconfianca (todos com p < 0,001).

Foi avaliada a consistencia interna das escalas do CSAI-2 atraves do alpha de Cronbach. Para as dimensoes originais, os resultados foram os seguintes: ansiedade cognitiva -0,872, ansiedade somatica -0,809 e autoconfianca -0,851. Relativamente as dimensoes reduzidas inerentes ao modelo CSAI-2R, obtiveram-se coeficientes ligeiramente inferiores, embora todos acima do usual criterio de 0,70, a saber: ansiedade cognitiva -0,840, ansiedade somatica -0,783 e autoconfianca -0,807.

Com proposito de verificar a equivalencia do CSAI-2, consoante as variaveis definidas (genero, tipo de esporte e nivel competitivo), procedemos a analise multi-grupos, selecionando para o efeito o modelo com melhores indices de ajuste (M3; Cox et al., 2003).

Os resultados da AFC efetuada separadamente para cada genero revelou bons indices de ajustamento para o grupo masculino (CFI = 0,950) e uma adequacao marginal para o grupo feminino (CFI = 0,895). Deste modo, analisamos os restantes modelos com este ultimo grupo, tendo-se verificado uma menor qualidade de ajuste em todos os casos. Perante isto, procedemos a analise dos indices de modificacao para o modelo 3 e identificamos a possibilidade de adicao de uma correlacao entre os erros residuais dos itens 9 e 15 neste grupo. Esta associacao entre termos residuais de itens originou um melhor ajuste dos dados para o sexo feminino (CFI = 0,914) tendo-se adotado esta estrutura para as AFC seguintes. A analise multi-grupos de invariancia de diferentes estruturas fatoriais e denominada por Kline (2005) como analise parcial da invarianciafatorial. Na Tabela 2 sao apresentados os indices obtidos para a analise de invariancia metrica consoante o genero.

Seguidamente, procedeu-se a analise multi-grupos (com correccao Emulisrelo) de modo a definir a adequacao do modelo base (baseline), o qual se constitui como o modelo de referencia para as comparacoes seguintes (Byrne, 2010). Este modelo revelou indices de ajuste bastante aceitaveis (CFI = 0,941 e RMSEA = 0,037). A analise posterior dos modelos com constricoes adicionais demonstrou suporte para a equivalencia (invariancia) do CSAI-2R ao nivel da saturacao dos itens [[DELTA][ji al cuadrado] (14) = 17,98, p > 0,05; [DELTA]CFI <0,01], variancia dos fatores [[DELTA][ji al cuadrado] (17) = 19,73, p > 0,05; [DELTA]CFI < 0,01 ] e covariancias entre fatores [[DELTA][ji al cuadrado] (20) = 21,08, p > 0,05; [DELTA]CFI < 0,01].

De forma similar, procedeu-se a analise multi-grupos para as variaveis tipo de esporte (individual ou coletivo) e nivel competitivo (regional ou nacional). Os resultados destas analises sao apresentados nas Tabelas 3 e 4, respectivamente, e revelam uma boa adequacao para estes grupos, quer a analise tenha sido feita separada ou conjuntamente.

Tal como verificado para a analise por genero, os valores de [DELTA][ji al cuadrado] e [DELTA]CFI sustentam a verificacao da equivalencia (invariancia) metrica do CSAI-2R para as variaveis tipo de esporte e nivel competitivo, nos diferentes niveis testados.

Como esperado, correlacoes significativas nas direcoes esperadas foram observadas entre os fatores do IDATE e os fatores do CSAI-2R, sendo evidentes maiores associacoes entre as dimensoes da ansiedade do CSAI-2R e a ansiedade estado (IDATE). A ansiedade estado correlacionou-se positivamente com a ansiedade cognitiva (r = 0,49) e com a ansiedade somatica (r = 0,50). Na mesma direcao, a ansiedade traco correlacionou-se positivamente com ansiedade cognitiva (r = 0,35) e com ansiedade somatica (r = 0,37). Por outro lado, a autoconfianca revelou maiores niveis de correlacao negativa com a ansiedade traco (r = -0,35), seguido da ansiedade estado (r = -0,24; ver Tabela 5).

Discussao

O presente estudo teve como objetivo verificar a estrutura fatorial (confiabilidade e evidencias de validade fatorial), invariancia e evidencias de validade convergente do CSAI-2, em atletas brasileiros. E importante realcar que o presente estudo e a primeira investigacao que tem como objetivo verificar a invariancia do CSAI-2 consoante genero, tipo de esporte e nivel competitivo.

O modelo M3 (CSAI-2R; Cox et al., 2003) alcancou bons indices de confiabilidade (acima de 0,70), corroborando com estudos anteriores de validacao do CSAI-2 em diversos paises (Coelho et al., 2007; Cox et al., 2003; Fernandez et al., 2007; Lundqvist & Hassmen, 2005; Martinent et al., 2010; Raudsepp & Kais, 2008).

As diversas analises fatoriais confirmatorias efetuadas revelaram indices de ajustamento inadequados para a estrutura fatorial original do inventario (M1) corroborando com estudos anteriores de validacao do CSAI-2 (Coelho et al., 2007; Cox et al., 2003; Lane et al., 1999; Tsorbatzoudis et al., 2002). Por outro lado, o modelo trifatorial constituido por 17 itens (M3), com a mesma proposta de estrutura fatorial original do instrumento, embora reduzida, revelou os melhores indices de ajustamento. Esse modelo foi denominado por Cox et al. (2003) como CSAI-2R e evidencias de validade fatorial foram confirmada em diversos estudos seguintes de validacao do CSA1-2 em diferentes paises, como por exemplo, na Suica (Lundqvist & Hassmen, 2005), na Estonia (Raudsepp & Kais, 2008), na Espanha (Fernandez et al., 2007) e na Franca (Martinent et al., 2010). Apenas o estudo de Coelho et al. (2010) sugeriu alguma reserva quanto a melhor adequacao do CSAI-2R. Os autores estudaram 529 praticantes de futebol que se subdividiram em dois grupos em funcao do nivel competitivo. Os resultados evidenciaram diferencas ao nivel das estruturas fatoriais testadas. Para o caso dos futebolistas de nivel regional foi o modelo correspondente a Escala de Negativismo e Autoconfianca (Coelho et al., 2007) que obteve melhores indicadores, enquanto para os atletas que participavam na liga superior foi o CSAI-2R que se mostrou como o mais ajustado.

Apos a confirmacao do CSAI-2R como o modelo que melhor representa os dados do presente estudo, avancamos para o objetivo seguinte do estudo: verificar a invariancia do instrumento por genero, tipo de esporte e nivel competitivo. A invariancia foi suportada pelos bons indices de ajustamento para os grupos, tanto no primeiro momento em que o modelo foi testado separadamente em cada subgrupo, como no momento seguinte em que o modelo foi testado nos subgrupos simultaneamente. Assim, assume-se que os participantes dos diferentes grupos percebem e interpretam, de modo similar, os diferentes itens do instrumento, demonstrado pela equivalencia da escala de respostas (Byrne, 2008). Como tal, estes resultados viabilizam a utilizacao dos escores deste instrumento ao nivel da comparacao por estes grupos, desde que seja contemplada a utilizacao do modelo CSAI-2R.

No que se refere a evidencias de validade convergente, os fatores do CSAI-2R e da versao brasileira do IDATE (forma reduzida) apresentaram correlacoes significativas e nas direcoes esperadas. Hanton, Mellalieu e Hall (2002) encontraram resultados semelhantes quando investigaram a relacao entre traco e estado de ansiedade em jogadores de futebol. Os resultados sugerem que ambos os instrumentos estao a medir construtos com certa semelhanca (IDATE examina ansiedade traco-estado de forma geral e o CSAI-2R averigua ansiedade-estado cognitiva e ansiedade-estado somatica no contexto desportivo), embora o CSAI-2R tambem verifica autoconfianca, a qual que nao faz parte da estrutura fatorial do IDATE. Porem, tendo em consideracao que os valores de correlacao obtidos sao baixos, importa repensar o quadro interpretativo de maneira ase fazer uma analise que se fique pelo teoricamente desejavel, alem disso, ha limitacoes com relacao a generalizacao dos resultados devido ao tipo de amostra para as evidencias de validade convergente (uma subamostra obtida da amostra total do estudo).

Nos momentos que imediatamente antecedem a competicao ha multiplos processos de carater adaptativo (Clement & Chapouthier, 1998; Marks & Nesse, 1994) que sao ativados e que se fazem manifestar de forma semelhante ao que tem sido definido na literatura como sintomas de ansiedade. Os resultados agora obtidos reforcam a proposta de se repensar o conceito de ansiedade na sua aplicacao ao contexto esportivo, uma vez que a tendencia do quadro interpretativo tende a reforcar as propostas elaboradas no ambito da pratica clinica. Os investigadores ao negligenciarem nas suas analises o fato de as competicoes serem antecedidas com meses e ate anos de treino devidamente planeados e executados para o efeito ignoram um dos aspectos mais importantes e evidentes da pratica esportiva. O efeito, a nivel psicologico, da historia de treino de cada atleta, carece ser investigado em profundidade, uma vez que por si so podera ser desencadeador de processos adaptativos ao nivel de esforco necessario para a prestacao tal como esta e percebida pelos atletas.

Os resultados do presente estudo, de certa forma, nao corroboram a proposta de Craft, Magyar, Becker e Feltz (2003) que sugerem a suspensao da utilizacao do CSAI-2 em estudos que visem verificar ansiedade competitiva. Mas confirmam as reservas a ter quanto aos conceitos em estudo. Na essencia, os resultados obtidos no presente trabalho confirmaram as boas propriedades psicometricas reveladas pela confiabilidade, evidencias de validade fatorial e invariancia da versao brasileira do CSAI-2R. Tal fato permite sugerir que para os propositos de estudos, os pesquisadores dispoem de um instrumento fidedigno e valido para avaliar a ansiedade pre-competitiva e autoconfianca em atletas brasileiros.

O presente estudo apresenta algumas limitacoes que merecem ser destacadas: (a) o instrumento utilizado (CSAI-2) continha somente a escala de intensidade; e, (b) as amostras dos grupos para a analise de invariancia nao estavam em numero desejosamente equilibrado. Adicionalmente, e necessaria alguma precaucao por parte dos pesquisadores que pretendam futuramente empregar esta escala para acessar caracteristicas individuais dos atletas com relacao a interpretacao da ansiedade pre-competitiva, visto que o modelo validado no presente estudo suporta-se numa abordagem nomotetica.

Dessa forma, e sugerido que em estudos futuros: (a) seja verificada evidencias de validade fatorial e invariancia do CSAI-2 com a adicao das escalas de direcao (esta escala verifica a interpretacao do atleta, com relacao a cada um dos itens do instrumento, como facilitador ou dificurador do seu desempenho; maiores detalhes ver Jones & Swain, 1992) e frequencia (esta escala verifica a ocorrencia de pensamentos ou sentimentos relacionados a cada item do instrumento (maiores detalhes ver Swain & Jones, 1993) para um melhor entendimento das caracteristicas individuais (modelo ideografico) e dos grupos (modelo nomotetico) que podem modular a relacao entre a ansiedade competitiva e o desempenho esportivo. De acordo com Cerin (2004), uma abordagem nomotetica/ ideografica pode, substancialmente, auxiliar ao entendimento das diferencas individuais com relacao a ansiedade pre-competitiva. E, (b) sei a confirmada a invariancia do CSAI-2R com amostras em numero equilibrado para os grupos genero, tipo de esporte e nivel competitivo.

Conclusoes

Os resultados de confiabilidade e das AFC revelaram boas propriedades psicometricas para a versao brasileira do CSAI-2R, confirmando a sua estrutura fatorial reduzida (17 itens). A analise fatorial multigrupo demonstrou invariancia do CSAI-2R para os grupos genero, tipo de esporte e nivel eompetitivo. Em funcao desses resultados, recomendamos aos pesquisadores que objetivam avaliar a ansiedade pre-competitiva em atletas brasileiros que utilizem o CSAI-2R, tendo em consideracao as reservas interpretativas anteriormente enunciadas.

Recebido: 03/05/2011

1a revisao: 17/10/2011

Aceire final: 20/10/2011

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Marcos Gimenes Fernandes *,(a), Jose Vasconcelos-Raposo (b) & Helder Miguel Fernandes (b)

(a) Universidade Estadual de Santa Cruz, Ilheus, Brasil & (b) Universidade de Tras-os-Montes e Alto Douro, Vila Real, Portugal

* Endereco de correspondencia: Departamento de Ciencias da Saude, Universidade Estadual de Santa Cruz, Campus Soane Nazare de Andrade, Km 16 Rodovia Ilheus-Itabuna, Ilheus, BA, Brasil 45662-900. E-mail: gimenes@uesc.br

Agradecimentos: O presente estudo somente foi possivel devido as colaboracoes dos atletas que concordaram em participar como sujeitos da investigacao. Nossos sinceros agradecimentos aos dois revisores anonimos, os quais fizeram valiosas consideracoes sobre o manuscrito.
Tabela 1
Indices de Ajustamento das AFC aos Diferentes Modelos

                           [ji al
              [ji al     cuadrado]/
            cuadrado]        gl        CFI    GFI    RMSEA      AIC

Modelo 1      844,14        2,63       859    849      66      958,14
Modelo 2      277,14        2,35       923    920      60      347,14
Modelo 3      219,69        1,89       949    936      49      293,69
Modelo 4      329,74        2,46       922    900      62      403,74
Modelo 5     1121,54        3,47       784    776      81     1231,54

Nota. Todos os valores de [ji al cuadrado] sao significativos
(p < 0,01).

Tabela 2
Invariancia Metrica para o Genero

                                                             [DELTA]
                                          [ji al              [ji al
                                        cuadrado]     gl    cuadrado]
Grupo
  Masculino (n = 284)                   188,92 **    115
  Feminino(n=91)                        157,86 **    114

Invariancia metrica
  Modelo base                           346,78 **    229
  Equivalencia da saturacao dos itens   364,76 **    243     17,98 ns
  Equivalencia das variancias           366,51 **    246     19,73 ns
  Equivalencia das covariancias         367,86 **    249     21,08 ns

                                        [DELTA]
                                          gl      CFI    OCFI    RMSEA
Grupo
  Masculino (n = 284)                             950              48
  Feminino(n=91)                                  914              65

Invariancia metrica
  Modelo base                                     941              37
  Equivalencia da saturacao dos itens     14      941      0       35
  Equivalencia das variencias             17      942      1       34
  Equivalencia das covariancias           20      942      1       34

* p < 0,05; ** p < 0,01; ns p > 0,05.

Tabela 3
Invariancia Metrica para o Tipo de Esporte

                                                        [DELTA]
                                     [ji al              [ji al
                                   cuadrado]     gl    cuadrado]
Grupo
  Individual (n = 214)             200,39 **    115
  Coletivo (n = 161)               176,09 **    115

Invariancia metrica
  Modelo base                      376,48 **    230
  Equivalencia da saturacao dos    396,70 **    244     20,22 ns
    itens
  Equivalencia das variancias      399,17 **    247     22,69 ns
  Equivalencia das covariancias    402,98 **    250     26,50 ns

                                   [DELTA]            [DELTA]
                                     gl       CFI       CFI     RMSEA
Grupo
  Individual (n = 214)                       0,935              0,059
  Coletivo (n = 161)                         0,923              0,058

Invariancia metrica
  Modelo base                                0,931              0,041
  Equivalencia da saturacao dos      14      0,928     0,003    0,041
    itens
  Equivalencia das variancias        17      0,928     0,003    0,041
  Equivalencia das covariancias      20      0,927     0,004    0,041

* p < 0,05; ** p < 0,01; ns p > 0,05.

Tabela 4
Invariancia Metrica para o Nivel Competitivo

                                                       [DELTA]
                                    [ji al              [ji al
                                   cuadrado     gl     cuadrado

Grupo
  Regional (n=284)                211,69 **    115
  Nacional(n=91)                  150,80 **    115

Invariancia metrica
  Modelo base                     362,49 **    230
  Equivalencia da saturacao dos   380,71 **    244     18,22 ns
    itens
  Equivalencia das variancias     382,22 **    247     19,73 ns
  Equivalencia das covariancias   391,15 **    250     28,66 ns

                                  [DELTA]            [DELTA]
                                    gl       CFI       CFI      RMSEA

Grupo
  Regional (n=284)                          0,935               0,055
  Nacional(n=91)                            0,935               0,059

Invariancia metrica
  Modelo base                               0,935               0,039
  Equivalencia da saturacao dos     14      0,933     0,002     0,039
    itens
  Equivalencia das variancias       17      0,934     0,001     0,038
  Equivalencia das covariancias     20      0,931     0,004     0,039

* p < 0,05; ** p < 0,01; ns p > 0,05.

Tabela 5
Intercorrelacoes entre os Fatores do CSAI-2R e do IDATE

                         1       2         3          4          5

1. Ansiedade cognitive   --   0,55 *    -0,33 *     0,49 *     0,35 *
2. Ansiedade somatica           --      -0,28 *     0,50 *     0,37 *
3. Autoconfianca                           --      -0,24 *    -0,35 *
4. Ansiedade estado                                   --         --
5. Ansiedade Traco

* p < 0,01.
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Title Annotation:articulo en portugues
Author:Gimenes Fernandes, Marcos; Vasconcelos-Raposo, Jose; Fernandes, Helder Miguel
Publication:Psicologia: Reflexao & Critica
Date:Oct 1, 2012
Words:7146
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