Divertimento e prática de atividade física

O divertimento é a sensação de prazer e satisfação que um indivíduo sente quando realiza um comportamento que gosta. Relativamente à prática de atividade física, o divertimento tem vindo a ser associado como variável mediadora entre diversos fatores cognitivos e motivacionais na perceção de competência (^{Jekauc et al., 2013}), bem como desempenhar um papel crucial na realização do comportamento a longo prazo (^{Dishman et al., 2005}). De acordo com a Teoria da Autodeterminação (TAD; ^{Ryan & Deci, 2017}) uma pessoa que regula o seu comportamento de forma intrínseca (i.e., referente ao comportamento que é impulsionado por recompensas internas) está mais direcionado a experienciar resultados positivos. Por outras palavras, a motivação intrínseca indica que o comportamento surge de dentro do indivíduo, porque é naturalmente satisfatório para este, estando posicionado a uma maior sensação de emoções positivas, tais como o divertimento (^{Rodrigues et al., 2019}b). Por sua vez, é expectável que, quando se realiza um comportamento de que se goste, haja maiores intenções de vir a realizar esse comportamento no futuro (Hagger & Chatzisarantis, 2009). No caso da prática de atividade física, quanto maior for a experiência positiva da realização do comportamento (i.e., sensação de prazer e divertimento), maior será a probabilidade de repetir o comportamento no futuro (^{Mullen et al., 2011}; ^{Ryan & Deci, 2017}). Os benefícios da prática da atividade física orientam-se quer para o prazer, quer para os benefícios da saúde mental. Assim, a associação entre o divertimento e o prazer são fundamentais para a adesão à atividade física, resultando posteriormente num bem estar físico relacionado com a saúde (^{Rodrigues et al., 2019a}).

Em estudos empíricos, a perceção de divertimento tem vindo a ser associada a maiores níveis de prática desportiva e atividade física fora do contexto escolar (^{Gardner et al., 2017}; ^{Moore et al., 2009}). Acresce ainda que, em adultos inscritos em ginásios/health clubs que percecionam divertimento e prazer durante as atividades fitness têm maiores níveis de adesão ( ^{Rodrigues et al., 2019}a). No entanto, no que diz respeito à medição e perceção de divertimento em idosos, a literatura continua a ser escassa. Até à data, poucos estudos têm medido e considerado o divertimento como variável chave na prática de atividade física (^{Mullen et al., 2011}). Neste sentido Mullen et al. (2011) referem que se devem realizar mais estudos nesta população, dado a relação entre o divertimento e a prática de atividade física, bem como os benefícios adjacentes à realização do comportamento serem essenciais no bem-estar e na longevidade desta população.

Apesar da crescente necessidade de medir o divertimento, como promotor de atividade física, até o momento, a capacidade de medir o divertimento em grupos de faixas etárias diferentes usando o mesmo instrumento permanece desconhecida. De facto, análises multi-grupos têm demostrado resultados contraditórios entre géneros (^{Moore et al., 2009}). Além disso, não há evidências por sua validade fatorial e invariância entre as faixas etárias em populações que não sejam nativas das escalas de medição. Este facto é ainda mais relevante em estudos que analisem o efeito preditor do divertimento na intenção de continuar na prática de atividade física, bem como a consequência da motivação intrínseca (^{Ryan & Deci, 2017}).

Presente estudo

Este estudo teve como objetivo de analisar a perceção de divertimento em diferentes grupos etários, nomeadamente entre jovens, adultos e idosos. Especificamente, pretendeu-se analisar as propriedades psicométricas do Physical Activity Enjoyment Scale (PACES)(^{Mullen et al., 2011}), em grupos com faixas etárias diferentes (i.e., jovens, adultos e idosos). Foi ainda analisada a validade preditiva do divertimento na intenção de continuar na prática de atividade física, e como consequência da motivação intrínseca. De acordo com a literatura, especula-se que; a) o PACES será equivalente entre grupos com faixas etárias diferentes (^{Mullen et al., 2011}); o divertimento é um preditor significativo da intenção de continuar na prática de atividade física (^{Gardner et al., 2017}; ^{Rodrigues et al., 2019}a); e c) o divertimento é consequência da motivação intrínseca (^{Deci & Ryan, 1985}; ^{Ryan & Deci, 2017}).

Participantes

No total, participaram neste estudo 425 indivíduos (sexo feminino = 231) praticantes de atividade física em contexto de ginásio e/ou health clubs em Portugal. Os praticantes tinham uma experiência de prática de atividade física regular entre 6 a 40 meses (M = 21,34 ± SD = 4,12) e uma prática semanal entre 2 a 5 vezes por semana (M = 2,43 ± SD = 0,98). A atividade física praticada era primordialmente focada na componente de trabalho de força e capacidade cardiorrespiratória na sala de exercício (89%), no entanto os participantes também realizavam regularmente aulas de grupo (11%). Os participantes foram classificados como jovens (≤18 anos), adultos (>18 e <65 anos) e idosos (≥65 anos) de acordo com a Organização Mundial de Saúde. Na Tabela 1 estão as características de cada grupo relativamente à média de idade, número de participantes e experiência da prática de atividade física.

Tabela 1. Descrição sociodemográfica de cada amostra 

Notas. n = amostra; F = Feminino; M = Masculino; Midade = Média de idade; DP_idade = Desvio-Padrão da idade; MExp = Média de Experiência; DP_Exp= Desvio-Padrão da Experiência.

Instrumentos

Para a recolha de dados relativamente à perceção do divertimento, utilizamos o Physical Activity Enjoyment Scale (PACES) traduzida e validada para a população Portuguesa (^{Teques et al., 2017}). Esta escala é composta por oito itens (e.g., "É revigorante") precedida pela afirmação "A atividade física que pratico…" ao qual os participantes respondem através de uma escala tipo Likert com pontuação mínima 1 ("discordo totalmente") e máxima 7 ("concordo totalmente").

Como forma de medir a motivação intrínseca, usamos três itens do Behavioral Regulation in Exercise Questionnaire 3 (BREQ-3) traduzido e validado para a população portuguesa (Cid et al., 2018) no contexto da atividade física. Estes três itens (e.g., "Acho que é uma atividade agradável") avaliam especificamente a forma como a pessoa regula o seu comportamento de forma intrínseca. As opções de resposta são dadas através de uma escala tipo Likert com pontuação mínima 0 ("discordo totalmente") e máxima 4 ("concordo totalmente").

Para avaliar a intenção de se manter na prática de atividade física, foram criados três itens (e.g., "Pretendo manter a prática de atividade física no mesmo registo que pratico atualmente nos próximos meses") com base nas recomendações de ^{Ajzen (2006}), e com base no sistema Objetivo, Ação, Contexto e Tempo (Target, Action, Context, Time; ACT) proposto por este autor, ao qual os participantes responderam a cada item através de uma escala tipo Likert com pontuação mínima 1 ("discordo totalmente") e máxima 5 ("concordo totalmente").

Procedimentos

Estudo foi aprovado pela comissão ética (número de registo: CE-UBI-pJ-2018-044:ID683) previamente à recolha de dados. Acrescido, o processo de recolha dos dados esteve de acordo com a Declaração de Helsínquia e as alterações consequentes. Diversos gestores de ginásios e health clubs (n =3) foram contactados por conveniência para a recolha de dados. Após explicação dos objetivos e aprovação por parte dos gestores, os investigadores contactaram presencialmente os potenciais participantes na zona de receção dos ginásios e health clubs. Foi explicado a todos os participantes os objetivos do estudo e foi-lhes providenciada a informação de anonimato. Os participantes preencheram o questionário através de uma plataforma online (i.e., surveymonkey). Todos os participantes assinaram consentimento informado previamente ao preenchimento do questionário. O tempo de preenchimento do questionário foi aproximadamente de 10 minutos.

Análises Estatísticas

Dado o questionário ter sido criado de forma a não existirem valores omissos, avançamos no cálculo de dados descritivos (média, desvio-padrão, assimetria e curtose) bem como de correlações bivariadas de Pearson com recurso ao programa estatístico IBM SPSS Statistics v23 (^{Arbuckle, 2013}). Para aceitação de uma distribuição normal univariada, os valores de assimetria e de curtose devem estar contidos entre -2/+2 e -7/+7, respetivamente (^{Gravetter & Wallnau, 2014}).

Estrutura Fatorial

A estrutura fatorial do questionário foi avaliada através de uma Análise Fatorial Confirmatória (AFC) com recurso ao programa estatístico Mplus 7.4 (^{Muthén & Muthén, 2010}) e com o estimador Robust Maximum Likelihood (MLR) dado ser robusto contra a não normalidade da distribuição da amostra. Tomando em consideração que o teste do qui quadrado pode ser influenciado pelo tamanho amostral (^{Hair, Black, Babin, & Anderson, 2019}), consideramos os seguintes índices incrementais e absolutos para a aceitação do modelo de medida, dado não serem influenciados pelo tamanho da amostra e a complexidade do modelo (^{Hair et al., 2019}; ^{Sivo, Fan, Witta, & Willse, 2006}): Comparative Fit Index (CFI); Tucker-Lewis Index (TLI); Standardized Root Mean Residual (SRMR); Root Mean Square Error of Approximation (RMSEA) e o seu respetivo Intervalo de Confiança a 90% (IC90%). Para aceitação do modelo, foram considerados os seguintes valores de corte de acordo com as recomendações de diversos autores (^{Byrne, 2011}; Hair, Black, Babin, & Anderson, 2014; ^{Kline, 2016}): CFI e TLI ≥0.90, SRMR e RMSEA ≤0.80.

De acordo com ^{Hair et al. (2019}), os pesos fatoriais devem ser ≥0.50 de forma a que cada item explique pelo menos 25% de variância no fator latente. Acrescido, os coeficientes de fiabilidade compósita devem apresentar valores acima de 0.70, tal como descrito por vários autores (e.g., ^{Raykov, 1997}). Foi também tido em consideração o cálculo da Variância Extraída Média (VEM), de forma a analisar a validade convergente dos itens. Para tal foi usado o valor de corte ≥0.50 proposto por diversos autores (^{Hair et al., 2019}; ^{Kline, 2016}).

Análise Multi-grupos

A análise de invariância do modelo de medida demonstra a capacidade de aplicabilidade do mesmo questionário em grupos com características diferentes (^{Sass, 2011}). De facto, são vários os autores que descrevem a análise de invariância como uma análise fundamental na validação de escalas de medida (^{Chen, 2008}; ^{Cheung & Rensvold, 2002}). Nesse sentido, realizamos uma análise multi-grupos entre grupos etários (i.e., jovens, adultos e idosos) de acordo com recomendações de diversos autores (^{Byrne, 2011}; ^{Cheung & Rensvold, 2002}). Primeiramente, o modelo de medida deve ajustar-se em cada grupo (i.e., jovens, adultos e idosos). Seguidamente, foi testado a invariância configural (sem restrições de igualdade), invariância métrica (restrições nos pesos fatoriais dos itens), invariância escalar (restrições nos pesos fatoriais dos itens e nas interceções dos itens) e invariância residual (restrições nos pesos fatoriais dos itens, nas interceções e variância dos itens). As diferenças no CFI (∆CFI) e TLI (∆TLI) entre o modelo configural com o modelo métrico, escalar e residual deve ser inferior a 0.10 (^{Cheung & Rensvold, 2002}) e as diferenças no RMSEA (∆RMSEA) devem ser inferiores a 0.15 (^{Chen, 2007}).

Validade Preditiva

A validade preditiva será analisada através de um modelo de equações estruturais (MEE) de acordo com a abordagem sugerida por ^{Kline (2016}). Primeiramente foi testado uma AFC tomando em consideração todas as variáveis em análise. No passo seguinte realizou-se um MEE tendo como base os pressupostos teóricos: a motivação intrínseca → divertimento → intenção. O ajustamento dos modelos resultantes da AFC e o modelo MEE serão analisados de acordo ^{Hair et al. (2019}), considerando os índices incrementais e absolutos tal como descritos anteriormente. Os coeficientes estandardizados serão considerados significativos caso o Intervalo de Confiança a 95% (IC95%) não englobe zero (^{Williams & Mackinnon, 2008}).

Análise Preliminar

De acordo com a Tabela 2, a perceção de divertimento foi a variável que apresentou a média mais alta comparativamente à motivação intrínseca e a intenção de continuar na prática de atividade física. Todas as variáveis apresentaram uma distribuição normal, dados os valores de assimetria e curtose estarem contidos dentro dos parâmetros aceitáveis. De acordo com os coeficientes de fiabilidade compósita, todas os grupos apresentaram valores acima do recomendado (jovens = 0.95; adultos = 0.95; idosos = 0.94).

Tabela 2. Análise descritiva, fiabilidade compósita e matriz de correlação 

Notas. M = Média; DP = Desvio-Padrão; A = Assimetria; C = Curtose;

^** p <0.01

Estrutura Fatorial

A AFC demonstra valores de ajustamento aceitáveis em todos os grupos em análise (ver Tabela 3). Especificamente, é possível de observar na Tabela 4 que os índices tradicionais e absolutos respeitam as recomendações, ao mesmo tempo que, os pesos fatoriais estão acima do valor de corte. De facto, é possível de observar que os pesos fatoriais do modelo de medida considerando a amostra total apresentam valores acima de 0.50, explicando pelo menos 25% de variância no fator latente (ver Figura 1). Tomando em consideração os valores obtidos dos pesos fatoriais, é possível de observar que os valores da VEM são superiores aos valores de corte (jovens = 0.84; adultos = 0.83; idosos = 0.82).

Tabela 3. Valores de ajustamento dos modelos 

Notas. χ²= teste qui-quadrado; gl = graus de Liberdade; CFI = Comparative Fit Index; TLI = Tucker-Lewis Index; SRMR = Standardized Root Mean Square Residual; RMSEA = Root Mean Squared Error of Approximation; CI90% = 90% Intervalo deConfiança a 90% do RSMEA;

^* p <0.001

Tabela 4. Pesos fatoriais estandardizados em todos os grupos 

Notas: Os coeficientes e erros da estimativa são apresentados com valores estandardizados; valores entre parênteses (erro da estimativa); Intervalo de Confiança a 95%; todos os pesos fatoriais são significativos.

Notas: Os coeficientes e erros da estimativa são apresentados com valores estandardizados; valores entre parênteses (erro da estimativa); todos os pesos fatoriais são significativos.

Figura 1. Modelo de medida do Physical Activity Enjoyment Scale com a amostra total 

Análise Multi-grupos

De acordo com os resultados da análise multi-grupos descritos na Tabela 5, é possível de afirmar que o modelo de medida da perceção do divertimento é invariante entre faixas etárias. De facto, a perceção parece ser equivalente entre grupos dados as diferenças no CFI e TLI serem inferiores a 0.10.

Tabela 5. Análise multi-grupos do modelo de medida entre grupos etários 

Notas: CFI = Comparative Fit Index; ∆CFI = diferenças no CFI; TLI = Tucker-Lewis Index; ∆TLI = diferenças no TLI; RMSEA = RMSEA = Root Mean Squared Error of Approximation; ∆RMSEA = diferenças no RMSEA.

Validade Preditiva

Foram encontrados efeitos diretos significativos tal como teoreticamente proposto: a motivação intrínseca apresentou ser um preditor positivo e significativo do divertimento; e o divertimento apresentou ser um preditor positivo e significativo da intenção em continuar na prática de atividade física divertimento. Acrescido, a motivação intrínseca apresentou um efeito indireto positivo e significativo na intenção continuar na prática de atividade física. Para mais informações ver Tabela 6.

Tabela 6. Efeitos diretos e indiretos 

Notas: β = coeficiente estandardizado; IC95% = Intervalo de Confiança a 95%; LI = Limite Inferior; LS = Limite Superior

Estrutura Fatorial

O primeiro passo consistiu na análise do modelo de medida nos diversos grupos. De acordo com os resultados, o modelo teve um ajustamento aceitável em todos os grupos, evidenciando propriedades psicométricas aceitáveis tal como proposto por vários autores (^{Byrne, 2011}; ^{Hair et al., 2019}). Estes resultados são expectáveis, dado outros estudos terem aplicado a mesma escala em jovens (^{Motl et al., 2012}), em adultos (^{Teques, Calmeiro, Silva, & Borrego, 2017}) e em idosos (^{Mullen et al., 2011}). Os resultados também confirmaram consistência interna, na medida em que os valores da fiabilidade compósita são superiores aos valores de corte propostos por . Nesse sentido, podemos afirmar que os oito itens medem o que é suposto medir, neste caso em concreto, a perceção de divertimento durante a prática de atividade física.

Olhando especificamente para os pesos fatoriais, foi possível observar que estes são elevados, sendo suportados pela literatura (^{Byrne, 2011}; ^{Kline, 2016}), explicando mais que 25% de variância no fator latente.

Análise Multi-grupos

De acordo com os resultados, foi possível comprovar que o modelo de medida do PACES foi invariante entre faixas etárias, dado ter respeitado os critérios de invariância previamente descritos (^{Chen, 2007}; ^{Cheung & Rensvold, 2002}). Isto é, jovens, adultos e idosos percecionam de forma equivalente o divertimento durante a prática de atividade física.

Validade Preditiva

Tal como foi expectável, a perceção de divertimento esteve positivamente correlacionada com a motivação intrínseca e a intenção de continuar a na prática de atividade física. A validade preditiva foi demonstrada pelos efeitos positivos significativos entre a motivação intrínseca, divertimento e a intenção de continuar na prática. Estes resultados corroboram com estudos prévios (^{Monteiro et al., 2017}; ^{Rodrigues et al., 2019}b) mostrando que um indivíduo que regula o seu comportamento de forma intrínseca está mais suscetível de experienciar respostas emocionais positivas, tais como o divertimento. Por sua vez, maiores níveis de divertimento estão subjacentes a uma maior intenção de continuar a realizar o comportamento no futuro. Estes resultados reforçam o papel chave do divertimento no que diz respeito à prática de atividade física, uma vez que a manutenção do comportamento está associada a um estilo de vida saudável (^{Hickey & Mason, 2017}), a uma qualidade de vida superior em pacientes oncológicos (^{Ungar, Wiskemann, & Sieverding, 2016}) e menor risco de contrair doenças crónicas não mutáveis (^{Andersen, Mota, & Di Pietro, 2016}).

Interessantemente, o valor preditivo da motivação intrínseca para o divertimento variou entre grupos, mostrando que grupos de pessoas com idades diferentes podem percecionar de forma diferente a sensação de prazer e divertimento adjacente à prática de exercício físico (^{Mullen et al., 2011}). De acordo com os resultados obtidos, a motivação intrínseca tem um efeito maior para o divertimento nos jovens. Isto poderá estar relacionado com a vertente lúdica envolvida na atividade. Os jovens parecem estar envolvidos na prática de exercício físico por considerarem o comportamento algo prazeroso e que lhe promove uma sensação de divertimento. De facto, estudos anteriores têm demonstrado que jovens de ambos os sexos apresentam valores elevados de divertimento, seja em contexto de educação física (^{Dishman et al., 2005}), bem como no contexto desportivo (^{Monteiro et al., 2017}). Não obstante, o divertimento apresentou um efeito direto para a intenção maior nos idosos, comparativamente aos jovens e aos adultos. Igualmente, a motivação intrínseca apresentou um efeito indireto maior nos idosos comparativamente aos outros dois grupos praticantes de exercício físico. Estes resultados parecem corroborar com estudos prévios (^{Dacey, Baltzell, & Zaichkowsky, 2008}) evidenciando que os idosos que regulem o seu comportamento para a prática de exercício físico de forma intrínseca, considerando o comportamento como parte integrante deles, estão mais suscetíveis a sentirem prazer e divertimento durante a prática de exercício físico. Consequentemente, quando um sujeito realiza um comportamento do qual gosta e sente benefícios psicológicos adjacentes, apresenta maior intenção de voltar a realizar e manter esse comportamento como parte integrante no quotidiano (^{Mullen et al. (2011)}).

Limitações e agenda para estudos futuros

Em primeiro lugar, este estudo foi realizado tendo em consideração uma amostra portuguesa praticante de atividade física, sendo por isso, os resultados deste estudo, limitados à população em questão. Assim, sugere-se a realização de mais estudos, especificamente de estudos interculturais, de forma a analisar a perceção do divertimento em diferentes grupos com faixas etárias diferentes. Em segundo lugar, este estudo é transversal no seu desenho metodológico. Nesse sentido, não é possível de evidenciar causalidade. Futuras investigações deverão realizar intervenções controladas de forma a estimular e promover maiores níveis de divertimento.