Desarrollo y validación del cuestionario de autoconfianza en competición CACD para deportes individuales y colectivos

Development and validation of questionnaire CAD confidence in competition for individual and team sports

Desenvolvimento e validação de confiança questionário CAD na competição para esportes individuais e coletivos

 

 

Martínez-Romero, M.¹, Molina, V.M.² y Oriol-Granado, X.³

¹Instituto Nacional de Deportes, Chile.
²Universidad Autónoma de Chile.
³Universidad de Santiago de Chile

Dirección para correspondencia

 

 

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RESUMEN

El objetivo de este estudio fue construir y validar un cuestionario de autoconfianza en competición deportiva en Chile. Este fue administrado a una muestra de 307 deportistas de deportes individuales y colectivos en competición regular con edades que oscilaban entre los 11 y 35 años. Los análisis factoriales exploratorio y confirmatorio apoyan una estructura unidimensional de autoconfianza en situación deportiva. La consistencia interna es adecuada y además las puntuaciones muestran correlaciones positivas y significativas con la dimensión de autoconfianza del CSAI II y con una medida de autoeficacia general de Schwarzer y Baessler (1996) que al utilizarse con deportistas también mostró valores adecuados.

Palabras clave: Deporte; autoconfianza; competición deportiva; cuestionario.

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ABSTRACT

The aim of this study was to construct and validate a questionnaire of self-confidence in sport competition in Chile. This was administered to a sample of 307 athletes of individual and team sports on regular competition with ages ranging between 11 and 35 years. Exploratory and confirmatory factor analyzes supported a unidimensional structure of self-confidence in sport situation. The Internal consistency are adequate. Significant positive correlations were observed with self-confidence dimension of CSAI II and global results of general self-efficacy by Schwarzer y Baessler (1996) which showed appropriate values with the sport sample.

Key words: Sport; self-confidence; sport competition; measure.

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RESUMO

O objectivo deste estudo foi construir e validar um questionário de autoconfiança na competição desportiva no Chile. Este foi aplicado a uma amostra de 307 atletas de desportos individuais e colectivos em competição regular com idades que oscilavam entre os 11 e os 35 anos. As análises factoriais exploratórias e confirmatórias apoiam uma estrutura unidimensional da autoconfiança em situação desportiva. A consistência interna é adequada, sendo que as pontuações mostram correlações positivas e significativas com a dimensão autoconfiança do CSAI II e com uma medida de autoeficácia geral de Schwarzer e Baessler (1996) qua ao utilizar-se com desportistas também revelou valores adequados.

Palavras-chave: Desporto; autoconfiança; competição desportiva; questionário.

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Introducción

Los primeros postulados acerca del concepto de autoconfianza se desarrollaron en el marco de la Teoría de la autoeficacia propuesta por Bandura (1977). Bandura consideraba la autoconfianza como la creencia o convicción de un sujeto sobre la propia capacidad y la autoeficacia como un componente más específico referido a la confianza que el sujeto tiene para realizar una determinada tarea con éxito. Posteriormente a esta teoría, la autoconfianza se ha relacionado con otros conceptos afines como la auto-eficacia, la habilidad percibida o la competencia percibida y diferentes autores coinciden en definirla como la percepción que tiene la persona sobre su capacidad para enfrentarse a una determinado reto (Feltz, 2007; López Torres, Torregrosa, y Roca, 2007; Tsopani, Dallas, y Skordilis, 2011).

En contexto deportivo los modelos más importantes de autoconfianza y que se complementan con el de Bandura es el de Vealey (1986) y el de Feltz (2007) quienes la definen como la creencia o grado de certeza que los individuos tienen acerca de su habilidad para tener éxito en deporte. Vealey diferenció en su modelo entre confianza-rasgo entendiéndola como la creencia que el deportista tiene habitualmente y la confianza-estado que se produciría tan solo en un momento particular. De acuerdo a este modelo se formuló el Trait Sport Confidence Inventory (TSCI) para evaluar el constructo como confianza-rasgo y el State Sport Confidence Inventory (SSCI) para confianza-estado. Usando dichos instrumentos algunas investigaciones observaron que bajos niveles de autoconfianza suelen acompañarse de un mayor nivel de ansiedad cognitiva (Krane y Williams, 1987; Martens; Vealey, y Burton, 1990). En esta línea Martens, Burton, Vealey, Bump y Smith (1990) propusieron la teoría multidimensional de la ansiedad donde relacionaron la autoconfianza con las dimensiones de ansiedad cognitiva, ansiedad somática, autoconfianza y rendimiento. Estos autores generaron el Competitive State Anxiety Inventory-2 donde la ansiedad cognitiva se definió como el miedo al fracaso y por lo tanto estaría asociado a un aspecto mental de la ansiedad en el deportista mientras que la ansiedad somática se refiere a la reacción fisiológica del deportista. Este test ha sido usado para muchas investigaciones relacionadas con el ámbito deportivo aunque también ha recibido críticas por ser una medida pre-competitiva y con falta de especificidad en relación a la tarea (Woodman y Hardy, 2003, Moritz et al., 2000). Diferentes investigaciones realizadas con dicho instrumento concluyeron que la autoconfianza operaría como un moderador en el proceso de aumento o disminución de la ansiedad (Cervantes, Rodas y Capdevila, 2009; Larumbe, Pérez-LIantada y López de la Llave, 2009; Prados, García y Lluch, 2011; Vosloo, Ostrow y Watson, 2009) y por lo tanto la ausencia de autoconfianza podría implicar la presencia de ansiedad cognitiva. Posteriormente se realizó una versión revisada del CSAI-2 (Cox, Martens y Russell, 2003) validado en español bajo el nombre de Inventario de Ansiedad Competitiva CSAI 2R (Andrade, Lois y Arce, 2007) que evalúa la ansiedad estado precompetitiva bajo los mismos factores de ansiedad somática, ansiedad cognitiva y autoconfianza. Más recientemente también se realizó otra adaptación de la escala CSAI 2R incorporando las escalas de intensidad y dirección de ansiedad tanto cognitiva como somática (Pineda-Espejel, López-Walle y Tomás, 2014). En este sentido, diferentes estudios reportan relaciones negativas de autoconfianza con intensidad de ansiedad (cognitiva y somática) y sin embargo positivas con su dirección (Kais y Raudsepp, 2005; Pozo, 2007).

Respecto a la relación entre autoconfianza y rendimiento deportivo, los meta-análisis reportan que la gran mayoría de estudios hallaron relaciones positivas entre estas dos variables (Woodman y Hardy, 2003). Elevados niveles de autoconfianza se asocian a un buen rendimiento (Cantón y Checa, 2012; Chamberlain y Hale, 2007; Molina, Chorot, Valiente y Sandín, 2014; Nicholls y Pollman, 2008; Modroño y Guillén, 2011; Rascado, Boubeta, Bolgar y Fernández, 2014) en especial cuando el nivel de ansiedad es bajo o moderado y percibido como facilitador (Mullen, Lane y Hanton, 2009). La propia idiosincrasia de la competición deportiva genera situaciones estresantes que pueden producir alteraciones psicológicas tales como la falta de capacidad de concentración, una pérdida del foco de atención o un incremento de la ansiedad, la frecuencia cardíaca y la tensión muscular (Márquez, 2004; Estrada y Pérez, 2008; Oriol, Gomila y Filella, 2014). Por ello la autoconfianza parece fundamental para favorecer que el deportista no se vea tan influenciado por los distractores cognitivos propios de la competición. Así lo confirman las investigaciones realizadas también con deportistas de élite quienes revelan también que la confianza afecta a su rendimiento a través de sus pensamientos, comportamientos y sentimientos (Hays, Thomas, Maynard y Bawden, 2009). La autoconfianza es uno de los factores cognitivos más críticos en deporte (Short, Sullivan y Feltz, 2005) y ello implica la necesidad de tener instrumentos que permitan evaluar este constructo. En Chile existe una falta de instrumentos validados y por ello se optó por construir y validar una escala que diera respuesta a esta carencia. Debido a que el CSAI II y sus posteriores versiones plantean preguntas referidas a situación pre-competitiva, en este cuestionario se pretendió elaborar preguntas encaminadas a observar como el deportista se siente habitualmente mientras está compitiendo.

El objetivo de este estudio por lo tanto, fue la construcción y validación en Chile de una escala de autoconfianza tanto para deportes individuales como colectivos en situación competitiva.

 

Método

Participantes

Como criterio de selección se pidió la participación a deportistas que como requisito básico participaran regularmente en competiciones. Participaron 307 deportistas (239 hombres y 65 mujeres) cuyas edades oscilaron entre 11 y 35 años de edad con una (M=17.01; DT= 4.9) federados y en competición regular. Los deportistas pertenecían a diferentes disciplinas individuales y colectivas fútbol (16.6%) canotaje (15.6%) basquetbol (21.6%) ciclismo (2.7 %) hockey patines (5.3%) tenis (5 %) voleibol (16.6%) y hándbol (11%) de las ciudades de Concepción, Santiago, Talca, Curicó y Linares (Chile).

Instrumentos

Cuestionario de autoconfianza en competición deportiva CACD. Escala desarrollada en este estudio que permite evaluar la autoconfianza de los deportistas en situación competitiva. La versión preliminar de la escala que se elaboró a partir de la literatura existente incluyó 18 respuestas tipo Likert del 1 al 7 (1=completamente en desacuerdo; 2=bastante de acuerdo; 3=moderadamente en desacuerdo; 4=no sé, ni de acuerdo ni en desacuerdo; 5=moderadamente de acuerdo; 6=bastante de acuerdo; 7=totalmente de acuerdo) Para responder la escala se pidió a los participantes que respondieran teniendo en cuenta en cómo piensan y sienten mientras están insertos en la competición.

Para la redacción de los ítems de autoconfianza se consideraron los postulados de Bandura (1986) entendiéndola como una capacidad percibida de la persona para alcanzar un determinado nivel de rendimiento en una tarea específica. Más recientemente, Feltz (2007) complementa la teoría de Bandura específicamente considerado la autoconfianza en rendimiento deportivo. De acuerdo a estos postulados, el foco en la redacción de los ítems responde a la necesidad de medir autoconfianza en una tarea específica, en este caso la competición deportiva. Algunos ítems redactados respondían a un posible factor de autoconfianza en competición («Siempre pienso que puedo ganar independientemente del rival», «Creo poder salir campeón en el torneo») y otros a un posible factor de inseguridad («Me siento inferior respecto a mis compañeros de equipo», « cuando pierdo una competición siento que fue por mi culpa»). Para asegurar la validez de contenido se realizó un primer proceso de revisión con 10 deportistas con asistencia regular a competiciones para comprobar que el lenguaje y redacción de los ítems eran adecuados y se consideró eliminar seis ítems que llevaban a confusión a los deportistas. Efectuados los ajustes se procedió a la aplicación del cuestionario de 12 ítems a un total de 307 deportistas de diferentes disciplinas para proceder a la validación del cuestionario. Para realizar los AFE y AFC del instrumento se subdividió la muestra. La primera muestra estaba formada por 154 deportistas con los que se realizó el AFE para obtener la estructura factorial y la segunda muestra formada por 153 para comprobar el ajuste del modelo. Los análisis cuantitativos realizados llevaron a una versión definitiva de la escala formada por un factor de Autoconfianza de 6 ítems (ver tabla 1).

 

 

CSAI-2 (Competitive State Anxiety Inventory) elaborado por Martens, Burton, Vealey, Smith y Bump (1990). Se usó la versión española de Márquez (Andrade, Lois y Arce, 2007). La escala incluye un total de 27 ítems divididos en tres subescalas: nueve de Ansiedad cognitiva(«me preocupa perder», «me preocupa que la presión me domine»), nueve de Ansiedad somática («tengo tensión en el estómago», «mi corazón va acelerado») y nueve de Auto-confianza(«me encuentro a gusto», «tengo confianza porque me imagino consiguiendo mis objetivos»). El coeficiente alfa de Cronbach en la versión original mostró una consistencia interna entre .79 y .90, (Martens et al., 1990) y en la versión española entre .51 y .86 (Márquez, 1992). Se optó por realizar un AFC siguiendo el modelo de 3 factores validado en España para observar que este instrumento es idóneo para usar con deportistas chilenos y se obtuvieron unos índices de ajuste aceptables χ²/gl (1.6, N=307)=473.612, p<0,001, CFI=.91, IFI= .90, RMSEA= .04, SRMR= .06. La dimensión de autoconfianza mostró un alpha de .75, un .82 la de ansiedad cognitiva y un .85 ansiedad somática.

Escala de Autoeficacia General de Schwarzer Y Baessler (1996). Evalúa el sentimiento estable de competencia personal para manejar de forma eficaz una gran variedad de situaciones estresantes («gracias a mis cualidades y recursos puedo superar situaciones imprevistas», «venga lo que venga por lo general soy capaz de manejarlo»). Las respuestas son tipo Likert donde la persona responde a cada reactivo de acuerdo a lo que ella percibe de su capacidad en el momento: Incorrecto (1 punto); apenas cierto (2 puntos); más bien cierto (3 puntos) o cierto (4 puntos). En esta escala a mayor puntuación mayor autoeficacia general percibida. En el estudio de validación de esta escala en población chilena se obtuvo un alpha de .84 (Cid, Orellana, Barriga, 2010). Sin embargo, debido a que esta escala para esta investigación fue aplicada a deportistas se realizó un análisis factorial confirmatorio para comprobar su adecuación a este tipo de población. Los resultados obtenidos muestran valores adecuados χ²/gl (3.4, N=307)=119.753, p<0,001, CFI= .91, IFI= .90, RMSEA= .06; SRMR= .08. El alpha obtenido de la escala fue de .89.

Procedimiento

La aplicación de la batería de test se realizó en distintos clubes deportivos de las ciudades de Concepción, Santiago, Talca, Curicó y Linares (Chile). Se pidió su consentimiento informado y adicionalmente, se contó con la autorización verbal de la dirigencia y/o del respectivo entrenador de cada club deportivo para la aplicación de los respectivos instrumentos. Se administraron los cuestionarios después de las diferentes competiciones dependiendo del deporte y en sus clubes deportivos y se les pedía (tal como se observa en las instrucciones del cuestionario) que respondieran de forma retroactiva en el caso del cuestionario de autoconfianza pensando en la competición.

 

Análisis de los datos

Para la validación de la escala se realizaron análisis de las propiedades psicométricas de los ítems, análisis de correlación inter-ítems e ítem factor y análisis factoriales exploratorios (AFE). Estos fueron desarrollados con el método de máxima verosimilitud y debido a que la solución obtenida fue inadecuada se optó por realizar el método ULS y después aplicar rotaciones oblímin (Lloret, Ferreres, Hernández y Tomás, 2014). La adecuación de la matriz para realizar el AFE fue testada mediante el test Kaiser-Meyer-Olkin (KMO) y la Prueba de Esfericidad de Bartlett. Para eliminar ítems se siguió como criterio eliminar ítems con comunalidades inferiores a .40. Para analizar la validez de criterio se realizaron correlaciones con otros cuestionarios con el programa estadístico SPSS 17,0 y para la validez cruzada se realizó un (AFC) mediante el programa AMOS 22.0. Para evaluar la bondad de ajuste del modelo se utilizaron diferentes índices: Se empleó la ratio entre chi cuadrado y los grados de libertad (χ²/gl) puesto que el χ² es muy sensible al tamaño muestral (Jöreskog & Sörbom, 1993). Comparative Fit Index (CFI), Incremental Fit Index (IFI), Root Mean Square Error of Approximation (RMSEA) y Standardized Root Mean Square Residual (SRMR). Para el indicador (χ²/gl) se suelen aceptar valores inferiores a 3 (Schermelleh-Engel, Moosbrugger & Müller, 2003). Según Hu y Bentler (1999), valores CFI e IFI superiores a .90 junto con valores iguales o menores de .06 para RMSEA y .08 para SRMR indican un buen ajuste del modelo. Finalmente se realizaron también análisis para determinar la fiabilidad de la escala.

 

Resultados

Análisis factorial exploratorio. Tal como se explicó en el procedimiento, la primera versión del cuestionario constaba de 18 ítems. Se administró el cuestionario a los 10 deportistas para depurar ítems teniendo en cuenta el nivel de comprensión de las preguntas. Se decidió eliminar 6 ítems por dificultades en cuanto a la comprensión y finalmente el cuestionario quedó compuesto por 12 ítems que se administraron a la muestra piloto. Se procedió a realizar un análisis factorial exploratorio de máxima verosimilitud con rotación oblímin. Los resultados arrojaron pesos factoriales por debajo de .40 en la mayoría de ítems de inseguridad y por ello debido a problemas de solución del método y tal como recomiendan Lloret et al (2014) se procedió a realizar de nuevo el análisis con el método ULS y realizando posteriormente de nuevo una rotación oblímin. Las comunalidades obtenidas en algunos de los ítems fueron bastante bajas en el segundo factor inseguridad y también el alpha de la escala mostró un valor muy bajo (tabla 1). A pesar de ello se tomó la determinación de conservar los 12 ítems para ver si existía un cambio en el peso factorial de las comunalidades con la muestra definitiva. Tal y como recomiendan Lloret et al. (2014) para realizar el AFE se distribuyó la muestra definitiva (307 sujetos) en dos submuestras equivalentes teniendo en cuenta la representatividad de todas las modalidades deportivas en ambas submuestras para poder estimar la mejor solución factorial con una de las submuestras y comprobar el modelo a través de un AFC con la otra submuestra. Se realizó de nuevo un análisis con el método ULS y realizando posteriormente de nuevo una rotación oblímin con una de las submuestras compuesta por 153 deportistas (M=21.54; DT= 4.15) y restringiendo a dos factores la solución factorial. Al igual que sucedió con la prueba piloto, los pesos factoriales obtenidos en dichos análisis aconsejaron la eliminación del factor inseguridad debido al bajo peso factorial obtenido en la mayoría de ítems y debido a que la proporción de ítems por factor era muy pequeña (ver tabla 1).

Además se observó una falta de correlación entre los ítems de inseguridad y el global de la dimensión y la falta de correlación entre inseguridad en la competición y autoconfianza. Una vez analizada la saturación de los ítems del factor confianza se eliminaron también dos ítems que presentaban comunalidades por debajo de .40 hasta obtener los 6 ítems definitivos que representan un 45% de la varianza total explicada. El análisis unidimensional de autoconfianza obtuvo buenos estimadores de adecuación muestral de Kaiser-Meyer-Olkin (KMO= .89) y de significación estadística de Barlett (p= .00). El cuestionario consta finalmente de 6 ítems integrados en una sola dimensión cuyas cargas factoriales oscilan entre .59 y .75 (ver tabla 2). La consistencia interna del instrumento se obtuvo calculando el coeficiente del alfa de Cronbach y se obtuvieron puntuaciones satisfactorias a = .90.

 

 

También se realizaron correlaciones inter-ítems e ítem test corregida para determinar la consistencia interna del cuestionario. Se observaron relaciones significativas entre todos los ítems que oscilaban entre .29 y .51 y también de los ítems respecto al factor global con una oscilación entre .49 y .60.

 

 

Validez de criterio y convergente entre la medida de autoconfianza del CACD y llas dimensiones de autoconfianza del CSAI-II y el cuestionario de autoeficacia general percibida. Para confirmar la validez convergente de la escala se relacionó las puntaciones del CACD con autoconfianza, ansiedad cognitiva y ansiedad somática del CSAI II y con autoeficacia general. Los resultados mostraron relaciones positivas entre autoconfianza del CACD y del CSAI II r= .66, p<.001 y con autoeficacia general r= .59, p<0.00 y por otro lado no se observaron relaciones entre la autoconfianza y la ansiedad cognitiva y ansiedad somática.

Análisis factorial confirmatorio. Para el análisis factorial confirmatoria se usó la segunda submuestra no usada en el AFE con el objetivo de comprobar el ajuste de modelo obtenido. La estructura factorial de la escala se obtuvo a través Método de Estimación por Mínimos Cuadrados Ponderados (WLS/ADF). Para comprobar el ajuste del modelo se tuvieron en cuenta los índices expuestos en el apartado de análisis de los datos. Los resultados mostraron un ajuste del modelo aceptable χ²/gl (1.3, N=154) =11.954 CFI= .97; IFI = .98; RMSEA= .03; SRMR= .02.

 

 

Discusión

El objetivo principal de este estudio fue construir y validar un cuestionario que midiera específicamente la autoconfianza en los deportistas durante la competición. El modelo inicial del cuestionario se realizó teniendo en cuenta dos dimensiones, una de autoconfianza y la otra de inseguridad. Sin embargo, los análisis realizados aconsejaron optar por un solo factor de autoconfianza que presenta unos buenos índices de fiabilidad y validez.

Para realizar la validez de criterio se correlacionó este cuestionario con el CSAI II ya que es quizás la medida más utilizada para evaluar autoconfianza y ansiedad en pre-competición y con un cuestionario de autoeficacia general. El CADC tiene algunas preguntas parecidas al CSAI II y a sus versiones posteriores, sin embargo, las preguntas van más dirigidas a conocer cuál es el nivel de autoconfianza que experimenta el deportista habitualmente durante la competición tal y como algunos autores han recomendado (Woodman y Hardy, 2001, Moritz et al., 2000). Los resultados mostraron relaciones positivas con la dimensión de autoconfianza del CSAI II, sin embargo a diferencia otros hallados en estudios previos (Larumbe, Pérez-LIantada y López de la Llave, 2009; Vosloo, Ostrow y Watson, 2009) no se observaron relaciones ni con ansiedad cognitiva ni con ansiedad somática.

Respecto a la relación con la autoeficacia general se observaron relaciones positivas y significativas entre ambos constructos. Cabe destacar que ambos términos pueden confundirse, sin embargo, han sido estudiados desde perspectivas diferentes ya que autoeficacia de acuerdo a Bandura (1997) implicaría las expectativas de éxito ante una tarea en concreto mientras que la autoconfianza se centraría en las creencias y expectativas internas del deportista para alcanzar el éxito (Horn, 2008). Por ello se incluyeron ítems no solo correspondientes a la expectativa acerca del nivel de ejecución de la tarea sino también ítems correspondientes a su seguridad y confianza ante la competición en su deporte.

El presente estudio presenta algunas limitaciones debido a que consideramos que quizás la eliminación de bastantes ítems del cuestionario se debió a que la muestra es muy heterogénea, aunque al mismo tiempo puede aportar ventajas para ser aplicado en diferentes deportes independientemente de si son individuales o colectivos. También consideramos que este cuestionario puede validarse en otros países de lengua hispana y por ello creemos que futuros trabajos son necesarios con más muestra de diferentes nacionalidades. Al igual que sucede con otras medidas de auto informe, esta escala mide autopercepción y por ello también siempre resulta interesante poder comparar los datos obtenidos con otras medidas de ejecución, en este caso de rendimiento real por ejemplo. Consideramos que sería bueno ampliar también el estudio con este tipo de variables para contrastar las relaciones reales entre autoconfianza del CACD y rendimiento tal y como se ha hecho en estudios anteriores (Craft, Magyar, Becker, y Feltz, 2003).

 

Conclusiones

En conclusión, los resultados obtenidos en los análisis factoriales exploratorio y confirmatorio corroboran que este es un buen cuestionario para evaluar la autoconfianza del deportista tanto para deportes individuales como colectivos. Además, representa un aporte para esta disciplina en contexto chileno debido a la falta de instrumentos validados que evalúen este constructo y a diferencia del CSAI II y sus posteriores versiones pretenden evaluar este constructo pensando en la autoconfianza percibida durante la competición. El hecho de que el cuestionario disponga de pocos ítems facilita además su administración en un tipo de muestra que presenta a veces complejidades para participar en este tipo de estudios.

 

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Dirección para correspondencia:
Xavier Oriol Granado.
Departamento de Gestión y Políticas Públicas.
Universidad de Santiago de Chile.
Av. Libertador Bernardo O'Higgins,
3363, Santiago (Chile).
E-mail: xavier.oriol@usach.cl

Recibido: 09/02/2015
Aceptado: 29/05/2016