Quadro Conceptual

A Teoria da Autodeterminação (Self-Determination Theory) (SDT: ^{Deci & Ryan, 1985}) é uma das mais populares e contemporâneas abordagens teóricas à motivação, que tem vindo a ser aplicada nas últimas três décadas, aos mais diversos contextos (e.g. educação, saúde, religião, política, trabalho) (ver: ^{Deci & Ryan, 1985}; ^{Ryan & Deci, 2002}), inclusive no contexto da atividade física (ver:^{Ryan & Deci, 2007}; ^{Ryan, Williams, Patrick, & Deci, 2009}; ^{Vallerand, Deci, & Ryan, 1987}; ^{Vallerand & Losier, 1999}). De facto, nos últimos anos, temos vindo a assistir a uma proliferação dos estudos com base na SDT, no domínio da atividade física, nomeadamente: no desporto (e.g. ^{Álvarez, Castillo, Duda, & Balaguer, 2009}; ^{Gagné, Ryan, & Bargmann, 2003}; Luque et al., 2019; ^{Monteiro et al. 2018a}; ^{Monteiro, Pelletier, Moutão, & Cid, 2018b}; ^{Monteiro et al., 2019}; ^{Reinboth & Duda, 2006}), no exercício (e.g. ^{Edmunds, Ntoumanis, & Duda, 2006}, ²⁰⁰⁸; ^{Hagger & Chatzisarantis, 2008}; ^{Markland & Tobin, 2010}; ^{Rodrigues et al., 2018}; ^{Rodrigues et al., 2019}; ^{Rodrigues et al., 2020}) e na educação física (e.g. ^{Ntoumanis, 2001}, ²⁰⁰⁵; ^{Standage, Gillison, & Treasure, 2007}; ^{Tristán et al., 2019}).

A SDT é uma macro teoria que nos diz, segundo os seus autores (^{Deci & Ryan, 1985}, ²⁰⁰⁰; ^{Ryan & Deci, 2007}), que a motivação do sujeito não está diretamente influenciada pelos fatores do envolvimento social (e.g. clima motivacional das aulas, comportamento dos instrutores, clima motivacional dos treinadores), uma vez que a influência destes é mediada pela satisfação de três "nutrientes psicológicos inatos a todos os seres humanos e que são essenciais para o contínuo crescimento, integridade e bem-estar psicológico" (^{Deci & Ryan, 2000, p. 229}). Ou seja, as necessidades psicológicas básicas (BPN: Basic Psychological Needs) de autonomia (capacidade do sujeito regular as suas próprias ações) de competência (capacidade de eficácia do sujeito na interação com o envolvimento) e de relação (capacidade do sujeito de procurar e desenvolver ligações e relações interpessoais) (^{Ryan & Deci, 2002}) vão determinar a regulação do comportamento do sujeito, que assenta num continuum motivacional que oscila entre formas menos e mais autodeterminadas (i.e. controladas vs. autónomas). Segundo ^{Ryan & Deci, 2007}, os sujeitos tendem a participar mais nas atividades quando regulam o seu comportamento por formas mais autodeterminadas e, por oposição, tendem a participar menos ou até mesmo abandonar, quando regulam o seu comportamento por formas menos autodeterminadas.

Em suma, podemos considerar que a SDT é uma abordagem à motivação alicerçada como meta teoria, que realça a importância dos recursos próprios que o ser humano tem na autorregulação do seu comportamento, que passa pela satisfação das necessidades psicológicas básicas de competência, autonomia e relação, pois são elas que estão na base do comportamento autodeterminado (regulação para formas mais intrinsecamente motivadas) (^{Ryan & Deci, 2002}). Qual é a importância deste facto? Aparentemente a resposta reside no facto de que "a motivação intrínseca pode estar entre os fatores mais importantes para a manutenção do exercício ao longo do tempo" (^{Ryan & Deci, 2007}, p. 5). De facto, a satisfação das necessidades inatas a todo o ser humano sustenta o comportamento intrinsecamente motivado, que por sua vez pode conduzir a resultados emocionais e comportamentais positivos (e.g. mais persistência, empenho, divertimento e prazer na atividade realiza) (^{Deci & Ryan, 2000}).

Avaliação das Necessidades Psicológicas Básicas

Para avaliar a importância das necessidades psicológicas básicas no contexto do exercício, bem como, a sua influência no comportamento dos sujeitos, é fundamental que exista um instrumento de medida específico para esse domínio, pois "a falta de instrumentos impede o progresso na compreensão do papel que as três necessidades têm na iniciação e manutenção do comportamento de exercício" (^{Vlachopoulos & Michailidou, 2006}, p. 182). Por essa razão, estes autores desenvolveram o Basic Psychological Needs in Exercise Scale (BPNES), um instrumento de medida para avaliar a satisfação das necessidades psicológicas básicas de autonomia, competência e relação no contexto do exercício), sendo constituído por 12 itens (4 itens cada fator).

A Basic Psychological Needs Exercise Scale (BPNES: ^{Vlachopoulos & Michailidou, 2006}) foi inicialmente validado numa amostra de 504 sujeitos, de ambos os sexos, com idades compreendidas entre os 18 e os 65 anos, em praticantes de exercício em centros de fitness privados. Os resultados alcançados evidenciaram uma validade de constructo bastante satisfatória: [χ²=122.3; df=51; p=<.001; χ²/df=2.40; SRMR=.03; NNFI=.97; CFI=.97; RMSEA=.05; 90% IC RMSEA=.04-.06], assim como, bons níveis de consistência interna (αAutonomia=.84; αCompetência=.81; αRelação=.92) e pesos fatoriais estandardizados entre 0.60 e 0.89. Para além disso, o BPNES apresentou ainda uma elevada estabilidade temporal no teste-reteste sobre um período de quatro semanas.

Posteriormente, a BPNES foi igualmente validada numa amostra de 851 praticantes de exercício em programas comunitários (públicos) (^{Vlachopoulos, 2007}), evidenciando também resultados bastante razoáveis no que se refere à validade de constructo: [χ²=209.9; df=51; p=<.001; χ²/df=4.12; NNFI=.97; CFI=.98; RMSEA=.06; 90% IC RMSEA=.05-.07], à fiabilidade interna dos fatores (αAutonomia=.84; αCompetência=.86; αRelação=.92) e aos pesos fatoriais dos itens (entre .59 e .90). Para além disso, o modelo de 3 fatores - 12 itens da BPNES também demonstrou ser invariante em função do género ( ^{Vlachopoulos, 2008}) e em função do contexto da prática (centros privados vs. programas comunitários) (^{Vlachopoulos, 2007}).

Em Portugal, a BPNES foi preliminarmente traduzida e validada para a população Portuguesa com recurso a uma análise fatorial exploratória (AFE) (^{Moutão, Cid, Leitão, & Alves, 2008}) e posteriormente confirmada com recurso a uma análise fatorial confirmatória (AFC) (Moutão, Cid, Leitão, Alves, & ^{Vlachopoulos, 2009}). Ambos os estudos foram realizados com base numa amostra de 410 sujeitos (276 femininos; 134 masculinos), com idades compreendidas entre os 13 e os 80 anos (M=32.6; DP=12.6), sendo estes praticantes de exercício físico em ginásios e health clubs.

Os resultados obtidos na AFE revelaram uma estrutura fatorial igual à versão original, explicando 57.3% da variância total dos resultados, com pesos fatoriais entre 0.58 e 0.82, e uma consistência interna aceitável (αAutonomia=.64; αCompetência=.69; αRelação=.81). No entanto, o item 9, traduzido e construído para pertencer ao fator de autonomia apresentou um peso fatorial de 0.64 no fator da competência. Acrescido, este item estava a contribuir para a diminuição da consistência interna do suposto fator.

Os problemas encontrados com o item 9 refletiram-se igualmente na AFC, uma vez que o modelo só se ajustou aos dados de forma aceitável após a sua eliminação: [χ²=142.2; df=41; p=<.001; χ²/df=3.47; CFI=.92; RMSEA=.08; 90% IC RMSEA=.06-.09]. De facto, o item 9 ("… eu sinto que a forma como faço exercício expressa verdadeiramente aquilo que sou." - "… I feel that the way I exercise is a true expression of who I am."), apresentou uma correlação muito forte (cross-loading) com a necessidade psicológica básica de competência, o que indica que não estava a ser percecionado pelos sujeitos como um indicador exclusivo da satisfação de autonomia. Desta forma, os autores da versão Portuguesa (^{Moutão et al., 2009}) aconselharam a revisão do seu conteúdo de modo a torná-lo mais compreensível e consistente, pelo que propuseram a seguinte composição: "... sinto que faço exercício de acordo com aquilo que verdadeiramente sou.".

Esta alteração foi posteriormente validada num estudo confirmatório do novo modelo (^{Moutão, Cid, Leitão, Alves, & Vlachopoulos, 2012}), com uma amostra de 522 praticantes de exercício (313 femininos; 209 masculinos), com idades compreendidas entre os 10 e os 70 anos (M=32.8; DP=12.1) e com diferentes níveis de envolvimento com a prática em termos temporais. Os resultados alcançados revelaram que a alteração efetuada ao item 9 produziu efeitos positivos que se refletiram num melhor ajustamento do modelo aos dados: [S-B χ²=144.1; df=51; p=<.001; S-B χ²/df=2.82; NNFI=.94; CFI=.95; RMSEA=.06; 90% IC RMSEA=.05-.07]. Para além disso, os valores do alfa de Cronbach evidenciaram igualmente uma melhoria na consistência interna dos três fatores, em especial nas necessidades psicológicas básicas de autonomia e competência (αAutonomia=.75; αCompetência=.75; αRelação=.83).

Tendo em consideração os resultados alcançados nos estudos previamente mencionados, o primeiro objetivo do presente trabalho consiste em analisar as propriedades psicométricas da versão Portuguesa da Basic Psychological Needs in Exercise Scale (BPNESp: ^{Moutão, et al., 2009}) com a alteração efetuada ao item 9 (BPNESp: ^{Moutão et al., 2012}). A revisão do instrumento será realizada através de uma análise fatorial confirmatória ao modelo de medida, numa nova amostra de sujeitos praticantes de exercício físico em ginásios e health clubs, de diversas atividades e com diferentes níveis de experiência. Pretende-se com o segundo objetivo validar um modelo hierárquico da BPNESp, de modo a obter um fator de 2ª ordem que represente a satisfação da autonomia, da competência e da relação no seu conjunto, ou seja, um índice global de satisfação das necessidades psicológicas básicas no contexto do exercício. De acordo com a literatura teórica e empírica, acredita-se que o modelo hierárquico proposto possa ter um ajustamento adequado aos dados.

As razões de natureza teóricas estão relacionadas com os próprios fundamentos da SDT Segundo Ryan e ^{Deci (2000}, ²⁰⁰²), existem determinadas condições que são essenciais ao ser humano para um funcionamento ótimo das suas disposições naturais necessárias para o crescimento, integração da personalidade, estruturas cognitivas do sujeito, bem como para o desenvolvimento social e bem-estar pessoal: a satisfação das necessidades psicológicas básicas (inatas e universais) de autonomia, competência e relação. Estas são "indicadores de uma necessidade psicológica básica global, de acordo com a hipótese de que a função motivacional ideal é alcançada com a satisfação de todas as três necessidades" (^{Ryan & Deci, 2007, p. 7}), ou seja, o modelo teórico preconiza que as três necessidades são essenciais no seu conjunto e que negligenciar qualquer uma delas terá consequências negativas. Em suma, "o bem-estar psicológico requer a satisfação de todas as três necessidades, satisfazer uma ou duas não é suficiente" (^{Deci & Ryan, 2000, p. 229}).

As razões de natureza empírica estão relacionadas com o próprio instrumento de medida das necessidades psicológicas básicas no contexto do exercício. Se analisarmos os resultados das correlações entre os três 3 fatores subjacentes à BPNES, verificamos que os valores altos encontrados pressupõem a existência de um fator de 2ª ordem. De acordo, com ^{Kahn (2006}), esta possibilidade deve ser fortemente equacionada quando existem correlações entre os fatores acima de 0.50, o que se verifica na maioria dos estudos da validação da BPNES, nomeadamente: entre 0.48 e 0.76 (^{Vlachopoulos & Michailidou, 2006}); entre 0.63 e 0.76 (^{Vlachopoulos, 2007}); e entre 0.53 e 0.84 (^{Vlachopoulos, 2008}). O mesmo se passa em relação a versões da escala traduzidas para outras culturas, nomeadamente: entre 0.46 e 0.71 (versão Portuguesa: ^{Moutão et al., 2009}); e entre 0.45 e 0.72 (versão Espanhola: ^{Sánchez & Núñez, 2007}).

Para além disso, a utilização de um índice global de satisfação das necessidades psicológicas básicas não é um procedimento inédito. De facto, esta estratégia já foi utilizada em diversos contextos para reduzir o número de parâmetros dos modelos a serem testados. Por exemplo, na educação (^{Gagné, 2003}), no trabalho (^{Deci et al., 2001}), e na educação física escolar (^{Ntoumanis, 2005}) e no desporto (^{Monteiro et al., 2016}). Inclusivamente, num dos estudos realizados com a BPNES (^{Vlachopoulos, 2007}), o autor testou também um modelo hierárquico, com um fator de 2ª ordem, obtendo resultados bastante satisfatórios: [χ²=209.9; df=51; p=<.001; χ²/df=4.12; NNFI=.97; CFI=.98; RMSEA=.06; 90% IC RMSEA=.05-.07], o que na nossa opinião, vem reforçar a legitimidade do segundo objetivo do presente estudo.

Por último, o terceiro objetivo do presente estudo consiste em analisar a invariância do modelo de medida de 1. ª e de 2.ª ordem do BPNES em função do sexo e do tipo de modalidade praticada no contexto do ginásio e health clubs. Neste sentido, tendo por base as evidências teóricas descritas anteriormente ( ^{Ryan e Deci 2000}, ²⁰⁰²), bem como as evidências empíricas anteriores (^{Vlachopoulos, 2007}, ²⁰⁰⁸) e Vlachopoulos et al (2013) é expectável que os modelos sejam invariantes em função do género e das modalidades praticadas em ginásios e health clubs, neste caso concreto entre praticantes de musculação, cardiofitness e aulas de grupo.

Participantes

Participaram neste estudo 550 sujeitos, de ambos os géneros (264 femininos; 286 masculinos), com idades compreendidas entre os 14 e os 69 anos (M=30.0; DP=10.2), praticantes de exercício físico em ginásios ou health clubs de diversas atividades (147 musculação; 175 aulas de grupo - indoor cycling, localizada, dança, step, yoga, combat, pump, jump; 231 cardiofitness - exercício que combina atividades aeróbias e musculação), com uma frequência de prática de 1 a 6 sessões por semana (M=3.1; DP=1.1). Em termos de volume e experiência de treino, os participantes treinavam em média 4.9±2.4 horas por semana (Min=1; Max=15) e tinham experiência de prática variava entre 1 e 240 meses (M=16.6; DP=24.1).

Instrumentos

Basic Psychological Needs in Exercise Scale (BPNES: ^{Vlachopoulos & Michailidou, 2006}). É um instrumento de medida constituído por 12 itens (4 itens por fator), aos quais se responde com base numa escala tipo Likert com 5 alternativas de resposta que variam entre o "Discordo Totalmente" (1) e o "Concordo Totalmente" (5). Posteriormente os itens são agrupados em três fatores (Autonomia, Competência e Relação), que representam as três necessidades psicológicas básicas subjacentes à SDT (SDT: ^{Deci & Ryan, 1985}). No presente estudo iremos a utilizar a versão Portuguesa da escala (BPNESp: ^{Moutão et al., 2009}), com a alteração efetuada ao item 9 (^{Moutão et al., 2012}).

Procedimentos: Recolha dos Dados

Em primeiro lugar, foram contactados os gestores e/ou administradores dos ginásios e health clubs sobre os propósitos do estudo, obtendo-se a permissão para recolher dados junto dos praticantes inscritos. Estes foram abordados de forma aleatória pelos investigadores e assistentes de investigação junto da área de receção antes da sessão de exercício, sempre ao final do dia, uma vez que é neste horário que existe uma maior afluência de praticantes nos ginásios. Após uma breve explicação sobre os objetivos do estudo, o instrumento de avaliação foi aplicado de forma individual, sempre em condições semelhantes. Para tal, teve-se o cuidado de criar as condições adequadas para que os indivíduos não se sentissem estranhos com a situação e, ao mesmo tempo, pudessem estar concentrados durante o preenchimento do questionário. Todos os participantes que concordaram fazer parte do estudo fizeram-no de forma voluntária assinando o consentimento informado. Para além disso, foi garantida a confidencialidade dos dados recolhidos e assegurado que os mesmos não seriam, em momento algum, transmitidos a terceiros. O tempo de preenchimento do questionário demorou aproximadamente 10 minutos.

Análise Estatística

Inicialmente foram realizadas análises descritivas de medidas de tendência central (médias) e dispersão (desvio-padrão). Posteriormente foi realizada uma AFC de acordo com as sugestões de diversos autores (^{Byrne, 2010}; ^{Hair et al., 2014}; ^{Marsh, Hau, & Wen, 2004};), sendo utilizado o método de estimação da Máxima Verosimilhança, através do teste do qui-quadrado. Para demonstrar o ajustamento dos modelos de medida aos dados foram utilizados os tradicionais índices incrementais e absolutos: Comparative Fit Index (CFI), Tucker-Lewis-Index (TLI), Standardized Root Mean Square Residual (SRMR), Root Mean Square Error of Approximation (RMSEA) e o respetivo intervalo de confiança (90% IC), respetivamente. No presente estudo, para os índices referidos, foram adotados os valores de corte sugeridos por diversos autores (^{Byrne, 2010}; ^{Marsh et al., 2004}; ^{Hair et al., 2014}): SRMR e RMSEA ≤ 0.08, CFI e TLI ≥ 0.90.

Por fim, foi analisada a validade convergente (i.e., se os itens convergem com os fatores), através do cálculo da Variância Extraída Média, considerando-se valores de corte ≥ 0.50 (^{Fornell & Larcker, 1981}). De seguida, foi analisada a validade discriminante (i.e. avaliar se os fatores são suficientemente distintos uns dos outros), comparando o valor do quadrado da correlação entre os fatores com o valor de VEM de cada um dos fatores. Por último, foi calculada a fiabilidade compósita (FC) para avaliar a consistência interna dos fatores, adotando FC ≥0.70 como valor de corte, tal como sugerido por ^{Hair et al. (2014}). As análises foram realizadas com recurso aos programas de análise IBM SPSS STATISTICS 23.0 e AMOS 23.0.

Invariância Métrica

A análise da invariância do modelo de medida entre género e modalidades praticadas foi realizada tendo em consideração os pressupostos recomendados por diversos autores (^{Byrne, 2010}; ^{Cheung & Rensvold, 2002}). Em primeiro lugar, o modelo de medida deve ajustar-se a cada grupo. Em segundo lugar, para executar uma análise de multi-grupos, devem ser examinados os seguintes tipos de invariância: invariância configural (i.e., modelo sem constrangimento); invariância métrica (igualdade dos pesos fatoriais); invariância escalar (igualdade dos covariâncias e pesos fatoriais) e; invariância residual (igualdade dos pesos fatoriais, covariâncias e erros de medida). Para a invariância do modelo de 2ª ordem, foi retirado o critério de invariância escalar, uma vez que o modelo de 2ª ordem não possui covariâncias e foi adicionado a invariância dos pesos das regressões entre o fator de 2ª ordem e os fatores de 1ªordem. Os pressupostos de invariância foram verificados através das diferenças no CFI (∆CFI ≤.01) de acordo com as recomendações de vários autores (^{Byrne, 2010}; ^{Cheung & Rensvold, 2002}).

Análise Preliminar

Uma análise preliminar aos dados revelou que não existiram valores omissos nem outliers univariados e multivariados. Ou seja, não se verificaram problemas de distribuição univariada, uma vez que os valores de assimetria e achatamento, estavam compreendidos entre - 2 e +2 e -7 e +7, respetivamente (^{Byrne, 2010}). No entanto, o coeficiente de curtose multivariado de mardia foi superior a 5.0 em todos as amostras analisadas, indicativo de uma distribuição multivariada não normal ^{Byrne, 2010}). Nesse sentido, seguindo as recomendações de ^{Nevitt e Hancock (2001}), foi aplicada a técnica de Bollen-Stine Bootstrap com 2000 amostras para as análises seguintes.

Validade de Construto

No que respeita à Tabela 1, podemos verificar que os sujeitos valorizam mais os itens associados às necessidades psicológicas básicas de satisfação da autonomia e relação. Observa-se ainda que todos os pesos fatoriais variam entre 0.47 (competência) e 0.81 (relação), e que todos os fatores apresentaram consistência interna ajustada, obtendo-se valores de fiabilidade compósita entre .70 e .81. Relativamente à validade convergente, são evidenciados problemas nos fatores autonomia e competência (VEM <.50). No entanto, o fator relação apresentou validade convergente adequada (VEM ≥.50). Por fim, são evidenciados problemas de validade discriminante apenas entre o fator autonomia e competência (r2 >VEM). Os restantes fatores não apresentaram problemas de validade discriminante (r2 <VEM).

Tabela 1. Parâmetros Individuais Estandardizados dos Itens da BPNESp, fiabilidade compósita, validade convergente e discriminante 

Nota. FL = Fator Latente; FC = Fiabilidade Compósita; VEM = Variância Extraída Média

Na Tabela 2 e 3 é possível observar-se que tanto o modelo de medida de 1ª ordem como de 2ª ordem se ajustaram aos dados em todas as amostras em análise, conforme os valores de corte adotados na metodologia.

Tabela 2. Indices de ajustamento dos modelos de medida de 1ª ordem testados (incluindo versões existentes) 

Nota. χ² = qui-quadrado; df= graus de Liberdade; χ²/df = qui-quadrado normalizado; B-Sp= bootstrap bollen stine; SRMR = Standardized Root Mean Square Residual; TLI = Tucker-Lewis Index; CFI = Comparative Fit Index; RMSEA = Root Mean Squared Error of Approximation; RMSEA-90% = Root Mean Squared Error of Approximation e o respetivo intervalo de confiança;

^* = p<.01- = valores não reportados pelos autores; M1= modelo original (Vlachopoulos & Michalidou, 2006); M2= versão Portuguesa modificada (Moutão et al., 2012); M3= amostra geral-presente estudo; M4= amostra género masculino presente estudo; M5= amostra género feminino presente estudo; M6= amostra musculação presente estudo; M7= amostra aulas de grupo presente estudo; M8= amostra cardiofitness presente estudo.

Tabela 3. Índices de ajustamento dos modelos de medida de 2ª ordem testados (incluindo versões existentes) 

Nota. χ² = qui-quadrado; df= graus de Liberdade; χ²/df = qui-quadrado normalizado; B-Sp= bootstrap bollen stine; SRMR = Standardized Root Mean Square Residual; TLI = Tucker-Lewis Index; CFI = Comparative Fit Index; RMSEA = Root Mean Squared Error of Approximation; RMSEA-90% = Root Mean Squared Error of Approximation e o respetivo intervalo de confiança;

^* = p<.01- = valores não reportados pelos autores; M1= modelo original (Vlachopoulos & Michalidou, 2006); M2= versão Portuguesa modificada (Moutão et al., 2012); M3= amostra geral-presente estudo; M4= amostra género masculino presente estudo; M5= amostra género feminino presente estudo; M6= amostra musculação presente estudo; M7= amostra aulas de grupo presente estudo; M8= amostra cardiofitness presente estudo.

No que respeita aos resultados apresentados na Figura 1 referentes ao modelo de 2ª ordem (i.e., 1 fator de 2ª ordem → 3 fatores de 1ª ordem e 12 itens), verifica-se que existem relações positiva significativas, (β=.83; β=.74; β=.64), entre o fator de 2ª ordem e as três necessidades psicológicas básicas. Para além destas relações o fator compósito apresentou um valor de consistência interna de 0.80, considerando-se como ajustado.

Figura 1. Parâmetros individuais estandardizados do modelo de 2ª ordem da BPNESp (1 fator de 2ª ordem; 3 fatores de 1ª ordem e 12 itens) 

Invariância Métrica

Na Tabela 4 e 5 estão dispostos os modelos relativamente à análise multi-grupos em função do género e das diferentes modalidades do ginásio, respetivamente. Os resultados revelaram que ambos os modelos (i.e. 1ª e 2ª ordem) são invariantes (∆CFI<.01).

Tabela 4. Invariância do modelo de medida (1ª ordem) da BPNESp entre género e modalidades de ginásio 

Nota. χ² = teste do qui-quadrado; df= graus de liberdade; ∆χ ² = diferenças no teste do qui-quadrado; p = nível de significância; CFI = Comparative Fit Index; ∆CFI = diferenças no CFI

Tabela 5. Invariância do modelo de medida (2ª ordem) da BPNES entre género e modalidades de ginásio 

Nota. χ² = teste do qui-quadrado; df= graus de liberdade; ∆χ ² = diferenças no teste do qui-quadrado; p = nível de significância; CFI = Comparative Fit Index; ∆CFI = diferenças no CFI

Validade de constructo

De uma forma descritiva, os resultados revelam que os praticantes têm tendência a valorizar os itens do questionário, tal como é demonstrado pelas médias moderadas e altas em todos os itens. Desta forma, evidenciam a importância teórica subjacente às três necessidades psicológicas básicas preconizada pela SDT (Ryan & Deci, 2017). De forma empírica, os resultados estão em linha com outros estudos que utilizaram a BPNES, nomeadamente: a versão original (^{Vlachopoulos & Michailidou, 2006}); a versão portuguesa (^{Moutão et al., 2012}) e; a versão espanhola (^{Moreno-Murcia, Galindo, Pérez, Marcos & Borges, 2012}). Verificou-se ainda, valores de correlação positivos e significativos entre os três fatores (autonomia, competência e relação), o que corrobora com as evidências verificadas em outros estudos (e.g., ^{Moutão et al., 2012}; ^{Vlachopoulos, 2007}; Vlachopoulos & Michailidou, 2006). Estudos em diferentes contextos como na educação física (^{Cid et al., 2016}) e no desporto (^{Monteiro et al., 2016}) apresentaram valores semelhantes aos presentes neste estudo

No que concerne à análise das propriedades psicométricas do BPNESp, os resultados demonstraram um ajustamento razoável aos dados, evidenciando que a sua estrutura está de acordo com a versão portuguesa (^{Moutão et al., 2012}), versão original (Vlachapoulos & Michailidou, 2006), e outros estudos realizados na população grega (^{Vlachopoulos, 2007}, ²⁰⁰⁸; Vlachopoulos & Neikou, 2007), bem como com as diferentes versões da BPNES para o contexto do exercício: Inglaterra (Vlachopoulos et al., 2010), Espanha (Murcia et al., 2012) e Turquia (Vlachopoulos et al. 2013).

No seguimento da análise do modelo de medida, o modelo de 2ª ordem testado também apresentou propriedades psicométricas idênticas à versão original (^{Vlachopoulos & Michailidou, 2006}) e à versão portuguesa (^{Moutão et al., 2012}). Do ponto de vista empírico, estes resultados suportam a utilização de um fator global de 2ª ordem para medir a satisfação das três necessidades psicológicas. De facto, esta tem sido uma estratégia utilizada por diversos investigadores nos mais variados contextos: trabalho (^{Deci et al., 2001}); educação física (^{Ntoumanis et al. 2005}); exercício (^{Wilson et al., 2009}; ^{Teixeira et al., 2018}); Educação (^{Gagné, 2003}) e Desporto (^{Monteiro et al., 2018}).

Em suma, a utilização de um índice global parece ser uma estratégia recorrente, de forma a reduzir o número de parâmetros a estimar, mantendo, no entanto, a integridade teórica da SDT (^{Deci, et al., 2001}; ^{Ntoumanis, 2005}; ^{Vlachopoulos, 2007}) fornecem um suporte empírico muito consistente quanto à utilização da BPNES na avaliação das necessidades psicológicas básicas, dando robustez empírica ao quadro conceptual preconizado por ^{Deci e Ryan (1985)}.

Recordamos que de acordo com este modelo teórico, as necessidades psicológicas básicas são nutrientes ou condições essenciais para o crescimento e bem-estar psicológico, para que as pessoas possam desenvolver todo o seu potencial, assim como, sob o ponto de vista biológico, "as plantas necessitam de sol e água para crescerem" e "as pessoas necessitam de alimentos, água e abrigo para prosperar" (^{Ryan, 1995}, p. 410). Por isso, os autores da SDT afirmam de forma convicta, que as três necessidades psicológicas básicas no seu conjunto (autonomia, competência e relação) são essenciais e negligenciar uma delas tem efeitos funcionais negativos (i.e. mal-estar psicológico) (^{Deci & Ryan, 2000}). E é por essa razão que os autores afirmam de forma categórica: "esta questão tem sido bem sustentada, e no nosso ponto de vista está especialmente bem testada" (^{Ryan & Deci, 2007, p. 14}). De facto, se atendermos à investigação realizada no campo do desporto e do exercício, facilmente comprovamos neste caso concreto que a satisfação das necessidades psicológicas básicas promove o bem-estar psicológico (e.g. ^{Edmunds, et al., 2008}; ^{Gagné, et al., 2003}; ^{Reinboth & Duda, 2006}; ^{Vlachopoulos & Karavani, 2009}; ^{Wilson, et al., 2009}).

No que à fiabilidade diz respeito, tanto os fatores de 1ª ordem como o fator global de 2ª ordem revelaram valores acima de 0.70, sendo assim considerados como aceitáveis de acordo com vários autores (^{Hair et al., 2014}; ^{Fornell & Larcker, 1981}).

No que se refere à validade convergente, os fatores autonomia e competência demonstraram problemas de validade convergente (VEM <.50). No entanto, o fator relação (VEM =.53) e o fator global de 2ª ordem (VEM =.80) demonstraram valores aceitáveis de validade convergente. Além disso, todos os pesos fatoriais foram significativos nos respetivos fatores, o que de acordo com ^{Hair et al. (2014}) é um indicador de validade convergente. Acresce ainda o facto de que não foram encontrados cross-loadings, sendo por isso igualmente um indicador de validade convergente (^{Byrne, 2010}).

Relativamente à validade discriminante, o instrumento demonstrou um problema envolvendo a autonomia e competência, visto que valor de VEM ter sido inferior ao quadrado da correlação de ambos os fatores (^{Hair et al., 2014}). Resultados semelhantes foram encontrados na versão espanhola (Murcia et al., 2012) e na versão portuguesa (^{Moutão et al., 2012}), o que poderá ser justificado pela elevada correlação entre eles, tal como verificado em diversos estudos (e.g. ^{Vlachopoulos, 2007}, ²⁰⁰⁸; ^{Vlachopoulos & Michailidou, 2006}). Em termos teóricos, ^{Deci e Ryan (2000}) afirmam que que quanto maior a perceção de autonomia do sujeito, maior a perceção de competência, e vice-versa.

Invariância Métrica

Relativamente à invariância em função do género e das diferentes atividades praticadas no ginásio (i.e., neste caso concreto entre praticantes de aulas de grupo, cardiofitness e musculação), tanto do modelo de 1ª ordem como de 2ª ordem, os resultados revelaram que os modelos foram invariantes. Desta forma, podemos afirmar o seguinte: que o mesmo conjunto de itens que explica o mesmo conjunto de fatores se mantem, independentemente da atividade praticada, verificando-se por isso invariância configural; todos os pesos fatoriais são invariantes em ambas as atividades, ou seja, os itens mostram a mesma importância para os fatores, independentemente da atividade praticada, verificando-se assim invariância métrica; os intercetos dos itens são equivalentes em ambas as atividades, isto é, invariância escalar. No caso do modelo de 2ª ordem verificou-se invariância das regressões, ou seja, os pesos das regressões do fator de 2ª ordem para os fatores de 1ª ordem foram equivalentes entre género e diferentes atividades praticadas, de acordo com os pressupostos deste tipo de análise (^{Byrne, 2010}).

Olhando para a invariância residual, este pressuposto não foi respeitado. Contudo, de acordo com alguns autores (e.g. ^{Byrne, 2010}; ^{Cheung & Rensvold, 2002}), parece não haver consenso na literatura sobre a necessidade de avaliar a invariância residual, pelo que a avaliação deste pressuposto é considerada opcional pelo investigador, derivado ao facto de ser muito restritiva e difícil de alcançar na área das ciências sociais. No entanto, ^{Byrne, 2010} afirma que falta de invariância residual não implica a falta de invariância do modelo de medida, desde que os outros pressupostos sejam respeitados, tal como observando no presente estudo.

Relativamente a análise de invariância do BPNES, resultados semelhantes foram encontrados no contexto do exercício (Vlachopulos et al., 2013), na educação física (^{Cid et al., 2016}), no desporto (^{Monteiro et al., 2016}) e entre géneros em vários estudos (e.g., ^{Vlachopoulos, 2008}). Contudo, no que respeita ao modelo de 2ª ordem, a literatura parece não apresentar evidências, uma vez que até à data nenhum estudo analisou a invariância do modelo de 2ª ordem. No entanto, estes resultados vão de encontro com o quadro teórico da SDT, onde os seus autores (^{Deci & Ryan, 2000}) afirmam que as necessidades psicológicas básicas são inatas e universais ao ser humano, independentemente do género, etnia ou repertório cultural.