Arruza
Gabilondo, J.A.; González Rodríguez, O.; Palacios Moreno, M.; Arribas
Galarraga, S. y Cecchini Estrada, J.A. (). Validación del Competitive State Anxiety Inventory 2
Reducido (CSAI-2 RE) mediante una aplicación web / Validation of the
Competitive State Anxiety Inventory 2 (CSAI-2 RE) through a web application.
Revista Internacional de Medicina y Ciencias de la Actividad Física y el
Deporte vol. 12 (47) pp. 539-556 Http://cdeporte.rediris.es/revista/revista47/artvalidacion300.htm
ORIGINAL
VALIDACIÓN DEL COMPETITIVE STATE ANXIETY
INVENTORY 2 REDUCIDO (CSAI-2 RE) MEDIANTE UNA APLICACIÓN WEB
VALIDATION
OF THE COMPETITIVE STATE ANXIETY INVENTORY 2 (CSAI-2 RE) THROUGH A WEB
APPLICATION
Arruza Gabilondo, J.A.1; González Rodríguez, O.2;
Palacios Moreno, M.3; Arribas Galarraga, S.4 y Cecchini
Estrada, J.A.5
1 Catedrático
Universidad. E. U. Magisterio Donostia. Universidad del País Vasco (UPV/EHU).
España, jarruza@ehu.es, http://teskal.typepad.com
2 Doctor en Psicología. E. U. Magisterio Donostia.
Universidad del País Vasco (UPV/EHU). España, oscarg@grupoiceberg.com, www.grupoiceberg.com
3 Ingeniera Informática. E. U. Magisterio Donostia.
Universidad del País Vasco (UPV/EHU). España, mariaesperanza.palacios@ehu.es, www.ehu.es/cinvidere
4 Titular de Escuela Universitaria. E. U. Magisterio de Vitoria. Universidad
del País Vasco (UPV/EHU). España. silvia.arribas@ehu.es,
www.ehu.es/silviaarribas
5 Catedrático de Escuela Universitaria. Facultad de
Educación. Universidad de Oviedo. España. cecchini@uniovi.es
COLABORACIÓN: TESKAL (www.teskal.com)
y CINVIDERE (www.ehu.es/cinvidere)
CODIGO
UNESCO / UNESCO Code: 6105.07, Evaluación y Diagnostico en Psicología.
Elaboración de Tests; 6105.09, Evaluación y Diagnostico en Psicología. Validez
de Tests. / 6105.07, Evaluation and Diagnosis
in Psychology. Test preparation; 6105.09, Evaluation and Diagnosis in
Psychology. Test Validity.
CLASIFICACIÓN DEL
CONSEJO DE EUROPA: 15.
Psicología del deporte / 15. Psychology of Sport.
Recibido
30 de
septiembre de 2010 / Received September 30, 2010
Aceptado 17 de diciembre de 2010 / Accepted December 17, 2010
RESUMEN
El Competitive State Anxiety Inventory
2 (CSAI-2) es un cuestionario de 27 ítems que consta de 3 dimensiones: Ansiedad
Cognitiva, Autoconfianza y Ansiedad Somática. Empleando la aplicación Web
Teskal se han recogido las respuestas de 231 deportistas de ambos sexos y
diferentes modalidades deportivas, con edades comprendidas entre los 14 y los
42 años. Se trata de validar una versión reducida, que muestre similares
cualidades psicométricas que la versión original. Se llevó a cabo un análisis
factorial confirmatorio (AFC) y se hallaron los coeficientes de consistencia
interna de ambas versiones. Los resultados obtenidos en los índices de ajuste
del AFC y de la consistencia interna nos llevan a concluir que la versión
informatizada y reducida del CSAI-2 es robusta y mantiene la estructura
factorial de la original. Por lo tanto resulta adecuada para medir la ansiedad
estado de deportistas inmersos en contextos deportivo-competitivos, tanto en
investigación como en intervención.
PALABRAS
CLAVE: Ansiedad
Cognitiva, Ansiedad Somática, Autoconfianza, Rendimiento Deportivo
ABSTRACT
The
Competitive State Anxiety Inventory 2 (CSAI-2) is a 27 item questionnaire
consisting of 3 dimensions: Cognitive Anxiety, Self-confidence and Somatic
Anxiety. 231 athletes of both genders and different sporting modalities have
replied using the Teskal Web application, aged from 14 to 42 years old. Its aim
is to validate a reduced version which shows similar psychometric qualities to
the original version. A Confirmatory Factor Analysis (CFA) was conducted and
the internal consistency coefficients of both were found. The results obtained
in the CFA fit indexes and the internal consistency leads us to conclude that
the computerized and reduced version of the CSAI-2 is robust and sustains the
factorial structure of the original one. Therefore it is adequate to measure
the anxiety state of the athletes immersed in sports-competitive contexts, both
in investigation as well as in intervention.
KEY WORDS: Cognitive Anxiety, Somatic Anxiety, Self-confidence, Sports
Performance
1.
INTRODUCCIÓN
La ansiedad como constructo psicológico es uno de los más referenciados
desde todos los paradigmas de la psicología. Desde la corriente psicoanalítica
(Freud, 1917) hasta los conductistas (Skinner, 1979; Wolpe, 1981) pasando por
el enfoque cognitivo (Beck y Emery, 1985) todas ellas han resaltado la
importancia de la ansiedad en los procesos afectivo-emocionales y racionales.
De esta manera la ansiedad es uno de los constructos más medidos en psicología
del deporte contabilizándose más de 20 escalas publicadas en relación con dicho
concepto (Ostrow, 1996). Pero sin duda el instrumento más conocido y empleado
en el ámbito deportivo es el CSAI-2 (Martens, Burton, Vealey, Bump y Smith,
1990).
Martens (1977), con el fin de operativizar el rasgo de ansiedad
competitiva, construyó inicialmente el Sport
Competition Anxiety Test (SCAT). Tras varias investigaciones empleando este
instrumento, se apreció la necesidad de construir una escala dirigida a medir
los estados de ansiedad específicos de la situación competitiva. Así pues
Martens, Burton, Rivkin y Simon (1980) empleando el State Anxiety Inventory
(SAI) de Spielberger (Spielberger, Gorsuch y Lushene, 1970) y tomando los 10 ítems más sensibles a
los cambios en el contexto deportivo del SCAT, crearon el Competitive Scale Anxiety Inventory (CSAI) para medir la
ansiedad-estado específica en el deporte. Este instrumento, encontró su
evolución un par de años después con el denominado Competitive Scale Anxiety Inventory 2 (CSAI-2).
El CSAI-2 originalmente construido (Martens, Burton, Vealey, Bump y
Smith, 1990), incluía escalas no sólo en referencia a la ansiedad estado
cognitiva y somática sino también miedo al daño físico y ansiedad general.
Inicialmente se generó un conjunto de 102 ítems que 3 jueces evaluaron basándose
en su sintaxis, claridad gramatical y validez de contenido. Muchos ítems fueron
eliminados y otros reformulados con lo que se mantuvieron 79 ítems que dieron
lugar a la forma A del instrumento. Los
autores nuevamente administraron esta forma a una muestra de 162 sujetos
compuesta por jugadores de fútbol universitario y estudiantes de educación
física. Sus respuestas se analizaron mediante diversos análisis (análisis de
ítems; correlación ítem-subescala; análisis factorial; análisis discriminante).
Tras la realización de estos análisis y la pertinente eliminación de los ítems
menos exigentes, se redujo el cuestionario de 79 a 36 ítems y se generaron
factores congruentes con el modelo hipotético de ansiedad estado cognitiva, ansiedad estado somática y miedo al daño
físico pero no se pudo verificar un factor general de ansiedad. Asimismo, apareció un hallazgo inesperado en la subescala
de ansiedad estado cognitiva. Tras
diferentes confirmaciones, se decidió separar la ansiedad estado cognitiva en dos subcomponentes. Un factor formado
por los ítems considerados positivos, al que se denominó estado de autoconfianza y otro, formado por ítems de interpretación
más negativa, denominado ansiedad estado cognitiva. Sin embargo se
comprobó que la relación entre estos dos subcomponentes no era ni mucho menos
recíproca. Aunque el patrón de su relación era inverso, en función de la
muestra y las circunstancias, la magnitud de esta correlación oscilaba en gran
medida según los autores. La investigación subsiguiente, sugirió que este tipo
de patrones de respuesta, estaba influenciada por la deseabilidad social y
otras cuestiones inherentes al empleo de cuestionarios de autoinforme
(Cronbach, 1998). Finalmente, se optó por separar ambos subcomponentes para
proporcionar un cuadro más realista de las opiniones precompetitivas (desafío,
amenaza, o ambas). Los autores, por tanto, eliminaron 43 ítems y denominaron a
esta nueva versión del cuestionario forma B. Esta nueva forma del cuestionario
de 36 ítems, contaba con 12 ítems en la subescala ansiedad estado somática, 12 ítems en la escala ansiedad estado cognitiva, 10 ítems en
la subescala estado de autoconfianza,
y 2 ítems en la subescala miedo al daño
físico. Se analizaron estos 36 ítems con los datos de la muestra inicial de
162 deportistas y se replicaron los análisis previos (análisis de ítems;
correlación ítem-subescala; análisis factorial; análisis discriminante). Estos
análisis demostraron la existencia de 3 subescalas estables: ansiedad estado somática; ansiedad estado cognitiva; y estado de autoconfianza, mientras que los ítems de la subescala miedo al daño físico se eliminaron para
posteriores formas de la prueba porque no aportaban demasiada información. Dado
que la subescala estado de autoconfianza no había sido formulada
como un componente inicial del CSAI-2, la eliminación de ítems poco
discriminatorios en el instrumento redujo la escala a tan sólo 7 elementos. Se
construyeron 6 ítems nuevos para la escala
de autoconfianza y otros 6 más
adicionales de control. De esta manera el inventario disponía de 3 subescalas
de longitud comparable. Asimismo, se pensó que el constructo de Rotter (1966)
sobre control interno/externo podía
ser un componente importante de la escala de autoconfianza y se añadieron 12 ítems de este constructo. En
definitiva, se eliminaron 8 ítems de la anterior versión y se añadieron 24
ítems nuevos, por lo que la versión quedó formada por 52 ítems y 4 subescalas:
14 ítems en la subescala ansiedad
cognitiva; 11 ítems en la subescala ansiedad
somática; 13 ítems en la escala autoconfianza;
12 ítems en la subescala control
interno/externo. Esta versión constituyó la versión C del instrumento del
CSAI-2 que se administró a una muestra de 80 deportistas (nadadores, atletas,
luchadores y ciclistas) que completaron 1 hora antes de sus respectivas pruebas
(Martens, Burton, Vealey, Bump y Smith, 1990). Los datos obtenidos se
analizaron mediante correlación ítem-escala; análisis factorial y análisis
discriminante. Estos análisis confirmaron la existencia de 3 de las 4
subescalas hipotéticas. La dimensión de control
interno/externo no apareció como un factor reconocible por tanto se eliminó
definitivamente del instrumento. Asimismo se eliminaron aquellos ítems del
resto subescalas que saturaron por debajo de .40. Por tanto la nueva versión
del instrumento (forma D) quedó compuesta por 3 subescalas ansiedad estado cognitiva, ansiedad
estado somática y estado de
autoconfianza.
Empleando
diferentes muestras de deportistas (atletas y luchadores) estos autores, calcularon
los índices de fiabilidad y validez. De esta manera la consistencia interna de
las diferentes subescalas del CSAI-2 utilizando el índice alfa de Cronbach
(Cronbach, 1951) arrojó valores de entre .79 y .90. De cara a comprobar la
validez concurrente se correlacionaron las puntuaciones obtenidas mediante el
CSAI-2 con otras encargadas de medir el constructo de ansiedad rasgo como, por
ejemplo, SCAT (Martens, 1977), TAI (Spielberger et al., 1970), AAT-C (Alpert y
Habert, 1960) y el IECS (Rotter, 1966). Y con otras medidas dirigidas a medir
la ansiedad como estado como, por ejemplo, WEI (Morris, Davis y Hutchings,
1981), CSAQ (Schwartz, Davidson y Goleman, 1978), SAI (Spielberger et al.,
1970) y el CAL (Zuckerman, 1960). Estos análisis también arrojaron resultados
esperanzadores. Finalmente y para corregir algunos inconvenientes relacionados
con las medidas de autoinforme, como la deseabilidad social (Cronbach, 1998),
derivados de las instrucciones de la herramienta, se generó una última versión
(Forma E) que constituyó la versión definitiva de esta herramienta y que se
extendió posteriormente.
El CSAI-2 ha sido suficientemente contrastado desde su creación a lo
largo de las diversas publicaciones científicas que se han valido de esta
herramienta tanto en el ámbito nacional como internacional. En el deporte se ha
empleado para diversos fines en investigación que se pueden agrupar entorno a
tres grandes ejes: por una parte, para estudiar la relación que la ansiedad
presenta con otros constructos psicológicos como la orientación motivacional
(Cecchini, González, Carmona y Contreras 2004; Jones y Swain, 1992), con otros
rasgos de personalidad (Thomas, Maynard y Antón, 2004) ó con competencias
físicas como la resistencia (Hammemeister y Burton, 1995) ó la frecuencia
cardiaca (Cervantes, Rodas y Capdevila, 2009); una segunda línea se ha centrado
en estudiar los diferentes efectos que la ansiedad causa sobre diversas medidas
de rendimiento atlético (Abenza, Alarcón, Ureña, Piñar, 2009; Gutiérrez,
Estévez, García y Pérez, 1997; Maynard, Hemmings y Warwick-Evans, 1995; Polman,
Rowcliffe, Borkoles y Levy, 2007); y una tercera línea se ha centrado en
evaluar el impacto que tienen los diferentes tipos de entrenamiento psicológico
como el entrenamiento en relajación progresiva, los programas
emotivo-racionales ó la práctica en imaginería en los factores de ansiedad
(Elko y Ostrow, 1991; Estrada y Pérez, 2008; Hale y Whitehouse 1998; Navarro,
Amar y González, 1995).
EL CSAI-2 se ha empleado con muestras de atletas (Hammemeister y Burton,
1995; Jones, Swain y Cale 1990; Swain y Jones, 1992), futbolistas (Hale y
Whitehouse, 1998; Maynard, Hemmings y Warwick-Evans, 1995), gimnastas (Elko y
Ostrow, 1991), luchadores, piragüistas, triatletas, surfistas y golfistas
(Telletxea, 2008), entre otros. Asimismo, el instrumento se ha traducido a
diferentes idiomas castellano, francés, griego, sueco y ha sido sometido a
varios análisis de fiabilidad y validez factorial empleando muestras amplias y
muy diversas (Cox, Martens y Russell, 2003; Lundqvist y Hassmén, 2005;
Martinent, Ferrand, Guillet, y Gautheur,
2010; Tsorbatzoudis, Barkoukis, Kaissidis-Rodafinos y Grouios, 1998). Nuestro
trabajo se enmarca en este último tipo de estudios.
Pero además, atendiendo a la frenética evolución de la sociedad y a la
poderosa implantación que las nuevas Tecnologías de la Información y
Comunicación (TIC) están teniendo en nuestra vida cotidiana, deseamos dar otro
paso e informatizar la versión tradicional del CSAI-2 que tan buenos resultados
ha dado hasta la fecha. En la conferencia inaugural del último congreso de la
AASP, celebrado en Providence en el año 2010, se hizo referencia a las ventajas
que suponía utilizar las TIC para la mejora de la intervención con deportistas
(Weinberg, 2010). Estas ventajas incluían aspectos tales como la
posibilidad de establecer la
comunicación psicólogo-deportista durante 24 horas al día, 7 días a la semana y
365 días al año ó la posibilidad de realizar la valoración y seguimiento del deportista independientemente del lugar del
mundo en el que se encuentre. Asimismo, el empleo de las TIC aporta diversos
beneficios a la hora de administrar los cuestionarios que se emplean en Psicología del Deporte, mayor control y
precisión en la presentación de los ítems; registro del tiempo o del proceso de
respuesta; corrección y almacenamiento de los datos; devolución rápida y eficaz
de los resultados (Dosil, 2004; Dosil y García-Prieto, 2004; Lozzia, Abal,
Blum, Aguerri, Galibert y Attorresi, 2009; Olea, Abad y Barrado, 2010; Olea,
Ponsoda y Prieto, 1999; Watson, Tenenbaum, Lidor y Alferman, 2001).
Paralelamente a estos beneficios surge la necesidad de comprobar que la
implementación de estos cuestionarios a versiones informatizadas no merma las
propiedades psicométricas de sus tradicionales versiones en cuestionarios de
papel utilizados hasta la fecha (Mead y Drasgow, 1993; Olea, Ponsoda y Prieto,
1999). Por lo tanto el objetivo primero de la presente investigación es equiparar la versión informatizada del
CSAI-2, en lo que a sus propiedades psicométricas se refiere, a la tradicional
versión de los cuestionarios señalada.
La investigación ha mostrado que nos encontramos ante una sólida
herramienta para medir la ansiedad en deportistas compuesta por 27 ítems. Pero
dado que deseamos que la realización de este instrumento se convierta en una
herramienta de uso habitual para los deportistas de alto rendimiento que
participan en programas de intervención psicológica, el objetivo
segundo de esta investigación es
reducir sustancialmente ese número de ítems manteniendo índices aceptables
tanto de validez como de fiabilidad.
2.
MÉTODO
2.1. PARTICIPANTES
La muestra la componen 231 deportistas, 141 hombres y 90 mujeres, de
diferentes modalidades tanto individuales como colectivas (surf, golf, judo,
atletismo, fútbol, baloncesto, ciclismo, piragüismo, snowboard) y de diferentes
niveles de rendimiento (internacional y nacional) incluidos en un programa de
mejora y optimización de los recursos psicológicos. El sujeto más veterano
tenía 42 años y el más joven 14. La media de edad era de 20.7 años y la
desviación típica de 6.2 años. De los sujetos que componen la muestra, 50 tenían un nivel internacional
(campeonatos de Europa, Mundo, JJ. OO.) y 181 tenían un nivel nacional
(campeonatos de España o Autonómicos).
2.2. PROCEDIMIENTO
Tras una toma de contacto inicial con los deportistas incluidos en el
programa, se les explicó el funcionamiento de la aplicación Web TESKAL y se les
dio de alta en el mismo. Cada usuario del programa contó con una clave de acceso
personal, inicialmente proporcionada por el investigador correspondiente, pero
que posteriormente pudo modificar libremente.
La recogida de los datos correspondientes al CSAI-2 se realizó a
través del mencionado programa Web
Teskal (www.teskal.com). Cada deportista accedió libremente, a través de
Internet en lugar y momento que eligiera, al programa y completaban el
instrumento como parte de una valoración inicial de la temporada. Teskal
permite la recogida, almacenamiento y exportación de los datos desde una base
de datos MySQL 5.0. Esto tiene la ventaja de que los datos pueden ser
rápidamente exportados al programa estadístico pertinente y además presenta la
ventaja de no existir casos perdidos (el programa no permite almacenar
respuestas incompletas) ya que en caso de que el deportista olvide rellenar
algún ítem el programa emite un mensaje de aviso para que el deportista lo
complete. Dado que los deportistas se hallaban incluidos en un programa de
intervención, la recogida de datos tuvo lugar entre los años 2007, 2008 y 2009.
Una vez recogidos los datos se exportaron para su análisis al programa
estadístico SPSS 15.0 que se empleó para realizar los análisis de consistencia
interna. Para realizar los Análisis Factoriales Confirmatorios se empleó el
programa AMOS 18.0. (Arbuckle, 2009).
2.3. INSTRUMENTO
El instrumento empleado fue la versión en inglés (Martens et al.,
1990) traducida al castellano por
Capdevila (1997), revisada posteriormente y empleada por otros investigadores
(Arruza, Telletxea, Azurza, Amenabar y Balagué, 2001; Telletxea, 2008) en
estudios de investigación y tesis doctorales. Este cuestionario evalúa los
componentes cognitivos y somáticos de la ansiedad estado y la autoconfianza con
relación a la ejecución deportiva referida a la competición. Consta de 27 ítems
que evalúan tres factores: estado de ansiedad cognitivo, estado de ansiedad
somático y confianza. Los deportistas responden a cada uno de los ítems
partiendo de la consigna general: “Antes de la competición.....”. Se responde sobre
cuatro alternativas de respuesta presentadas en una escala tipo Likert de 4
categorías dónde 1 corresponde a “nada” y
4 corresponde a “mucho”.
3.
RESULTADOS
3.1. Análisis de la distribución de los ítems
En lo que hace referencia a la distribución de los ítems del CSAI-2 cabe
comentar que la normalidad univariante de los datos, determinada por la
asimetría y curtosis de los ítems, presenta valores de asimetría que oscilaron
entre -0,95 y 2,47 y de curtosis de entre -1,271 y 5,83. Centrándonos en la
significación de los índices de Kolmogorov-Smirnov-Liliefors, cabe reseñar que
en todos los casos el valor p<0.01 por lo que se rechaza la hipótesis nula
de normalidad en la distribución de los ítems. En lo que respecta a la
normalidad multivariante de los datos establecida a través del coeficiente de
Mardia (1985) ofreció un valor de 167.52 con una proporción crítica igual a
32.17. Algunos investigadores (Wothke, 1996) han sugerido que valores en las
proporciones críticas por encima de 3 son preocupantes respecto a la normalidad
de los datos. En nuestro caso, los análisis revelaron una violación de la
normalidad gausiana multivariante, por lo que se decidió reajustar el valor p
del estadístico χ2 mediante el procedimiento de boot-strapping de
Bollen-Stine (1993) empleando un remuestreo de 1000 muestras. Algunas
investigaciones (Nevitt y Hancock, 1997) sugieren que el estadístico χ2 de
Bollen-Stine (χ2 (B-S)) es eficaz cuando las muestras son pequeñas y
vendría a equivaler al procedimiento robusto de Satorra y Bentler (1994).
3.2. Modelo Original
Atendiendo al modelo teórico propuesto (Figura,1) por los autores del
instrumento (Martens et al., 1990) se planteó un modelo con 3 variables
latentes (factores), asociado cada uno a 9 variables observadas (ítems) con lo
que hace un total de 27 variables observadas (ítems). Se correlacionaron las
variables endógenas pero no los errores asociados a las variables exógenas.
Para otorgar una escala de medida a las variables latentes se fijará a 1 una
saturación por factor. Asimismo se fijarán todas las varianzas de error de los
indicadores a 1. Los parámetros a estimar incluyeron 3 covarianzas entre los
factores latentes, 27 coeficientes de regresión desde los factores hasta los
indicadores y 27 varianzas de error. El modelo de medida quedó
sobreidentificado con 405 momentos no redundantes en la matriz muestral y 84
parámetros libres a estimar. Tras la especificación e identificación se obtuvo
un modelo 3 factores (Ansiedad Cognitiva, Autoconfianza, Ansiedad Somática) en
los que se incluyeron los 27 ítems.
Figura 1. Modelo original
La solución estandarizada para el modelo inicial del CSAI-2 reflejó pesos
de regresión significativos para todos los ítems (p<0,001). En referencia
los indicadores de bondad de ajuste (Tabla 1) El chi cuadrado de B-S fue
significativo, χ2 (321) =725.908,
p=0,001; y el RMSEA fue de .074. Por su parte los índices de ajuste
incremental NFI y CFI fueron respectivamente, .84 y .90. Mientras que por su
parte los índices de parsimonia PNFI y PCFI fueron respectivamente de .77 y
.82. La combinación de todos estos resultados sugieren que el modelo hipotético
inicial de CSAI-2 tiene un pobre ajuste a los datos.
3.3. Modelo Reespecificado Reducido
Para generar un modelo nuevo partiendo de los datos del inicial se
tuvieron en cuenta 2 criterios: por una parte se atendió a los Indices de
Modificación (IM) en cuanto a los pesos de regresión cruzados y, por otra
parte, se eliminaron los ítems que menores índices de saturación presentaban
con respecto a su hipotético factor. De esta forma y siguiendo el primer
criterio se eliminaron los ítems, 4, 14, 17 y 21. Mientras que atendiendo al
segundo criterio se eliminaron los ítems 1, 3, 6, 19, 20, 23, 25 y 27.
El modelo así re especificado (Figura 2), se planteó como un modelo con 3
variables latentes (factores), asociado cada uno a 5 variables observadas
(ítems) con lo que hace un total de 15 variables observadas (ítems). Se
correlacionaron las variables endógenas pero no los errores asociados a las
variables exógenas. Para otorgar una escala de medida a las variables latentes
se fijará a 1 una saturación por factor. Asimismo se fijarán todas las varianzas
de error de los indicadores a 1. Los parámetros a estimar incluyeron 3
covarianzas entre los factores latentes, 27 coeficientes de regresión desde los
factores hasta los indicadores y 27 varianzas de error. El modelo de medida
quedó sobreidentificado con 135 momentos no redundantes en la matriz muestral y
48 parámetros libres a estimar. Tras la especificación e identificación se
obtuvo un modelo 3 factores (Ansiedad Cognitiva, Autoconfianza, Ansiedad
Somática) en los que se incluyeron los 15 ítems.
Figura 2. Modelo Reespecificado
En esta segunda ocasión la solución estandarizada para el modelo reespecificado
reflejó pesos de regresión significativos para todos los ítems (p<0,001). En
referencia a los indicadores de bondad de ajuste (ver tabla 1). El chi cuadrado
de Bollen-Stine fue no significativo, χ2 (87) =132.649, p= .139; y el RMSEA
fue de .048. Por su parte los índices de ajuste incremental NFI y CFI fueron
respectivamente, .95 y .98. Mientras que por su parte los índices de parsimonia
PNFI y PCFI fueron respectivamente de .78 y .81. La combinación de todos estos
resultados sugieren que el modelo hipotético reespecificado de CSAI-2 tiene un
buen ajuste a los datos.
Tabla 1. Resumen de los índices de bondad de ajuste de los
modelos
|
|
Índices
de ajuste Absoluto |
|
Índices
de ajuste incremental |
|
Índices
de Parsimonia |
|||
|
|
χ2 (B-S) |
RMSEA |
|
NFI |
CFI |
|
PNFI |
PCFI |
|
CSAI-2 Original |
725,908 gl, 321 p<0,001 |
0,074 |
|
0,84 |
0,90 |
|
0,77 |
0,82 |
|
CSAI-2
Reducido |
132,649 gl, 87 p=0,193 |
0,048 |
|
0,95 |
0,98 |
|
0,78 |
0,81 |
3.4. Fiabilidad
Para analizar la fiabilidad del cuestionario, se utilizó el coeficiente
alpha de Cronbach (1951), considerado el más adecuado para instrumentos cuya
puntuación final se obtiene mediante el proceso sumativo o de acumulación de puntos
(Nunnally, 1976). A continuación, se analiza los índices de fiabilidad
obtenidos para las 2 versiones del CSAI-2.
Tabla 2. Índices de Consistencia interna de los modelos
|
|
Ansiedad
Cognitiva |
Autoconfianza |
Ansiedad
Somática |
CSAI-2 Original
|
0,91 |
0,93 |
0,90 |
|
CSAI-2
Reducido |
0,87 |
0,93 |
0,90 |
4.
DISCUSIÓN
El propósito de esta investigación era doble, por un lado, validar una
versión informatizada de la tradicional versión en papel del CSAI-2 y, por otro,
obtener una versión reducida de la versión original. El primer objetivo
responde al propósito de adaptarse a los tiempos, mientras que el segundo
responde a la necesidad de disminuir el tiempo de ejecución para medir las
diferentes dimensiones que componen la ansiedad estado definidas por los
autores del trabajo original (Martens et al., 1990).
Tras llevar a cabo el AFC de la escala total compuesta de 27 ítems se
realizó la reespecificación del mismo atendiendo por una parte a los Índices de
Modificación (IM) en cuanto a los pesos de regresión cruzados, y por otra a los índices de saturación que
los ítems presentaban con respecto a su hipotético factor. Se decidió suprimir
aquellos ítems cuyos IM fueron más elevados, y aquellos otros cuyas saturaciones
con su respectivo factor fueron más bajas. La utilidad esencial de los IM se
reduce al análisis de la multicolinealidad (Lévy Mangin, 2002). Mientras que el
segundo criterio responde a la necesidad de los autores de reducir de manera
importante la longitud del instrumento. De esta forma se eliminaron un total de
12 ítems lo que supuso una reducción de
aproximadamente el 45% de su longitud inicial consiguiendo mantener la
estructura trifactorial original.
La evaluación de la bondad de ajuste de un modelo es más un proceso
relativo que absoluto (Rial, Varela, Abalo y Lévy, 2006) por lo que se empleará la evaluación
combinada de varias tipologías de ajuste. La razón de similitud Chi cuadrado
(B-S) y el RMSEA (Root Mean Square Error of Approximation) determinan un conjunto de índices de ajuste
absoluto. Una probabilidad p > .05 del primero indicará un buen ajuste, a
pesar de que muestra gran dependencia del tamaño muestral (García-Cueto, Gallo
y Miranda, 1998). Mientras que valores inferiores a .05 del segundo índice
(Browne y Cudeck, 1993) indicarían un buen ajuste del modelo. El NFI (Normed Fit Index), y el CFI (Comparative Fit Index), representan
índices de ajuste incremental y, en ambos, valores por debajo de .9 indicarían
que el modelo puede ser mejorado sustancialmente (Bentler, 1990; Bentler y
Bonnett, 1980). Mientras que el PNFI (Parsimonius Normed Fit Index) y el PCFI
(Parsimonius Comparative Fit Index) representan índices de parsimonia. Por lo
que serán recomendables valores elevados en ambos índices.
En nuestro caso hemos encontrado índices de χ2 (B-S) significativos para el modelo
original (p<.001) y no significativo (p= .193) para el modelo reducido. El
RMSEA ha disminuido de 0.074 de la versión original a 0.048 de la versión reducida.
El NFI y el CFI han sufrido incrementos tras la reespecificación y reducción
del modelo de alrededor de 1 décima (El NFI ha pasado de .84 a .95 y el CFI de
.90 a .98). Mientras que los índices de parsimonia PNFI y PCFI se han mantenido prácticamente
inalterables a pesar de la reespecificación. La combinación de todos estos
resultados sugieren que el modelo hipotético reespecificado de CSAI-2 tiene un buen ajuste a los datos y que el
modelo teórico presente en el modelo original se sigue manteniendo tras la
reespecificación del mismo.
Por otra parte, los índices de consistencia interna de los ítems
encontrados para las distintas dimensiones de la escala son elevados, todos por
encima de 0,8, lo que garantiza la fiabilidad de la herramienta (Arce, 1994;
Ayçaguer, 1997). Hallazgos similares se han encontrado recientemente en la
versión francesa del cuestionario (Martinent et al., 2010) por lo que en
definitiva, pensamos que se ha llegado a una versión reducida del CSAI-2
psicométricamente válida y fiable y con un alto grado de utilidad en la
intervención psicológica con deportistas de todo tipo de edad y condición.
Asimismo, ha quedado comprobado que la versión informatizada no incide en las
cualidades psicométricas de la versión tradicional.
Las limitaciones de esta investigación vienen derivadas fundamentalmente
de la muestra empleada. Esta puede considerarse algo escasa, 231 sujetos, y además, puede denominarse “muestra de conveniencia” puesto que los
sujetos que la componen pertenecen a diversos programas de intervención
psicológica destinados a mejorar sus capacidades de cara a la competición.
Además existe una elevada dispersión en cuanto a la edad de los participantes y
un notable desequilibrio en función del género. Asimismo, el hecho de emplear
el CSAI-2 como instrumento para medir la ansiedad competitiva nos dirige a
considerar este constructo como tridimensional, alejándonos de la posibilidad
de considerar otras dimensiones en su configuración.
De cara a futuras investigaciones consideramos que será necesario
establecer un mayor control de la muestra, aumentándola en número de sujetos y
equilibrándola, en la medida de lo posible, en cuestión de género y de nivel
deportivo. Por otra parte conviene establecer las relaciones entre las subescalas
de este instrumento con respecto a otra serie de dimensiones psicológicas como
pueden ser el estado de ánimo, el estilo de afrontamiento o la inteligencia
emocional de los deportistas.
5.
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vol.12 - número 47 - ISSN: 1577-0354