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Vol. 41. Núm. 4.
Páginas 376-383 (Octubre - Diciembre 2019)
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Vol. 41. Núm. 4.
Páginas 376-383 (Octubre - Diciembre 2019)
Artigo original
DOI: 10.1016/j.rbce.2018.03.036
Open Access
Avaliação preliminar das propriedades psicométricas do Questionário de Orientação Esportiva (QOE) para o contexto esportivo brasileiro
Preliminary evaluation of the psychometric properties of the Sports Orientation Questionnaire (SOQ) for the Brazilian sports context
Evaluación preliminar de las propiedades psicométricas del Cuestionario de Orientación Deportiva (COD) en el contexto del deporte brasileño
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Walan Robert da Silvaa,
Autor para correspondencia
walanrobert@hotmail.com

Autor para correspondência.
, Rubiane Guarino Pereiraa, Helton Pereira de Carvalhoa, Alex Carneiro Brandãoa, Gislane Ferreira de Melob,c, Fernando Luiz Cardosoa,d
a Universidade do Estado de Santa Catarina, Programa de Pós‐Graduação em Ciências do Movimento Humano, Florianópolis, SC, Brasil
b Universidade Católica de Brasília, Programa de Pós‐Graduação em Gerontologia, Brasília, DF, Brasil
c Universidade Católica de Brasília, Programa de Pós‐Graduação em Educação Física, Brasília, DF, Brasil
d Universidade do Estado de Santa Catarina, Programa de Pós‐Graduação em Educação, Florianópolis, SC, Brasil
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Tablas (4)
Tabela 1. Análise fatorial exploratória do QOE
Tabela 2. Correlação policórica entre os 25 itens que compõe o QOE
Tabela 3. Valores do Alpha de Cronbach se o item fosse excluído
Tabela 4. Análise de Curva ROC para validade de critério do QOE
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Resumo

Objetivou‐se avaliar as propriedades psicométricas da QOE para o contexto esportivo brasileiro, em termos de validade de construto, validade discriminante e confiabilidade. Participaram do estudo 387 atletas e 480 universitários. O QOE carregou um único fator e apresentou excelente capacidade discriminante entre os participantes atletas e não atletas. Conclui‐se que o QOE mostrou um bom desempenho psicométrico quando estudado a partir de uma amostra de atletas brasileiros de diferentes modalidades.

Palavras‐chave:
Comportamento competitivo
Psicologia do esporte
Psicometria
Estudos de validação
Abstract

The objective of this study was to evaluate the psychometric properties of the SOQ for the Brazilian sport context, in terms of construct validity, discriminant validity and reliability. The study included 387 athletes and 480 university studies. The SOQ carried a single factor and presented excellent discriminant capacity among athletes and non‐athletes. It was concluded that the SOQ showed a good psychometric performance when studied from a sample of Brazilian athletes of different modalities.

Keywords:
Behavior competitive
Sports psychology
Psychometrics
Validation studies
Resumen

El objetivo de este estudio fue evaluar las propiedades psicométricas del COD en el contexto deportivo brasileño, en términos de validez estructural, validez discriminante y fiabilidad. Participaron en el estudio 387 deportistas y 480 universitarios. El COD tenía un único factor y presentó una excelente capacidad discriminante entre los participantes deportistas y no deportistas. Se concluye que el COD mostró un buen rendimiento psicométrico al realizar un análisis a partir de una muestra de deportistas brasileños de diferentes modalidades.

Palabras clave:
Comportamiento competitivo
Psicología del deporte
Psicometría
Estudios de validación
Texto completo
Introdução

A motivação competitiva ou competitividade é uma característica de personalidade fundamental no contexto dos esportes e destaca‐se como uma das seis fundamentais dimensões motivacionais (Controle de Estresse, Saúde, Sociabilidade, Competitividade, Estética e Prazer) para a prática regular de atividades esportivas (Balbinoti, 2004; Gonzalez et al., 2008). No plano teórico, a variável competitividade tem sido frequentemente relacionada aos aspectos da personalidade tanto de jovens quanto de adultos envolvidos em situações competitivas. Trata‐se da satisfação de competir e o desejo de lutar por sucesso em competições (Balbinoti et al., 2011; Weinberg e Gould, 2006).

Para os autores supracitados, a competitividade pode ser orientada à vitória (vencer competições) ou orientada à meta (sem, necessariamente, incluir a vitória em uma competição como o aspecto fundamental). Assim, pessoas com orientação dirigida à vitória têm foco na comparação interpessoal e na vitória de competições. Enquanto pessoas com orientação à meta têm foco em padrões de desempenho pessoal e na melhoria de suas marcas e habilidades (Weinberg e Gould; 2006).

O nível (ou intensidade) dessas orientações da competitividade deve afetar a forma como o atleta percebe a situação competitiva (Balbinotti et al., 2009). Somam‐se a isso as pressões exercidas por pais, professores, treinadores que, quando supervalorizam os resultados competitivos (em detrimento dos objetivos ou tipo de orientação dos praticantes regulares de atividades físicas ou esportivas), podem provocar consequências negativas à participação desportiva desses atletas (Reinboth e Duda, 2005).

Assim, a fim de medir propriedades multidimensionais e específica para o esporte, foi desenvolvido o Sport Orientation Questionnaire (SOQ) – Questionário de Orientação Esportiva (QOE), que tem como objetivo avaliar as diferenças individuais na orientação para a realização esportiva (Gill e Deeter, 1988). Encontrado em vários contextos, como em atletas de paradesporto (Matin et al., 1995; Skordilis et al., 2002), e validados por diferentes países com culturas distintas, apresenta variações entre suas dimensões (Wartenberg e Mccutcheon, 1998; Wakayama, Watanabe e Inomata, 2002).

Desse modo, sabe‐se que um importante caminho para o avanço do estudo da orientação esportiva em diferentes contextos diz respeito ao desenvolvimento de instrumentos capazes de medir esse construto. Ao considerar os estudos prévios, o QOE parece ser útil para o avanço da compreensão do construto, porém, a partir de uma busca preliminar na literatura, não foram encontrados estudos de validação desse instrumento para o contexto brasileiro. Então, teve‐se como objetivo avaliar as propriedades psicométricas do Questionário de Orientação Esportiva para o contexto esportivo brasileiro, em termos de validade de construto, validade discriminante e de confiabilidade.

MétodoCaracterização da pesquisa

Trata‐se de um estudo transversal, não probabilístico, com característica da amostra intencional e convencional (Gaya, 2008). Faz parte de um projeto maior intitulado Identidade Esportiva e Artística de Atletas e Bailarinos, desenvolvido pelo Laboratório de Gênero, Educação, Sexualidade e Corporeidade (Lagesc) da Universidade do Estado de Santa Catarina (Udesc). Projeto esse submetido ao e aprovado pelo Comitê de Ética em Pesquisas com Seres Humanos (CEPSH) da UDESC sob o número de protocolo: 275.381/2013.

Participantes

Participaram do estudo 387 atletas, 232 homens e 155 mulheres, com média de 22,1 (dp=4,5) anos, praticantes das modalidades de futebol de campo, futsal, voleibol, handebol, basquetebol, atletismo, judô e caratê das cidades de Curitiba‐PR, São José do Pinhais‐PR, Guarapuava‐PR e Florianópolis‐SC, escolhidos de forma intencional a partir dos seguintes critérios de inclusão: idade mínima de 16 anos, estar federado por um clube, associação ou secretaria de esporte por no mínimo um ano, treinar de forma sistematizada havia pelo menos um ano em uma frequência mínima de três vezes por semana e treinar regularmente no período da coleta de dados. Ainda fizeram parte do estudo 480 não atletas universitários (cursos de psicologia e educação física), 290 homens e 190 mulheres, com média de 23,7 (dp=6,7) anos.

Procedimentos de coleta dos dados

Fez‐se contato com clubes, associações e secretarias esportivas dos estados de SC e PR que trabalham com formação esportiva. As instituições que aceitaram fazer parte do estudo receberam a visita do pesquisador para esclarecimentos quanto à pesquisa, frente às comissões técnicas e atletas, apresentaram‐se o objetivo, a relevância, os procedimentos das coletas de dados, com garantia do total sigilo de identificação na participação da pesquisa.

Aos atletas que aceitaram participar da pesquisa foi entregue o termo de consentimento livre e esclarecido para que fosse assinado pelo próprio atleta, ou pelos pais ou responsáveis quando tivesse menos de 18 anos. As coletas de dados ocorreram nas dependências dos locais de treinamento mediante a entrega do termo de consentimento livre e esclarecido e termo de assentimento, quando menores, devidamente assinados.

Cada atleta recebeu e respondeu os instrumentos de forma individual, em que se recomendou que os atletas não conversassem durante o preenchimento dos instrumentos. Antes da aplicação dos questionários o proponente do estudo explicou cada questão, bem como o procedimento de resposta de cada item. Além disso, o pesquisador esteve disponível para sanar quaisquer dúvidas com relação às questões dos instrumentos. A coleta com os universitários seguiu os mesmo princípios e procedimentos de aplicação, porém preencheram‐se os questionários em salas de aula das universidades particulares e públicas de Santa Catarina, Minas Gerais e Distrito Federal.

InstrumentosQuestionário de Orientação Esportiva (QOE)

O Questionário de Orientação Esportiva (QOE) não é específico para os atletas e foi desenvolvido a partir de uma medida que envolve vários aspectos da orientação que seja apropriada para atletas e não atletas, para homens e mulheres, e para indivíduos que participam de atividades esportivas variadas competitivas e não competitivas. Os itens foram desenvolvidos para representar a sua orientação em diversas atividades de esporte e exercício (Gill e Deeter, 1988).

Os itens específicos foram gerados através da revisão da literatura sobre competição esportiva, consultaram‐se outros psicólogos do esporte e coletaram‐se respostas abertas de diversas amostras de participantes esportivos em vários projetos exploratórios (Gill e Deeter, 1988). No início eram 58 itens, após avaliação reduziram‐se para 32 e no fim ficaram apenas 25 (Gill e Deeter, 1988), que são respondidos em uma escala ordinal de 5 pontos que variam entre discordo totalmente (1) e concordo totalmente (5), com um ponto neutro (3) ao meio da escala.

Análise dos dados

Para caracterização dos dados foi usada estatística descritiva (média, desvio‐padrão e distribuição de frequências). A validade do construto foi avaliada mediante a análise fatorial exploratória com rotação Oblimin, considerou‐se um índice de carga fatorial de 0,3 para exclusão de itens (Damasio, 2012), e o teste de KMO e esfericidade de Bartlett's para verificar a adequação da análise fatorial. Ainda foi usado o gráfico Screeplot para confirmar o número de fatores da escala. A consistência interna foi avaliada com o teste alpha de Cronbach e correlação policórica. Para essas análises os dados foram tabulados no programa estatístico Microsoft Excel® e analisados pelo STATA® versão 13.1.

Para verificar a adequação dos modelos pela técnica da Análise Fatorial Confirmatória (AFC) foram considerados os seguintes parâmetros: qui‐quadrado (χ2); Comparative Fit Index (CFI); Tucker Lewis Index (TLI); Root Mean Square Errorof Approximation (RMSEA). Os valores de referência considerados para o qui‐quadrado (χ2) foram um valor de p não significativo (Hu e Bentler, 1999). O valor de 0,95 foi adotado como mínimo para inferir o ajuste do modelo, de acordo com os índices CFI e TLI (Hu e Bentler, 1999), enquanto para o RMSEA valores de 0 a 0,08 como indicativo de ajuste aceitável (Hu e Bentler, 1999).

Quanto à validade de critério, foi estimado o poder discriminatório do instrumento por meio das curvas Receiver Operating Characteristic (ROC) (Erdreich e Lee, 1981). Inicialmente foi identificada a área total sob a curva ROC entre o escore da OE em relação a ser ou não atleta. Quanto maior a área sobre a curva ROC, maior o poder discriminatório de mensuração da QOE para medir o construto. Usou‐se intervalo de confiança (IC) de 95%. O cálculo do IC a 95% determina se a capacidade dos escores de OE para distinguir atletas de não atletas, não deve o seu limite inferior ser menor do que 0,5020 (Erdreich e Lee, 1981). Os dados foram analisados através do programa estatístico MEDCALC.

ResultadosValidade de construto

Os resultados obtidos carregam um único fator, representam 51% da variância. Recorreu‐se ao teste de KMO, que apresentou valor de 0,95; ao teste de esfericidade de Bartlet (x2(300)=14672,05; p ≤ 0,001) e ao α de Cronbach, igual a 0,953. Esses são alguns índices que indicam a adequabilidade dos itens para o uso da Análise Fatorial Exploratória (tabela 1).

Tabela 1.

Análise fatorial exploratória do QOE

ItensCarga fatorial 
Eu sou um competidor determinado  0,69 
Vencer é importante  0,74 
Eu sou uma pessoa competitiva  0,67 
Eu defino as metas para mim mesmo quando compito  0,71 
Eu dou o melhor de mim para vencer  0,68 
Fazer mais pontos do que meu oponente é muito importante para mim  0,76 
Eu fico empolgado para competir  0,81 
Eu sou mais competitivo quando tento alcançar objetivos pessoais  0,60 
Eu gosto de competir contra os outros  0,70 
10  Eu odeio perder  0,63 
11  Eu cresço (supero) em competições  0,73 
12  Eu dou o melhor de mim quando eu tenho um objetivo específico  0,62 
13  O meu objetivo é ser o melhor atleta possível  0,80 
14  Eu me sinto satisfeito apenas quando eu ganho  0,63 
15  Eu quero ser bem‐sucedido no esporte  0,72 
16  Executar o melhor das minhas habilidades é muito importante para mim  0,69 
17  Eu treino pesado para ser bem‐sucedido no esporte  0,72 
18  Perder me perturba  0,65 
19  O melhor teste de minhas capacidades é competir contra os outros  0,75 
20  Alcançar as minhas metas de desempenho é um objetivo muitoimportante para mim  0,73 
21  Eu anseio pela oportunidade de testar minhas habilidades emcompetições  0,76 
22  Eu me divirto muito mais quando eu ganho  0,70 
23  Meu melhor desempenho é quando eu estou competindo contra umadversário  0,79 
24  A melhor maneira de determinar minhas capacidades é definindoum objetivo e tentando alcançá‐lo  0,71 
25  Eu quero ser o melhor toda vez em que eu compito  0,83 
Variância explicada    51% 
α de Conbrach    0,953 

O gráfico Screeplot confirma mais uma vez que o instrumento analisado carrega em um único fator ao considerar a dimensionalidade a partir de um ponto de corte de autovalor de 1,5 (fig. 1).

Figura 1.

Gráfico Screeplot para determinação da dimensionalidade do QOE.

(0,06MB).

Testou‐se a consistência interna do QOE por meio da correlação policórica entre os itens da escala. Conforme a tabela 2, todos os itens se correlacionaram significativamente (p> 0,05), com uma correlação positiva e acima de 0,3, confirmam uma boa consistência interna do instrumento (tabela 2).

Tabela 2.

Correlação policórica entre os 25 itens que compõe o QOE

Itens  10  11  12  13  14  15  16  17  18  19  20  21  22  23  24  25 
1,00                                                 
0,75  1,00                                               
0,69  0,75  1,00                                             
0,71  0,60  0,81  1,00                                           
0,53  0,54  0,65  0,70  1,00                                         
0,70  0,87  0,66  0,59  0,52  1,00                                       
0,79  0,65  0,72  0,74  0,63  0,80  1,00                                     
0,44  0,52  0,58  0,58  0,52  0,49  0,59  1,00                                   
0,70  0,67  0,75  0,73  0,61  0,75  0,90  0,58  1,00                                 
10  0,49  0,68  0,67  0,60  0,38  0,75  0,54  0,39  0,64  1,00                               
11  0,70  0,61  0,63  0,71  0,74  0,62  0,77  0,48  0,69  0,45  1,00                             
12  0,42  0,37  0,38  0,46  0,48  0,52  0,50  0,47  0,39  0,27  0,50  1,00                           
13  0,99  0,80  0,62  0,69  0,54  0,95  0,99  0,48  0,75  0,72  0,82  0,50  1,00                         
14  0,61  0,80  0,46  0,42  0,30  0,91  0,57  0,46  0,61  0,83  0,46  0,26  0,50  1,00                       
15  0,80  0,75  0,79  0,69  0,43  0,76  0,75  0,47  0,89  0,65  0,70  0,34  0,49  0,82  1,00                     
16  0,61  0,47  0,62  0,83  0,64  0,50  0,66  0,47  0,61  0,54  0,63  0,48  0,72  0,31  0,73  1,00                   
17  0,84  0,68  0,42  0,60  0,54  0,77  0,73  0,43  0,62  0,54  0,79  0,36  0,66  0,91  0,56  0,66  1,00                 
18  0,64  0,79  0,42  0,41  0,31  0,90  0,65  0,38  0,59  0,92  0,48  0,44  0,80  0,57  0,79  0,35  0,95  1,00               
19  0,84  0,83  0,60  0,52  0,37  0,52  0,93  0,40  0,88  0,83  0,66  0,38  0,54  0,54  0,66  0,49  0,79  0,61  1,00             
20  0,62  0,67  0,56  0,63  0,57  0,60  0,60  0,62  0,59  0,49  0,63  0,50  0,73  0,52  0,73  0,73  0,68  0,56  0,61  1,00           
21  0,93  0,76  0,45  0,78  0,57  0,77  0,83  0,50  0,57  0,68  0,80  0,40  0,52  0,76  0,70  0,78  0,60  0,78  0,59  0,80  1,00         
22  0,60  0,67  0,74  0,85  0,60  0,72  0,69  0,42  0,79  0,80  0,64  0,38  0,78  0,62  0,75  0,78  0,65  0,65  0,70  0,56  0,87  1,00       
23  0,80  0,82  0,65  0,62  0,64  0,92  0,81  0,48  0,91  0,73  0,86  0,37  0,94  0,98  0,96  0,57  0,48  0,54  0,78  0,66  0,77  0,82  1,00     
24  0,63  0,54  0,45  0,58  0,50  0,75  0,67  0,54  0,50  0,44  0,58  0,65  0,81  0,57  0,66  0,61  0,74  0,81  0,76  0,77  0,67  0,52  0,73  1,00   
25  0,80  0,85  0,69  0,70  0,53  0,70  0,95  0,50  0,80  0,83  0,72  0,47  0,74  0,94  0,64  0,64  0,75  0,73  0,66  0,68  0,96  0,82  0,76  0,82  1,00 

Na tabela 3 encontram‐se os valores do α de Cronbach total do QOE e possíveis mudanças caso o item indicado fosse retirado da escala. Cada item foi retirado da escala por vez a fim de verificar alterações no valor do α total da escala. No entanto, não foram verificadas diferenças no valor do α em relação a essas retiradas individuais, confirmou‐se assim a presença necessária dos 25 itens no instrumento.

Tabela 3.

Valores do Alpha de Cronbach se o item fosse excluído

Item excluído  α de Cronbach 
0,95 
0,95 
0,95 
0,95 
0,95 
0,95 
0,95 
0,95 
0,95 
10  0,95 
11  0,95 
12  0,95 
13  0,95 
14  0,95 
15  0,95 
16  0,95 
17  0,95 
18  0,95 
19  0,95 
20  0,95 
21  0,95 
22  0,95 
23  0,95 
24  0,95 
25  0,95 

Ao analisar a estrutura fatorial do modelo constituído por um fator da versão brasileira do QOE aplicado no contexto esportivo, verificou‐se que o valor corrigido do χ2 não foi significativo (p> 0,05), o que sugere um forte ajuste. Bem como valores adequados para os índices de ajustamento: TLI (0,98), CFI (0,99), índice da RMSEA (0,026) e o índice SRMR (0,016), confirmou‐se a escala como unidimensional para o contexto investigado. A figura 2 representa a estrutura graficamente confirmada do QOE adaptado para o contexto esportivo brasileiro.

Figura 2.

Análise fatorial confirmatória QOE.

(0,54MB).
Validade discriminante

Na tabela 4 apresentam‐se os pontos de corte e a capacidade discriminante para a orientação esportiva, com referência ser ou não atleta. Identificou‐se valor adequado da área da curva, bem como o valor de sensibilidade, ou seja, uma capacidade preditiva de diferenciar os escores da OE de atletas e não atletas.

Tabela 4.

Análise de Curva ROC para validade de critério do QOE

  QOE 
Ponto de corte  >81 
Sensibilidade  92,2 
Especificidade  38,7 
Curva ROC (IC95%)  0,636 (0,601‐0,669) 
Discussão

A adaptação transcultural é um processo necessário ao usar instrumentos originados em outras línguas e contextos, principalmente no que diz respeito aos aspectos psicológicos e à diversidade cultural humana. Após a aplicação das etapas recomendadas na literatura (Hutchinson et al., 1996; Guillemin et al., 1993; Alexandre et al., 2002) foi obtida uma versão em português do QOE devidamente traduzida e ajustada ao contexto local. A disponibilidade desse instrumento pode estimular o seu uso em estudos sobre a relação entre a OE e o comportamento de atletas e praticantes esportivos.

Os resultados obtidos no processo de validação do QOE‐Brasil mostraram que os itens referentes à avaliação da OE têm validade e confiabilidade suficientes para sua aplicação em outros estudos sobre a temática no Brasil. Todos os 25 itens que compõem a escala têm carga fatorial que justifica a sua permanência na escala de acordo com os critérios previamente estabelecidos. O QOE‐Brasil cumpriu as suposições de validade, com valores adequados de α de Cronbach e de correlação entre todos os itens, confirmou uma alta consistência interna da escala. A pouca alteração no valor total do α de Cronbach em virtude da exclusão de qualquer item da escala sugeriu aos autores que todos os itens eram importantes na escala e dessa forma nenhuma exclusão se fez necessária.

Em termos de dimensionalidade, os itens do QOE‐Brasil carregaram de forma unidimensional. Assim, não comprovaram a tridimensionalidade proposta pelos autores originais (Gill e Deeter, 1988). Wakayama et al. (2002) também não encontraram na análise exploratória da versão japonesa com atletas (n=1836 homens e 425 mulheres) a estrutura dimensional proposta por Gill e Deeter (1988), e sim quatro fatores, de forma que houve uma divisão na dimensão Competitividade em duas novas dimensões, a Orientação para a Participação Competitiva (α = 0,83) e Orientação para o Sucesso Atlético (α = 0,86) e seguida pelas outras duas já proposta anteriormente, Orientação à Meta (α = 0,83) e Orientação à Vitória (α = 0,72). Hanrahan e Biddle (2002) também não encontraram, em uma amostra de atletas australianos (n=204 homens e 188 mulheres), bons índices na análise confirmatória que indicassem uma estrutura tridimensional, porém não fizeram novos testes para ver como se comportaram os fatores para sua amostra.

Os resultados apresentados para uma amostra de brasileiros, praticantes de exercícios físicos/esportes competitivos e não competitivos, podem influenciar na forma como se obteve a dimensionalidade do construto. Observa‐se ainda que Gill e Deeter (1988) encontraram correlações moderadas entre as dimensões, o que indica que elas medem um fator de segunda ordem comum entre eles, o que pode talvez não ser discernido de forma clara para a testagem na amostra de brasileiros. Estudos anteriores (Gill e Deeter, 1988; Wakayama et al., 2002) apresentaram um percentual de variância do construto menor do que o atual.

Em relação à validade de critério com ser ou não atleta, verificou‐se que o QOE‐Brasil tem capacidade de discriminar o escore de OE de atletas. O que indica que atletas têm uma OE superior a outros indivíduos não atletas. O que tem sido evidenciado em outros estudos internacionais, os quais descrevem a OE como um preditor do desempenho e participação desportiva (Gill e Deeter, 1988; Gill et al., 1988; Wartenberg e Mccutcheon, 1998).

Conclusão

Em conclusão, a versão em português do QOE na composição de 25 itens mostrou um bom desempenho psicométrico quando estudado a partir de uma amostra de atletas brasileiros de diferentes modalidades. O instrumento em questão apresentou atributos satisfatórios de consistência interna, validade de construto e validade de critério. Ressalta‐se que no contexto brasileiro não se identificou outro instrumento específico que avalie características da OE. Dessa forma, a disponibilidade desse instrumento favorece o desenvolvimento e a efetividade das intervenções psicológicas em relação ao esporte, como já acontece em outros países. Além disso, destaca‐se que mesmo que a escala tenha sido desenvolvida para a população americana, os resultados encontrados com a aplicação confirmam a validade para emprego em brasileiros.

Este estudo não probabilístico, apesar de não ser representativo da realidade nacional, investigou em sua totalidade atletas federados que atuam em sua grande maioria em campeonatos estaduais e nacionais da região sul do Brasil. Acredita‐se que alguns aspectos regionais e socioculturais mereçam ser analisados com maior sagacidade em estudos futuros, a fim de que a escala possa ter a abrangência a que se propõe. A unidemensionalidade das dimensões da escala nessa população estudada precisa ser ainda confirmada em outras regiões nacionais e revista de forma conceitual a teoria proposta inicialmente. No entanto, a sua capacidade discriminativa é inquestionável.

Conflitos de interesse

Os autores declaram não haver conflitos de interesse.

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