Este estudio pretende determinar las propiedades psicométricas de la Athletic Identity Measurement Scale en su versión traducida al español y la identidad deportiva (ID) de una muestra de adolescentes españoles. El cuestionario se administró a 441 adolescentes de 12-18 años, clasificados en: adolescentes del Programa de Especialización Deportiva (PED), adolescentes no-PED activos y adolescentes no-PED inactivos. El análisis factorial confirmatorio reveló una estructura jerárquica y multidimensional de tres factores de primer orden (identidad social, exclusividad y afectividad negativa) y uno de segundo orden, la ID. Los resultados apoyan la adecuación de los ítems en sus respectivas subescalas y una buena consistencia interna tanto global como de los factores de primer orden. Asimismo, la validez convergente y diferencial se determinó con una submuestra mediante análisis multivariado para comprobar los efectos de la participación deportiva, el sexo y la edad sobre la ID. Los chicos muestran una mayor ID, tanto global como en los tres factores particulares, que las chicas, presentando las mayores diferencias en el factor exclusividad. Los niveles de ID disminuyen conforme se pasa del grupo de adolescentes del PED al de adolescentes no-PED inactivos, el factor afectividad negativa es el más relevante en este último grupo. Se concluye que la versión española de la Athletic Identity Measurement Scale constituye un instrumento válido y fiable de medición del constructo multidimensional de la ID y su uso, tanto global como particular, resulta psicométricamente adecuado para aplicar en adolescentes españoles.
The study aimed to determine the psychometric properties of the Athletic Identity Measurement Scale translated into Spanish and the athletic identity (AI) in a sample of Spanish adolescents. The questionnaire was administered to 441 adolescents aged 12 to 18, classified in three groups: Sport Specialization Programme (PED) adolescents, non-PED active adolescents and no-PED inactive adolescents. Results from confirmatory factor analysis revealed a hierarchical and multidimensional structure of three first-order factors named: social identity, exclusivity and negative affectivity; and one second-order factor called AI. The findings support the adequacy of the items in their respective subscales and a good internal consistency of both the global and first-order scales. Convergent and differential validity was determined with a subsample, using multivariate analysis, to test the effects of sport participation, sex and age on adolescents’ AI. Results indicated that male adolescents showed a higher level of AI –both globally and in the three particular factors– than female adolescents, revealing greater differences in the exclusivity factor. The AI levels decrease progressing from PED adolescents group to the group of non-PED inactive adolescents, the negative affectivity being the most relevant factor in the last group. We can conclude the Spanish version of the Athletic Identity Measurement Scale is a valid and reliable instrument to measure the multidimensional construct of AI, and its global and particular use is psychometrically appropriate for application in Spanish adolescents.
La identidad es un tema de gran interés para la psicología social por su relevancia en el desarrollo individual, social y moral de las personas. Desde el último tercio del siglo XX, la visión unitaria de la identidad ha dado paso a otra múltiple y dependiente de las circunstancias que rodean a una persona. Por lo tanto, la visión que una persona tenga de sí misma cambiará según las observaciones de su propio comportamiento y del contexto social que le rodea. Se trata de una concepción situacional de la identidad que enfatiza la plasticidad y el cambio, de acuerdo a las posiciones que una persona ocupa en distintos momentos y contextos (Íñiguez, 2001).
En las sociedades desarrolladas, la identidad se complica enormemente por la multiplicidad de mensajes, afiliaciones y elecciones, a menudo contradictorias, que hacen casi imposible mantener cierto sentido de estabilidad y continuidad en las personas. Por ello, las identidades, su construcción y reconstrucción, el desarraigo y las crisis de identidad se convierten en problemas cruciales en el estudio de las personas en la actualidad.
Si nos ocupamos de la identidad en la adolescencia, los problemas se agudizan por tratarse de un periodo de grandes cambios físicos, así como de crecimiento intelectual e independencia emocional, que generan un concepto más amplio de sí mismo. Según Harter (2012), la persona se ve socialmente presionada en la adolescencia para desarrollar nuevos roles, lo que conduce a la diversificación de percepciones de sí mismo en los diferentes contextos de su vida. La adolescencia se convierte, de esta manera, en una etapa donde se vive una explosión de posibilidades sociales y de identificaciones/desidentificaciones, que favorece los cambios de rol (Coleman, 2010).
La investigación realizada con adolescentes se ha ocupado de algunos factores que influyen en la formación de la identidad, tales como cambios físicos y mentales (Brinthaupt & Lipka, 2002), agentes sociales (Schachter & Ventura, 2008) y contextos de ocio como el deporte (Shaw, Kleiber & Caldwell, 1995). Sin embargo, muchos estudios se desarrollan sobre el supuesto de una identidad única o esencial y no sobre la existencia de múltiples identidades que conviven en un momento determinado, a modo de roles o posiciones sociales que evolucionan a lo largo de la existencia de una persona.
Precisamente en el momento actual de múltiples posibilidades de identificación y desidentificación es en el que gana relevancia el estudio de las identidades, posiciones o roles que ocupan las personas en su contexto social. Entre los estudios enfocados a la multiplicidad destacan los que se ocupan de la naturaleza asincrónica de la formación de la identidad en diferentes dominios o identidades, así como distintos desarrollos entre identidades (Schwartz, 2001; Topa, Moriano, Morales & Moreno, 2010; Zacarés, Iborra, Tomás & Serra, 2009), entre las cuales puede encontrarse la identidad deportiva (ID).
La ID se entiende como «el grado con el cual un sujeto se siente identificado con el rol de deportista», y que se mantiene por la persona y por la influencia del medio ambiente (Brewer, Van Raalte & Linder, 1993, p.237). Se trata, por tanto, de una característica psicosocial clave para conocer el comportamiento, las actitudes y los intereses deportivos de las personas y los grupos humanos (Macías & Moya, 2002).
A lo largo del proceso de socialización, una persona interactúa con agentes, contextos, actividades, sentimientos y experiencias diversas que van construyendo las afecciones y desafecciones con el deporte, hasta el punto de poder conformar una ID. Esta identidad no es exclusiva de aquellas personas que participan en actividades deportivas, sino de todas las que han tenido experiencias vinculadas a la actividad física y deportiva (y todos los adolescentes la han tenido en la educación física escolar). El proceso de construcción de la ID se nutre de factores internos o intrapersonales, externos o socioculturales y factores ambientales con los que interactúan las personas durante su socialización.
Los esfuerzos por comprender el concepto de ID transcurren paralelamente a la elaboración de instrumentos de medida con los que investigar dicha característica o variable psicosocial y su influencia en la participación deportiva de las personas. Así, por ejemplo, el primer instrumento que se elaboró para su estudio (Brewer, Van Raalte & Linder, 1990) partía de una concepción o modelo unidimensional denominado Escala de Medida de la Identidad Deportiva (Athletic Identity Measurement Scale [AIMS]). Este instrumento contenía ítems de carácter social, cognitivo y afectivo para evaluar, de forma única y global, la ID.
No obstante, a pesar de que sigue utilizándose en la investigación, han aparecido nuevos modelos que han enfatizado la multidimensionalidad del constructo (Brewer, Boin, Petitpas, Van Raalte & Mahar, 1993; Brewer & Cornelius, 2001; Brewer et al., 1993b; Martin, Mushett & Eklund, 1994). La más reciente, el AIMS-Plus (Cieslak, 2004), es la escala que ha incluido hasta cinco dimensiones para evaluar la ID. El Cuestionario de Identidad Deportiva (Athletic Identity Questionnaire), elaborado por Anderson (2004) y la Escala de Identidad Deportiva Pública-Privada (Public-Private Athletic Identity Scale) de Nasco y Webb (2006), se han construido como dos nuevos instrumentos diferentes al AIMS.
La investigación sobre la ID se ha ocupado, especialmente, por las transiciones y problemas en la jerarquía de identidades de los deportistas. Así, por ejemplo, Brewer et al. (1993a,b) observaron que tener una alta ID tenía ciertos beneficios potenciales ligados a la participación y al rendimiento deportivo. También encontraron consecuencias negativas, especialmente en aquellas personas que sufrían una lesión deportiva después de dedicar gran parte de su vida al deporte y no haber explorado otros caminos identitarios. Es decir, como indican los autores, una fuerte ID puede actuar como músculo de Hércules así como talón de Aquiles. Sin embargo, un estudio posterior no confirmó la influencia negativa de una alta ID en otras dimensiones de la vida de corredores de maratón norteamericanos (Horton & Mack, 2000).
Esta controversia resulta clave y se encuentra detrás de otros estudios sobre transiciones diversas en distintos contextos culturales, ya sea por lesiones (Wiechman & Williams, 1997), por decisiones sobre la carrera profesional en el deporte (Mateos, Torregrosa & Cruz, 2010), crisis de identidad (Devís-Devís & Sparkes, 1999), identidades profesionales en contextos de rehabilitación social (Devís-Devís, Martos-García & Sparkes, 2010) o el final de una carrera como deportista (Lally, 2007). Asimismo, se han encontrado valores mayores de la ID en los hombres que en las mujeres, y este fenómeno se ha atribuido a factores históricos, educativos, psicológicos y sociales, mientras que no existe evidencia empírica sobre niveles distintos de ID según la edad, al menos entre los adultos (Brewer et al., 1993a,b; Lantz & Schroeder, 1999).
La ID también se ha estudiado en relación con la práctica física (Anderson, Mâsse, Zhang, Coleman & Chang, 2009), el bienestar (Verkooijen, van Hove & Dik, 2012), la conducta agresiva (Maxwell & Visek, 2009), la raza (Harrison, Sailes, Rotich & Bimper, 2011; Steinfeldt, Reed & Steinfeldt, 2010), la personalidad (Cabrita, Rosado, Serpas & De la Vega, 2014), las relaciones con los pares (Shapiro & Martin, 2010) y los valores asociados al género, especialmente masculino (Steinfeldt & Steinfeldt, 2012; Steinfeldt, Steinfeldt, England & Speight, 2009). Como ocurre con los estudios realizados en adultos, se ha encontrado mayores puntuaciones en la ID de los chicos adolescentes que las chicas y se encuentran resultados contradictorios en diferentes estudios respecto a las diferencias significativas según la edad (Houle, Brewer & Kluck, 2010; Macías & Moya, 2002; Wiechman & Williams, 1997). A pesar de estas evidencias son necesarios estudios que profundicen en la influencia de la ID sobre la participación física y deportiva de los jóvenes, los riesgos de una alta o exclusiva ID y otros conflictos entre identidades en una etapa crucial de formación como es la adolescencia, así como en su relación con diversos tipos de variables intrapersonales, interpersonales y socioculturales.
Por todo ello, es importante disponer de instrumentos válidos y fiables con los que obtener datos de calidad que contribuyan al conocimiento de la ID en adolescentes y en distintos contextos culturales. Precisamente, el cuestionario AIMS, en su versión E (Brewer & Cornelius, 2001), es uno de los más utilizados en el ámbito internacional. Destaca el carácter multidimensional de la escala, con la inclusión de factores internos y externos de la ID, y la sencillez de los ítems que la hace fácilmente comprensible para los participantes, de modo que es considerada la versión más adecuada por algunos autores (Proios, 2012; Visek, Hurst, Maxwell & Watson, 2008). Ante la falta de instrumentos de medida en lengua española nos hemos decidido por una escala que tenga un recorrido de varios años y un uso internacional.
Por esta razón, el propósito principal de este artículo es validar y determinar la fiabilidad de la versión AIMS-E en su traducción a esta lengua y dirigido a los adolescentes del contexto español. El segundo objetivo de este artículo consiste en aplicar la escala a una submuestra de adolescentes para conocer si la ID varía en función de la participación deportiva, el sexo y la edad y establecer, así, la validez convergente y diferencial del instrumento.
MétodoParticipantesEn el estudio participaron 441 escolares (218 chicas y 223 chicos) de edades comprendidas entre los 12 y los 18 años que cursaban los estudios de Educación Secundaria Obligatoria y Bachillerato en un instituto público. Este centro acogía a alumnado perteneciente a un Plan de Especialización Deportiva (PED), auspiciado por la Consejería de Educación, Cultura y Deporte de la Generalitat Valenciana, y alumnado que seguía una escolarización normal y, por lo tanto, no pertenecía a dicho plan. El alumnado del PED disfrutaba de una beca académico-deportiva que le permitía asistir a clase en un horario lectivo que se combinaba con entrenamientos matutinos y vespertinos. Todo el alumnado del PED y parte del alumnado que no pertenecía a dicho plan se encontraban en el centro en régimen de internado de lunes a viernes, de manera que volvían a sus casas durante los fines de semana, además de los periodos vacacionales.
La submuestra con la que se ha determinado la validez convergente y diferencial del instrumento constó de 362 escolares de 15 a 18 años que se dividieron en tres grupos en función de su participación deportiva: a) el grupo de adolescentes del PED, y que realizaban entrenamientos especializados a diario de algún deporte; b) el grupo de adolescentes no-PED activos no pertenecientes al PED, pero que participaban en algún deporte y/o actividad física de forma habitual; y c) el grupo de adolescentes no-PED inactivos que no pertenecían al PED y tampoco realizaban actividad física o practicaban deporte de forma habitual. Las características de la muestra se presentan en la tabla 1 siguiendo esta clasificación.
Características de los adolescentes de la muestra
| PED | No-PED activos | No-PED inactivos | Total | |
|---|---|---|---|---|
| Sexo | ||||
| Mujeres | 84 (38.5%) | 38 (53.5%) | 96 (63.2%) | 218 (49.4%) |
| Hombres | 134 (61.5%) | 33 (46.5%) | 56 (36.8%) | 223 (50.6%) |
| Edad | ||||
| 12-14 años* | 61 (28.0%) | - | - | 61 (13.7%) |
| 15-16 años | 93 (42.6%) | 25 (35.2%) | 39 (25.7%) | 157 (35.7%) |
| 17-18 años | 64 (29.4%) | 46 (64.8%) | 113 (74.3%) | 223 (50.6%) |
| Total | 218 (49.4%) | 71 (16.1%) | 152 (34.5%) | 441 (100%) |
De entre los modelos revisados en la literatura científica referentes a la ID elegimos el AIMS-E de Brewer y Cornelius (2001) porque cumplía con los siguientes requisitos básicos: a) presenta un mayor grado de adecuación de los índices de ajuste de los diversos modelos previos del AIMS; b) se trata de una escala sencilla y de fácil comprensión para los participantes; y c) la validez original se llevó a cabo con una muestra de características similares a la nuestra, puesto que contaba con participantes deportistas y no deportistas.
El modelo AIMS-E se caracteriza por ser multidimensional y atender tanto a factores internos como externos de la ID (Visek et al., 2008). El instrumento consta de tres factores: a) la identidad social (factor externo) que se refiere al grado en que una persona se ve a sí misma como deportista e incluye los ítems 1, 2 y 3; b) la exclusividad (factor externo) que es el grado en que el valor como persona se establece por su participación como deportista y está formado por los ítems 4 y 5; y c) la afectividad negativa (factor interno) o grado en que una persona experimenta emociones negativas derivadas de resultados deportivos no deseados y consta de los ítems 6 y 7. Estos ítems se valoran con una escala tipo Likert de 7 puntos que oscila entre el 1 (totalmente en desacuerdo) y el 7 (totalmente de acuerdo).
El cuestionario fue traducido al español y revisado, posteriormente, por especialistas en psicología y educación física que conocen el inglés y el español. De esta manera se aseguraba que los ítems tuvieran una correcta expresión y que cada uno de ellos fuera coherente con el factor al que correspondía. La traducción final de los siete ítems, agrupados por los tres factores, puede observarse en la tabla 2.
Ítems de la escala AIMS-E agrupados por factores
| Factor identidad social (IS) | |
| Ítem 1 | Me considero un deportista |
| Ítem 2 | Me he propuesto bastantes metas respecto al deporte |
| Ítem 3 | La mayoría de mis amigos son deportistas |
| Factor exclusividad (E) | |
| Ítem 4 | El deporte es la parte más importante de mi vida |
| Ítem 5 | Paso mucho más tiempo pensando en el deporte que en cualquier otra cosa |
| Factor afectividad negativa (AN) | |
| Ítem 6 | Me siento fatal cuando hago las cosas mal en el deporte |
| Ítem 7 | Me deprimiría mucho si me lesionara y no pudiera competir en el deporte |
El tipo de muestreo con el que se seleccionaron los participantes del estudio fue no probabilístico e intencional, con el objetivo de obtener estudiantes de los tres grupos de participación deportiva y de todo el periodo de Educación Secundaria, la obligatoria y la postobligatoria del Bachillerato. Previamente a la administración de los cuestionarios se solicitó el permiso a la dirección del centro y el consentimiento informado a los padres y madres o tutores.
Asimismo, se informó al alumnado sobre la confidencialidad de los cuestionarios, así como del carácter voluntario de su participación. Para llevar a cabo el estudio, y dado que el trabajo de campo fue realizado por tres investigadoras, se decidió preparar un protocolo para tratar de unificar el procedimiento de administración del cuestionario al alumnado. Es decir, llegar a un acuerdo sobre el orden de las partes y preguntas del cuestionario, la forma de iniciarlo, la conexión entre las partes o preguntas del mismo y las llamadas de atención para recordar alguna pregunta clave, entre otras cuestiones.
Análisis de datosCon el fin de comprobar la validez y fiabilidad de la escala, se llevó a cabo un análisis factorial confirmatorio (AFC), un análisis de la consistencia interna de las escalas del cuestionario mediante el Alfa de Cronbach y un análisis de las propiedades de los ítems.
El AFC se realizó mediante el paquete estadístico EQS 5.1 y se utilizó el procedimiento de estimación de máxima verosimilitud. Si bien este es el método estándar de estimación en los modelos de ecuaciones estructurales y asume que las variables del modelo son continuas y presentan una distribución normal multivariada, a incumplimientos del supuesto de normalidad se utiliza esta estimación con correcciones robustas. Dado que los datos de nuestro estudio no eran normales y multivariados se empleó el método de estimación ML con correcciones robustas.
La valoración del ajuste del modelo en el AFC se llevó a cabo mediante la utilización de la prueba Chi cuadrado (χ2). No obstante, los problemas derivados del uso de esta prueba de contraste, por ejemplo que depende de condiciones muy restrictivas, como la normalidad multivariada o el tamaño muestral, han llevado al desarrollo de un conjunto de índices de ajuste alternativos. Los índices seleccionados fueron: los índices absolutos Goodness-of-Fit Index (GFI), Adjusted Goodness-of-Fit Index (AGFI) y Standardized Root Mean Square Residual (SRMR), el índice de ajuste comparativo (CFI) y el RMSEA Root Mean Square Error of Approximation (RMSEA).
El índice absoluto GFI y la versión ajustada, AGFI, miden la cantidad relativa de varianza y covarianza de la matriz de los datos explicada por el modelo. Aunque los dos índices pueden oscilar entre 0 y 1, los valores de 0.9 o mayores representan un buen ajuste. Los valores de adecuación del índice SRMR deben ser menores de 0.08. De los índices de ajuste incremental, que valoran la idoneidad del modelo propuesto en relación con un modelo base de referencia, se ha utilizado el CFI que presenta valores entre 0 y 1, con el 1 indicando un ajuste perfecto. Un valor de 0.9 suele considerarse como el mínimo para la aceptación del modelo. Finalmente, el valor del RMSEA que se encuentre por encima de 0.1 ofrecería dudas sobre el ajuste del modelo, entre 0.08 y 0.05 mostraría un error razonable de aproximación, y un valor menor de 0.05 indicaría un buen ajuste. Finalmente, la prueba Chi-cuadrado también se ha utilizado con el fin de detectar modelos sobreajustados con valores menores de uno.
Para analizar la validez convergente y diferencial se realizó un ANOVA para observar si existían diferencias significativas en la variable global de ID en función de la participación deportiva, el sexo y la edad de los adolescentes participantes. También se realizó un análisis multivariado de la varianza (MANOVA) para examinar las diferencias existentes en los tres factores de la ID según las mismas variables independientes (participación deportiva, el sexo y la edad de los mismos) y se aplicaron las pruebas post hoc correspondientes. Finalmente, se calculó el peso proporcional que cada uno de los factores de primer orden tenía en la ID global de los adolescentes con distinto nivel de participación deportiva y en función del sexo. Se utilizó el paquete estadístico SPSS v.19.0.
ResultadosValidez factorialSe procedió a estudiar la validez factorial del AIMS-E mediante el AFC. Se hipotetizó la existencia de un modelo a priori consistente en tres factores de primer orden (identidad social, exclusividad y afectividad negativa) y uno de segundo orden (ID). El modelo hipotetizado para la escala AIMS-E fue comprobado y proporcionó un buen ajuste global del modelo.
Con el fin de examinar la idoneidad de su ajuste a los datos se seleccionaron diversos índices de ajuste. El valor Chi cuadrado fue elevado y significativo (χ211 = 23.33, p = .015), lo que indica que los datos se alejan del modelo propuesto. No obstante, tal y como se ha señalado anteriormente, este valor es muy sensible al tamaño de la muestra, por lo que se han tenido en cuenta otros índices de ajuste que señalan una buena adecuación del modelo teórico: GFI = 0.98; AGFI = 0.95; SRMR = 0.02; CFI = 0.99, y RMSEA = 0.05 (IC 90%= 0.02, 0.08).
En la figura 1 encontramos los valores de las saturaciones de los ítems con sus factores asimilables en su interpretación a coeficientes beta, como si se tratara de la pendiente de una regresión. Los resultados indican que los pesos factoriales de todos los ítems son estadísticamente significativos (p< .001), lo cual apoya la adecuación de los ítems en sus respectivas subescalas. Los pesos factoriales entre los factores de primer orden y de segundo orden se encuentran entre 0.87 y 0.92 y los de los ítems correspondientes a los factores de primer orden oscilan entre 0.65 y 0.93. Así, en conjunto, puede señalarse que en esta muestra de adolescentes españoles la estructura del AIMS-E confirmaría los cuatro factores teóricos, tres de primer orden (identidad social, exclusividad y afectividad negativa) y uno de segundo orden (ID).
Consistencia interna y análisis de los ítems
En el análisis de fiabilidad, el coeficiente Alfa de Cronbach del factor de segundo orden ID (α = 0.89), así como los factores de primer orden identidad social (α = 0.80), exclusividad (α = 0.86) y afectividad negativa (α = 0.76), reflejan una buena consistencia interna (Hu & Bentler, 1995). Asimismo, se observan las correlaciones bivariadas entre los ítems de la AIMS-E (tabla 3), todas ellas significativas y con valores moderados o altos, siendo la correlación más alta entre los ítems 4 y 5. El coeficiente de homogeneidad corregido (correlación elemento/total) también presentó valores aceptables para cada uno de los ítems. El rango de la media de puntuación de los ítems osciló entre 3.21 (ítem 5) y 5.16 (ítem 1). Los índices de curtosis univariada y asimetría oscilaron entre 1.88 a -0.85 y entre -0.04 y -0.71, respectivamente. El coeficiente de Mardia fue de 15.71 (estimación normalizada = 14.79), lo que indicó la no normalidad multivariada de los datos y, en consecuencia, la realización de la estimación mediante ML con correcciones robustas.
Correlaciones bivariadas y estadísticos descriptivos de los ítems
| Ítem | Ítem 1 | Ítem 2 | Ítem 3 | Ítem 4 | Ítem 5 | Ítem 6 | Ítem 7 |
|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 1. Me considero un deportista | 1 | ||||||
| 2. Me he propuesto bastantes metas respecto al deporte | 0.69 | 1 | |||||
| 3. La mayoría de mis amigos son deportistas | 0.60 | 0.39 | 1 | ||||
| 4. El deporte es la parte más importante de mi vida | 0.66 | 0.55 | 0.49 | 1 | |||
| 5. Paso mucho más tiempo pensando en el deporte que en cualquier otra cosa | 0.62 | 0.54 | 0.49 | 0.76 | 1 | ||
| 6. Me siento fatal cuando hago las cosas mal en el deporte | 0.53 | 0.48 | 0.33 | 0.49 | 0.50 | 1 | |
| 7. Me deprimiría mucho si me lesionara y no pudiera competir en el deporte | 0.66 | 0.55 | 0.41 | 0.60 | 0.60 | 0.60 | 1 |
| Media | 5.16 | 5.05 | 4.29 | 3.65 | 3.21 | 4.76 | 4.75 |
| Desviación típica | 1.93 | 1.65 | 1.75 | 1.73 | 1.71 | 1.72 | 1.99 |
| Curtosis | −0.66 | 1.88 | −0.85 | −0.85 | −0.70 | −0.45 | −0.85 |
| Asimetría | −0.71 | −0.40 | −0.18 | −0.04 | 0.33 | −0.53 | −0.54 |
| Correlación elemento/total | 0.814 | 0.650 | 0.583 | 0.748 | 0.742 | 0.616 | 0.729 |
Todas las correlaciones son estadísticamente significativas a p < .001.
Con el fin de comprobar las diferencias en la ID de los adolescentes en función de su nivel de participación deportiva y las variables sociodemográficas, se realizaron un ANOVA 3x2x2 (participación deportiva, sexo, edad) para la variable global de ID y un MANOVA 3x2x2 (participación deportiva, sexo, edad) para los tres factores de la escala AIMS-E, la identidad social, la exclusividad y la afectividad negativa. Para ello se utilizó una submuestra de 380 adolescentes de 15 a 18 años de edad.
En el análisis univariado se encontraron diferencias significativas en la ID global en función del sexo (F(1,350) = 26.982, p < .001; η2 = 0.072), de modo que son los hombres (M = 32.02) quienes muestran mayor ID que las mujeres (M = 27.44). También surgió un efecto principal del nivel de participación deportiva (F(2,350) = 104.126, p < .001; η2 = 0.373). Las pruebas post hoc de Bonferroni revelaron que los tres grupos estudiados, agrupados según el nivel de participación deportiva, diferían estadísticamente entre sí en relación con la puntuación obtenida en la ID (M(deportistas) = 37.13; M(activos) = 28.68; y M(inactivos) = 23.37), de este modo se explica un 37.3% la variabilidad de los datos. No surgieron diferencias en función de la edad, ni se hallaron efectos de interacción.
El análisis multivariado reveló un efecto principal significativo de los tres factores de primer orden (identidad social, exclusividad y afectividad negativa) referente a la participación deportiva (lambda de Wilks = 0.552; F(6,696) = 40.183, p < .001; η2 = 0.257) y al sexo (lambda de Wilks = 0.917; F(3,348) = 10.552, p < .001; η2 = 0.083), pero no presentó diferencias significativas entre los dos grupos edad o en la interacción de las diferentes variables independientes. Los resultados también indicaron que la participación deportiva explica la variabilidad en los tres factores de la ID de los/as adolescentes en un 25.7%, mientras que el sexo la explica en un 8.3%.
Los resultados de los ANOVA de continuación mostraron diferencias significativas en función de la participación deportiva en los tres factores que componen la ID, concretamente para la identidad social (F(2,350) = 140.622, p < .001; η2 = 0.446), la exclusividad (F(2,366) = 41.262, p < .001; η2 = 0.191) y la afectividad negativa (F(2,350) = 44.830, p < .001; η2 = 0.204). Según revelaron las pruebas post hoc de Bonferroni, los valores de los tres grupos diferían estadísticamente entre sí, obteniendo puntuaciones más elevadas en cualquier factor los adolescentes del PED, seguidos por los adolescentes no-PED activos y quedando en último lugar los adolescentes no-PED inactivos (tabla 4). De los tres factores, la participación deportiva explicó un porcentaje mayor de variabilidad en la identidad social (44.6%), seguida de la afectividad negativa (20.4%) y la exclusividad (19.1%). El sexo también marcó diferencias significativas en los factores identidad social (F(1,350) = 22.086, p < .001; η2 = 0.059), exclusividad (F(1, 350) = 26.588, p < .001; η2 = 0.071) y afectividad negativa (F(1, 350) = 9.426, p = .002; η2 = 0.026), y los chicos fueron quienes obtuvieron valores superiores a los de las chicas en cualquiera de los tres factores (tabla 4). El factor exclusividad es el que explicó un mayor porcentaje de la varianza en la variable sexo (7.1%), seguido del factor identidad social (5.9%) y un 2.6% en el factor afectividad negativa.
Medias de los factores de primer orden y pesos proporcionales de cada factor sobre la identidad deportiva de cada grupo según la participación deportiva y el sexo
| Identidad social | Exclusividad | Afectividad negativa | |||||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| Media | % | p | Media | % | p | Media | % | p | |
| Participación deportiva | |||||||||
| Adolescentes del PED | 17.68 | (37.7) | <.001 | 8.30 | (26.6) | <.001 | 11.15 | (35.7) | <.001 |
| Adolescentes no-PED activos | 13.21 | (36.3) | 6.34 | (26.1) | 9.14 | (37.6) | |||
| Adolescentes no-PED inactivos | 10.85 | (36.6) | 5.05 | (25.5) | 7.48 | (37.9) | |||
| Sexo | |||||||||
| Mujeres | 13.02 | (37.6) | <.001 | 5.71 | (24.7) | <.001 | 8.71 | (37.7) | .002 |
| Hombres | 14.80 | (36.4) | 7.42 | (27.4) | 9.81 | (36.2) | |||
La tabla 4 también muestra los porcentajes relativos al peso proporcional de cada uno de los tres factores de ID respecto al valor de la ID global de cada grupo. Se observa que la identidad social es el factor que más pesa en la ID de los adolescentes del PED, mientras que en las chicas y los chicos la identidad social comparte importancia con la afectividad negativa. Por otro lado, en los adolescentes no-PED activos y adolescentes no-PED inactivos el factor con mayor contribución a la ID es la afectividad negativa, especialmente en el caso de los no-PED inactivos. Cabe destacar que el factor exclusividad es el que menores puntuaciones obtiene en relación con el resto de factores que conforman la ID de los jóvenes del estudio.
Finalmente, si atendemos a la diferencia entre el grupo que obtiene mayor puntuación y el resto observamos que en el factor exclusividad es donde se marcan las mayores diferencias entre el grupo de adolescentes del PED y el grupo de adolescentes no-PED inactivos (39.16%) y entre los chicos y las chicas (23.05%). En relación con la identidad social, los adolescentes no-PED inactivos obtienen un 38.63% menos de puntuación que los adolescentes del PED y las chicas un 12.03% menos que los chicos. Respecto a la afectividad negativa los adolescentes no-PED inactivos obtienen un valor que se corresponde con un 32.91% menos que el de los adolescentes del PED y la diferencia entre chicos y chicas es de 11.21%, con una mayor puntuación por parte de los chicos.
DiscusiónEste estudio tiene como objetivo ofrecer una escala de medida de la ID (AIMS-E) en lengua española que abarque una visión más amplia de este constructo y dirigida a la población adolescente. El primer paso ha sido analizar las propiedades psicométricas de esta medida que recoge los criterios que permiten establecer las características de una ID y su percepción por parte de los y las adolescentes. El análisis factorial confirmatorio determinó que la escala AIMS-E de Brewer y Cornelius (2001), en su versión española, reproduce la estructura jerárquica y multidimensional de tres factores de primer orden y uno de segundo orden del modelo teórico hipotetizado. Al comparar nuestros resultados con los estudios psicométricos de las versiones anteriores del AIMS observamos que el CFI (0.99) que obtuvimos alcanza el mayor índice de adecuación, después de las versiones holandesa y griega de la AIMS-E (Meijen, 2005; Proios, 2012), superando también a la Public-Private Athletic Identity Scale (Nasco & Webb, 2006) con un CFI = 0.93. El SRMR de 0.02 entra dentro de los valores de adecuación (<0.08), como en el resto de estudios, excepto para los modelos AIMS-A (Brewer et al., 1990), AIMS-C (Brewer et al., 1993a) y AIMS-B (Martin et al., 1994) que obtienen valores de SRMR de 0.11, 0.09 y 0.09, respectivamente. Además, las saturaciones de cada uno de los ítems con sus respectivos factores son altas, especialmente en el caso del factor identidad social, la cual se corresponde con la establecida por los autores del instrumento (Brewer & Cornelius, 2001).
Al comparar nuestros resultados con los estudios psicométricos del AIMS-Plus original (Cieslak, 2004) y el mejorado en su versión al portugués (Cabrita, Rosado, Leite & Sousa,2014), el AIMS-E aplicado a la versión española revela un mejor ajuste global del modelo. Así se observa en los valores del GFI (0.98), CFI (0.99) y RMSEA (0.05), puesto que alcanzan mayor índice de adecuación que los de Cabrita et al. (2014a,b) (GFI = 0.92; CFI = 0.95; RMSEA = 0.07) y de Cieslak (2004) (GFI = 0.73; RMSEA = 0.12).
Respecto a la fiabilidad de la escala, los valores de consistencia interna de los resultados asociados a los modelos anteriores de la AIMS fueron buenos con un rango de Alfa de Cronbach de 0.81 a 0.87 (Brewer & Cornelius, 2001; Brewer et al., 1993a,b; Meijen, 2005), al igual que ocurre en otras validaciones de escalas de medición de la ID. Sin embargo, el Alfa de Cronbach del AIMS-E en nuestra muestra (α =0.89) fue alta y superior a los valores obtenidos en otras validaciones previas, coincidiendo también con el resultado del estudio de Anderson (2004), pero inferior al de Cieslak (2004) (α = 0.93). Asimismo, las alfas de los factores también mostraron un valor alto (entre 0.86 y 0.76) al igual que en el estudio de validación de la AIMS-A de Lamont-Mills y Christensen (2006) realizado en personas adultas (entre 0.88 y 0.65). Por tanto, podemos confirmar que la escala AIMS-E puede emplearse de dos modos: como general (es decir, de segundo orden) o como factores particulares en el caso de que interese conocer las singularidades de la ID. Ambos usos de la escala resultan psicométricamente adecuados.
Por otra parte, la validez convergente y diferencial viene apoyada por los resultados derivados de la aplicación de la escala para conocer el efecto de varias variables independientes sobre la ID, concretamente el tipo de participación deportiva, el sexo y la edad. Respecto a la edad, y en consonancia con el estudio de Wiechman y Williams (1997), no se han encontrado diferencias estadísticamente significativas de ID entre los adolescentes jóvenes (15-16 años) y los adolescentes de mayor edad (17-18 años).
Se trata de un resultado contrario al encontrado por Houle et al. (2010) en dos estudios retrospectivos, realizados con niños y adolescentes, en el que señalan el incremento de ID en el tránsito de final de la niñez a la adolescencia temprana. En cuanto al sexo de los adolescentes, los resultados indican que los chicos de nuestro estudio muestran una mayor ID global que las chicas y también obtienen valores medios más altos en cada uno de los tres factores de primer orden. Estos resultados concuerdan con diversos estudios realizados tanto con personas sanas como con discapacitadas, no solo adolescentes, sino de distintas edades (Brewer & Cornelius, 2001; Brewer et al., 1993a,b; Houle et al., 2010; Macías & Moya, 2002; Tasiemski, Kennedy, Garder & Blaikey, 2004; Wiechmann & Williams, 1997). No obstante, dos estudios no hallaron diferencias significativas en la ID de los sujetos respecto al sexo (Fraser, Fogarty & Albion, 2008; Tusak, Faganel & Bednarik, 2005) y tan solo el trabajo de Groff y Zabriskie (2006), realizado con discapacitados físicos, encontró valores mayores en la ID de las chicas que en la de los chicos.
Con el fin de indagar en la importancia que tenía cada uno de los tres factores de ID respecto al valor de la ID global en función del sexo, se calculó el peso proporcional de cada uno de ellos. Los resultados reflejan que, tanto en chicos como en chicas e independientemente de su nivel de participación deportiva, el factor que más peso tiene sobre la ID es la identidad social, al igual que en el estudio realizado por Lamong-Mills y Christensen (2006), excepto para las mujeres adolescentes no-PED inactivas donde prevalecía el factor afectividad negativa. Asimismo, cabe resaltar que las mayores diferencias por sexo aparecen en el factor exclusividad, de modo que los chicos adolescentes de nuestro estudio consideran el deporte como la parte más importante de su vida, en comparación con las chicas, y manifiestan pasar mucho más tiempo pensando en el deporte que en cualquier otra cuestión.
Si bien la variable sexo explica en un porcentaje significativo las diferencias en la ID global, es la variable participación deportiva la que obviamente explica un porcentaje de la varianza considerable, confirmando la importancia de esta característica psicosocial según el tipo de participación deportiva de los jóvenes. Estos resultados coinciden con otros estudios que relacionan la ID con la participación deportiva de jóvenes y adultos, indicando una asociación positiva entre ambas variables (Brewer & Cornelius, 2001; Lamont-Mills & Christensen, 2006; Macías & Moya, 2002). Concretamente, nuestro estudio indica que los adolescentes del PED obtienen un valor medio mayor en cualquiera de los tres factores de la ID de la AIMS-E en comparación con los adolescentes no-PED activos y adolescentes no-PED inactivos siendo el factor externo de identidad social el que explica un porcentaje casi del 50% la variabilidad de la ID de los adolescentes del PED en comparación con los otros dos tipos de participación. Es decir, para los adolescentes del PED, sentirse deportista, tener aspiraciones deportivas y amigos/as deportistas adquiere mayor importancia que para los adolescentes de los grupos no-PED.
Además, nuestro estudio encuentra diferencias significativas en todos los factores de la ID, siendo siempre los adolescentes no-PED inactivos los que muestran una ID menos marcada que los adolescentes no-PED activos y, sobre todo, que los adolescentes del PED. Estas diferencias son más marcadas en los factores identidad social y exclusividad, al igual que la investigación de Lamont-Mills y Christensen (2006). Si bien el presente estudio no recoge si la muestra de adolescentes no-PED inactivos había realizado actividad física previamente, estos resultados sugieren una menor importancia para este tipo de identidad entre los y las jóvenes que, dentro de su estilo de vida, no tienen incorporadas actividades como entrenar o realizar actividad física habitualmente.
A pesar de que la segregación de la muestra por grupos de participación deportiva es diferente, estos resultados son similares a los de Houle et al. (2010) que encontraron valores inferiores de ID en personas no deportistas de distintas edades, También son similares a los resultados de Tasiemski et al. (2004), en su estudio con personas discapacitadas, donde obtuvieron resultados superiores de ID en aquellos participantes que dedicaban mayor número de horas semanales al deporte, independientemente del sexo.
Finalmente, al explorar la importancia que tenía cada uno de los tres factores respecto al valor de la ID global en función del tipo de participación deportiva, los resultados revelan que la identidad social es el factor que más pesa en los adolescentes del PED. En los adolescentes no-PED activos y no-PED inactivos, por el contrario, los factores internos parecen jugar un papel más relevante en su ID, el sentimiento negativo que les produce hacer algo mal en el deporte es lo que contribuye en un porcentaje mayor a la ID, especialmente en el caso de los adolescentes no-PED inactivos. Sería interesante indagar en las relaciones entre este tipo de factor interno negativo en personas que han sufrido lesiones previas o han tenido experiencias negativas o frustrantes que hayan podido desencadenar un abandono de la práctica físico-deportiva.
El hecho de que el factor exclusividad sea el que menor puntuación obtiene en los distintos tipos de participación deportiva y con respecto al sexo, podría evidenciar que en esta muestra de adolescentes el deporte juega un rol importante, pero convive con otras identidades o roles identitarios que están desarrollándose en esa etapa de la vida. Recordemos que este factor destaca una posible exclusividad del rol deportivo al resaltar que el deporte es la parte más importante de la vida y los pensamientos de los adolescentes giran, en gran medida, en torno al mismo.
ConclusionesLos análisis psicométricos del presente estudio confirman la validez y fiabilidad de la AIMS-E en su traducción al español y, en consonancia con los estudios realizados en otros países, apoyan la adecuación de esta versión traducida para medir el constructo multidimensional de la ID en adolescentes españoles.
La consistencia interna presenta valores altos tanto en el factor de ID global (de segundo orden) como en los tres factores de primer orden (identidad social, exclusividad y afectividad negativa), de modo que tanto el uso global como particular de la escala resultan psicométricamente adecuados. Asimismo, se confirma la validez convergente y diferencial del instrumento, ya que los resultados de su aplicación a una submuestra de adolescentes arrojan valores similares a otros estudios y encuentra diferencias significativas entre los tres grupos de la muestra (adolescentes del PED, adolescentes no-PED activos y adolescentes no-PED inactivos) en cada uno de los tres factores de la escala (identidad social, exclusividad y afectividad negativa) y en función del sexo. Los chicos muestran una mayor ID global que las chicas, así como valores medios más altos en los tres factores de primer orden. Las mayores diferencias surgen en el factor exclusividad, de modo que los chicos consideran el deporte como la parte más importante de su vida, en comparación con las chicas, y manifiestan pasar mucho más tiempo que las chicas pensando en el deporte que en cualquier otra cuestión.
En cuanto al tipo de participación deportiva, los valores de ID global disminuyen conforme se pasa del grupo de adolescentes del PED al grupo de adolescentes no-PED activos y, de este, al grupo de adolescentes no-PED inactivos, que son lo que menor grado de ID presentan. Concretamente, el sentimiento de considerarse deportista y tener amigos deportistas, así como tener aspiraciones deportivas son las características identitarias que definen a los adolescentes del PED. Los adolescentes no-PED activos e inactivos, por el contrario, destacan el factor afectivo (afectividad negativa) como el más relevante en su ID, es decir, el sentimiento negativo que les produce hacer algo mal o lesionarse en el deporte.
En general, una menor importancia otorgada por los/las adolescentes al factor exclusividad puede evidenciar una coexistencia de la ID con otras identidades que estén desarrollándose en esta etapa de su vida.
Conflicto de interesesLos autores declaran no tener ningún conflicto de intereses.
