Escala de Crenças Irracionais aplicadas a atletas: Proposta de interpretação
através do Modelo de Créditos Parciais
INTRODUÇÃO
O objetivo geral desta pesquisa foi obter evidências de validade e precisão,
apresentar uma proposta de interpretação da Escala de Crenças Irracionais (ECI)
baseada na Teoria de Resposta ao Item frente a uma população de atletas, bem
como comparar essas evidências com os estudos que introduziram a escala no
Brasil, realizado com amostra compostas por estudantes universitários (Yoshida
& Colugnati, 2002).
Definidas como interpretações ilógicas que sujeito desenvolve a respeito de si
mesmo, das pessoas ao seu redor e do mundo em geral, as crenças irracionais
caracterizam-se como o foco principal da Terapia do Comportamento Racional
Emotivo-REBT desenvolvida por Ellis (1995). Sua importância baseia-se no fato
de que as mesmas caracterizam-se como produtoras de emoções negativas e
comportamentos disfuncionais, o que consequentemente distancia os indivíduos de
comportamentos adaptativos e dificulta o alcance das metas e objetivos, podendo
inclusive originar distúrbios emocionais, comportamentais e interpessoais
(David, Lynn, & Ellis, 2010; Ellis, 2003).
Nessa perspectiva, o principal objetivo do psicoterapeuta fundamentado na REBT
é despender esforços junto ao paciente para identificar essas crenças,
compreender o desenvolvimento e manutenção destas ideias, e substitui-las por
crenças racionais, ou seja, aquelas pautadas em percepções realistas de si
mesmo, das relações pessoais e do ambiente do qual faz parte (Ellis, 2003).
Segundo Lega (2002) ao contrário das crenças irracionais, as crenças racionais
baseiam-se em percepções funcionais do indivíduo, o que possibilita interações
mais realistas consigo mesmo, com o ambiente ao redor e eventos futuros.
Pesquisas empíricas têm demonstrado à efetividade da REBT junto ao contexto
esportivo. Nesta direção, o estudo conduzido por Elko e Ostrow (1991),
apresentou eficácia das REBT para o rebaixamento de elevados níveis de
ansiedade de ginastas universitárias. Turner e Barker (2013) observaram a
diminuição significativa de crenças irracionais e ansiedade cognitiva em jovens
atletas da modalidade críquete após serem submetidos a três sessões de
aconselhamento, realizadas semanalmente, e duas tarefas realizadas em casa com
foco no controle da ansiedade e reconhecimento das próprias necessidades.
Também Turner, Slater, e Barker (2014) verificaram os efeitos de um
workshopeducacional, baseado no modelo REBT, nas crenças irracionais de atletas
de futebol. Análise pré e pós intervenção, avaliados antes do workshop (pré-
teste), imediatamente após (pós-teste), e seis semanas após o workshop (follow-
up) demonstraram redução temporária das crenças, com tamanho do efeito avaliado
através do dde Cohen igual a 1.11 para pós teste e 0.74 para (follow-up), de
modo a indicar a efetividade desta técnica frente à população de atletas.
Vale ressaltar que a definição de crenças irracionais passou a ser valorizada
no contexto esportivo desde as discussões propostas pelo próprio Albert Ellis,
quando apresentou as crenças irracionais mais comuns aos atletas e suas
influências no desempenho esportivo (Ellis, 1982, 1994). Segundo Ellis (1982)
existiria quatro principais crenças irracionais específicas que podem acometer
os atletas e interferir negativamente no rendimento esportivo: 1) Devo ser
perfeito em minha modalidade esportiva, se eu não conseguir serei um
incompetente; 2) Devo fazer tudo certo para ganhar o amor e a aprovação dos
outros; 3) Todo mundo deveria me tratar com respeito e justiça sempre; e 4)
as situações enfrentadas diariamente nunca devem sair do meu controle, as
quais deveriam ser identificadas quanto sua presença e seus efeitos
minimizados através de intervenções psicológicas pertinentes. Além disso, Ellis
(1994) identificou crenças irracionais gerais que poderiam prejudicar os
atletas na busca de seu melhor desempenho: Se eu não fizer bem, eu sou
incompetente e Devo fazer bem, porque se não, o que vão dizer?, as quais
também merecem atenção.
Para Ellis (2003) quando as pessoas desenvolvem grande apego ao sucesso e ao
reconhecimento tendem a tornarem-se ansiosos devido a incessante busca desses
objetivos, o que consequentemente contribui para desenvolvimento de
perturbações psicológicas e prejuízo quanto à resolução das tarefas que o
levariam ao sucesso. Especificamente no contexto esportivo, o autor destaca que
as crenças irracionais são desenvolvidas no decorrer do desenvolvimento pessoal
do atleta, bem como na sua relação com as equipes esportivas. Como consequência
podem refletir desde as pressões sofridas pelos pais e pessoas significantes no
início da carreira, até mesmo as exigências sociais, dos técnicos e
companheiros de equipe pela vitória a qualquer custo (Ellis, 1982, 1994). De
acordo com Llamas e Abello (2008) as crenças irracionais podem prejudicar os
atletas à medida que estes se distraem emocionalmente e distanciam-se do foco
necessário para a realização das tarefas ligadas aos treinamentos e
competições, de maneira a aumentar as emoções negativas e prejudicar
diretamente o desempenho esportivo.
Nessa direção, pesquisadores (Llamas & Abello, 2008; Román & Savoia,
2003; Turner & Barker, 2013) tem buscado descrever a relação entre crenças
irracionais e outros fatores psicológicos no contexto esportivo. De modo geral
o que se observa é a hipótese de que indivíduos com maiores índices de crenças
irracionais apresentam menor desempenho esportivo e maior desgaste emocional,
ao contrário dos sujeitos que apresentam menores índices, os quais desfrutam de
melhor desempenho, bem como menor sofrimento psicológico (Ellis, 1994; Sparkes,
2011). Por esse motivo, torna-se essencial que as crenças irracionais sejam
trabalhadas junto a esportistas, e que o profissional prático tenha disponíveis
instrumentos adequados para avaliação deste construto (Turner & Barker,
2014).
É crescente o número de pesquisas empíricas com o objetivo de operacionalizar e
estimar as relações entre crenças irracionais e outros construtos psicológicos,
bem com o rendimento esportivo. Para Matta, Bizzaro, e Reppood (2009) os
volumosos investimentos científicos relacionados a esse construto estão
diretamente relacionados à importância clínica das crenças irracionais nos mais
diferentes contextos, haja vista que elas são causas de desconforto
psicológico, comportamentos disfuncionais e psicopatologias. Dessa maneira, o
conhecimento a respeito das crenças irracionais passa ser um importante
requisito aos profissionais da psicologia para que possam fazer frente a elas
junto a seus pacientes, notadamente pelos profissionais inseridos no contexto
do esporte e do exercício físico (Castiblanco & Delgado, 2004; Ellis, 1994;
Sparkes, 2011; Taylor, 1994). Haja vista a importância do sucesso esportivo na
vida dos atletas e a pressão sofrida por eles no decorrer de competições e
treinamentos (Sarkar & Fletcher, 2013), a impossibilidade de pensar
racionalmente o paradoxo sucesso/fracasso profissional (Dryden & Branch,
2008) acaba por atuar de modo a contribuir para o desenvolvimento de crenças
irracionais.
Contudo, estudos envolvendo crenças irracionais no contexto esportivo têm
sofrido de uma limitação, a falta de instrumentos que apresentem evidências de
validade e precisão na avaliação deste construto nessa população específica
(Turner & Barker, 2014). Observa-se também que essa limitação não se
restringe ao âmbito científico, mas atinge também o contexto prático onde os
psicólogos do esporte estão inseridos, especialmente quando considerado o
número de atletas existentes nas equipes esportivas, o que exige dos
profissionais inúmeras estratégias a fim de capturar tais informações. Dessa
forma, um instrumento com objetivo de avaliar as crenças irracionais com
evidências de validade e precisão, adaptado para uso junto a essa população
traria benefícios ao processo avaliativo, aos profissionais que atuam na área e
aos sujeitos avaliados, principalmente se houver a possibilidade de colher as
informações através de uma aplicação coletiva e, portanto mais rápida. A
criação ou adaptação de um teste voltado especificamente para uso em atletas
permitiria ainda que as inferências realizadas a partir dos escores dos
instrumentos apresentassem suporte em evidências empíricas apropriadas,
conforme recomendação da área (AERA, APA, NCME, & Joint Committee on
Standards for Educational and Psychological Testing, 1999; Muñiz, 2005; Primi,
Muniz, & Nunes, 2009), de modo a oferecer segurança quanto aos seus
resultados e interpretações em uma área ainda marcada pela lacuna existente em
relação à avaliação psicológica.
Isso porque, o que se observa atualmente é uma escassez de pesquisas que se
prestem a esse objetivo, destacando-se os trabalhos desenvolvidos por Mariño
(2003), de estudos de adaptação e normatização do Irracional Beliefs Test (IBT)
para a população de atletas colombianos. É notável também esforços despendidos
por estudiosos de diferentes partes do mundo para preenchimento desta lacuna
por meio da utilização de instrumentos que apresentem estudos de validade e
precisão para outras populações. Dentre estes estão Sparkes (2011) que avaliou
uma amostra composta por snooker e golfistas londrinos utilizando os seguintes
instrumentos: Common Beliefs Survey (CBS) desenvolvido por Bessai (1997) e o
Shortened General Attitude and Belief Scale (SGAB) de Linder, Kirkby, Wertheim,
e Birch (1999). O último instrumento também foi utilizado por Turner e Barker
(2013) para avaliação de cricketers ingleses, bem como por Turner, Slater, e
Barker (2014) para avaliação de futebolistas da mesma nacionalidade. Já
Siqueira (2011) avaliou adolescentes futebolistas brasileiros por meio do
Inventário de Crenças Irracionais (ICI) de Newmark, Frerking, Cook, e Newmark
(1973) e o Inventário de Crenças Irracionais (ICI) de Hayslip, Galt, Lopez, e
Nation (1994). No entanto, nota-se que no Brasil grande parte das pesquisas
realizadas com esportistas faz uso de estratégias qualitativas para obtenção de
informações a respeito das crenças irracionais (Román & Savoia, 2003), o
que consequentemente limita o tamanho da amostra destes estudos.
Considerando a importância do construto psicológico crenças irracionais para os
psicólogos inseridos no contexto esportivo e a necessidade de um instrumento
capaz de avaliar essa população de forma precisa e válida, esta pesquisa teve
como principal objetivo a obtenção de evidências de validade, precisão e
desenvolvimento normas interpretativas da Escala de Crenças Irracionais-ECI
(Malouff & Schutte, 1986) para a população de atletas. Vale ressaltar que a
escala foi traduzida para o português por Yoshida e Calugnati (2002) e as
primeiras evidências de validade foram obtidas em amostra composta por
estudantes universitários.
Para a escolha do instrumento a ser utilizado nesta pesquisa baseou-se nos fato
do instrumento já contar com versão em português que contemplasse um número
reduzido de itens e que já apresentasse evidências validade e precisão para
alguma população diferente da estudada nesta pesquisa. A partir de então, foram
elaboradas questões que nortearam a pesquisa aqui relatada: 1) Qual é a
estrutura fatorial que a ECI apresenta quando avaliados atletas de alto
rendimento? 2) A ECI é precisa e confiável para avaliar essa população? 3)
Quais são os índices de dificuldade e ajuste dos itens da ECI?. Além disso,
buscou-se estimar as primeiras normas interpretativas da escala para uma
população de atletas, bem como comparar os resultados obtidos com os
encontrados no estudo realizado com amostra de estudantes universitários.
MÉTODO
Participantes
A amostra, selecionada por conveniência foi composta por 205 atletas com idade
entre 18 e 48 anos (média ± desvio padrão = 22.44 ± 5.25), dos quais 50.7% eram
do sexo masculino. Os participantes eram representantes das seguintes
modalidades esportivas: Futsal (26.3%), Basquete (23.4%), Vôlei (21.5%), Rugby
(10.7%), Natação (9.3%) e Atletismo (6.8%), inscritos nas instituições
federativas estaduais das respectivas modalidades esportivas nas categorias
Adulta (73.7%) e Juvenil (26.3%). Quanto ao estado civil 86.8% eram solteiros,
11.2% casados e 2% divorciados. Já em relação ao nível de escolaridade, 17.6%
possuíam ensino superior completo, 35.6% com ensino superior incompleto, 34.1%
ensino médio completo, 10.7% ensino médio incompleto, 0.5% ensino fundamental
completo e 1.5% ensino fundamental incompleto.
Instrumentos
Dados sociodemográficos: esta ferramenta teve como principal objetivo a
investigação das características da amostra como idade, sexo, estado civil,
modalidade esportiva e escolaridade.
Escala de Crenças Irracionais: desenvolvida por Malouff e Schutte (1986) é
composta de vinte itens, nos quais os respondentes apontam a concordância/
discordância através de uma escala de tipo Likert de 5 pontos que variam de
discordo fortemente (1) a concordo fortemente (5). Na avaliação final a
somatória de pontos que vai de 20 a 100 indica a magnitude do traço latente
(crenças irracionais). Embora não existam estudos de normatização para
população brasileira assume-se que maiores índices no escore total do
instrumento estão associados a maiores intensidades no traço psicológico
avaliado (Matta et al., 2009; Yoshida & Colugnati, 2002).
Com o objetivo de adaptar este instrumento à realidade brasileira, Yoshida e
Calugnati (2002) realizaram estudos de tradução, precisão e validade da ECI
para a população de universitários. Para tanto utilizaram os métodos de
tradução reversa, consistência interna, teste-reteste e análise de componentes
principais. As análises resultaram na extração de 16 itens agrupados em uma
solução unidimensional, com variância explicada de 18.87%. O alfa de Cronbach
obtido foi de 0.73. O índice de precisão teste-reteste da escala foi 0.88 para
a amostra masculina e 0.82 para a amostra feminina. Já o estudo da versão
original, realizado com uma amostra de estudantes universitários americanos,
obteve solução unidiensional, composta pelos 20 itens da escala original e
apresentaram índices de consistência interna igual a 0.80, medido através do
coeficiente alfa de Cronbach, bem como índices de correlação Pearson para
análise de teste-reteste igual 0.89 (Malouff & Schutte, 1986).
Procedimentos
Inicialmente o projeto da pesquisa foi aprovado pelo Comitê de Ética em
Pesquisa com Seres Humanos (Parecer 9899/2012). Posteriormente, o pesquisador
realizou contato com as equipes esportivas através das informações contidas em
sites de federações esportivas, bem como por sua rede de contatos. Em um
segundo momento, foram contatados os diretores dessas equipes esportivas a fim
de obter autorização formal por parte das instituições. Assim, entrou-se em
contato com os técnicos das respectivas equipes para agendar uma apresentação
da pesquisa aos potenciais participantes (atletas). No intuito de interferir o
mínimo possível na rotina dos indivíduos envolvidos, as apresentações foram
agendadas para momentos posteriores aos treinamentos, nos quais o pesquisador
informava os objetivos da pesquisa aos atletas e técnicos, procedimentos de
participação, riscos e cuidados éticos. Aos atletas que aceitavam participar da
pesquisa solicitava-se que assinassem o Termo de Consentimento Livre e
Esclarecido. As aplicações dos instrumentos foram realizadas em espaços
localizados nos próprios centros de treinamentos, coletivamente, sendo que,
para tanto, buscava-se condições mínimas de privacidade para a aplicação dos
procedimentos propostos.
Análises Estatísticas
Para a análise das evidencias de validade da estrutura interna da ECI avaliou-
se inicialmente a medida de adequação da matriz de correlação através do
Kaiser-Meyer-Olkin (KMO) e Teste de Esfericidade de Bartlett. Posteriormente
realizou-se análise de componentes principais. De acordo com Hair, Black,
Babin, Anderson, e Tatham (2009), trata-se de uma técnica de interdependência
que tem por principal objetivo a definição das estruturas inerentes entre as
variáveis em análise. As definições desses grupos de variáveis recebem o nome
de componentes, que representam padrões de correlações entre as variáveis
observadas que possam ser explicados por construtos latentes (Gouveia, Santos,
& Milfont, 2009; Primi, 2012). Assim, os componentes adquirem significados
diante daquilo que, em conjunto, as variáveis representam. Por fim, realizou-
se a análise paralela com objetivo de determinar o número ótimo de componentes
da escala (Horn, 1965).
Na busca de evidências da precisão da ECI frente à população de atletas, as
respostas ao instrumento foram submetidas à análise empírica para a estimativa
de consistência interna, por fator e para a escala total, por meio do
coeficiente Alfa de Cronbach (α ). O principal benefício desta técnica refere-
se à necessidade de única aplicação do instrumento. Em relação aos índices de
precisão, conforme indicado na literatura, considerou-se a existência de
confiabilidade das medidas quando alcançado coeficientes superiores a 0.70
(Gouveia et al., 2009; Martins, 2006; Primi, 2012).
Para determinar o tamanho da amostra foi utilizado o critério da razão itens/
sujeitos segundo o qual a amostra deve ter entre 5 e 10 sujeitos, por item do
instrumento (Hair et al., 2009). Além disto, atendeu-se ao critério de número
mínimo de participantes sugerido por Pasquali (2010) e Gouveia et al. (2009)
para a realização da análise de componentes principais, o que sugerem que a
amostra seja superior a 200 participantes. Assim sendo, atingiu o número de
participantes necessário para obtenção de probabilidade de erro do Tipo 1 de
0.05 e uma probabilidade de erro do Tipo 2 de apenas 1% ou poder estatístico de
0.99 quando atingido alfa menor que 0.05.
Por fim, utilizou-se a Teoria de Resposta ao Item (TRI), mais especificamente o
Modelo Rasch-Masters Partial Credit Model através do método de estimação
maximum likelihood, para a verificação dos seguintes parâmetros: índices de
dificuldade dos itens (theta), índices de ajuste dos itens (infit outfit) e
níveis de traço latente dos participantes (theta). Neste cenário, os índices de
ajustes se referem ao sumário dos resíduos entre respostas esperadas pelo
modelo e observadas. Entende-se por infit o nível de ajustamento dos padrões de
respostas, sensível em categorias com valores de dificuldade próximos aos
valores de theta da pessoa. Já o outfit é sensível a padrões inesperados de
respostas quando a diferença entre o theta e a dificuldade das categorias é
muito grande (Primi, Carvalho, Miguel, & Muniz, 2010). Segundo Linacre
(2002)) estes valores podem variar de 0 ao infinito, onde valores próximos de 1
indicam bom ajuste. Desta forma, seguindo critérios convencionalmente adotados
na literatura buscou-se valores maiores que 0.7 e menores que 1.3 (Bond &
Fox, 2001; Smith, 1996).
Para o desenvolvimento de normas de interpretação para ECI, foram utilizados
procedimentos estatísticos específicos, como a análise do mapa de pessoas-
itens, para interpretação com referência no item (Embretson & Reise, 2000).
Vale destacar que as análises com base na TRI foram realizadas separadamente
para cada um dos componentes que compuseram a ECI, em respeito aos pressupostos
de unidimensionalidade e independência local, exigidos por esse procedimento
(Pasquali, 2007; Pasquali & Primi, 2003). Para tanto se utilizou o programa
WINSTEPS (Linacre, 1991) para as análises de TRI, e o IBM SPSS versão 20, para
análise de componentes principais, analise paralela e avaliação da consistência
interna.
RESULTADOS
Estrutura interna
Quanto aos indicadores de adequação do modelo e fatorabilidade dos itens,
observou-se medida de adequação KMO igual (0.794) e o teste de Esfericidade de
Bartlett igual a χ² (190) = 810.05, p <0.01, valores que indicavam a adequação
dos dados ao tipo de análise pretendida. Com base nestes resultados avançou-se
para análise de componentes principais, sem a utilização de método rotacional,
onde obteve solução com seis componentes com eigenvalues superiores a um e
total de variância explicada igual a 55%. Considerando a fragilidade do
critério de Kaiser para retenção dos componentes recorreu-se a análise paralela
(Hayton, Allen, & Scarpello, 2004), que demostrou a pertinência de extração
de dois componentes, conforme apresentado na Figura_1.
De acordo com a Figura_1 a Análise Paralela indica que os dois primeiros
eigenvalues obtidos através dos dados reais apresentam valores superiores
aqueles obtidos através das matrizes fatoradas aleatoriamente, os três
primeiros valores foram (4.50, 1.65 e 1.44) para os dados reais e (1.70, 1.56 e
1.50) para os dados aleatórios. Diante desses resultados optou-se pela
definição a priori do número de componentes a serem extraídos. Para tanto,
foi testada a solução com dois componentes, com método rotacional Promax, para
a escolha do método rotacional oblíquo, baseou-se no racional teórico de
existência de correlações entre possíveis componentes que emergiram do
construto em avaliação. A través da solução com dois componentes (Tabela_1),
obteve-se explicação de variância igual a 30.77%, bem como agrupamentos dos
itens passíveis de interpretação teórica, uma vez que estes abarcavam duas
diferentes dimensões do construto Crenças Irracionais.
Conforme apresentado na Tabela_1, a primeira dimensão, foi composto por 10
itens, nota-se que todo os itens apresentaram bons índices de cargas
componenciais entre 0.37 e 0.67, o que demonstra representatividade dos mesmos
na avaliação da dimensão proposta (Marôco, 2010). Quanto à interpretação
teórica esses itens tinham como principal objetivo a avaliação das Crenças
Irracionais ligadas a situações ou características que não podem ser
modificadas, nas quais restavam aos indivíduos permanecerem na situação atual e
não despender esforços para modificá-la. Nesse sentido, o foco da avaliação
corresponde à verificação do nível de Crenças Irracionais embutido nos
sentimentos e percepção dos sujeitos frente situações passadas.
O segundo componente foi constituído de 8 itens, todos se mostravam bons
representantes do construto com cargas componenciais que variavam entre 0.54 e
0.78. Em relação à interpretação teórica pode-se observar que esta dimensão
congregava itens com objetivo de avaliar Crenças Irracionais frente à resolução
de situações atuais e futuras. Assim as principais questões a serem avaliadas
por esses dizem respeito ao grau em que as características pessoais impedem a
resolução de problemas atuais e futuros.
Além disso, pode se observar índices de correlação item-total entre os itens e
componentes delimitados que variavam entre 0.30 e 0.61 para o primeiro
componente, e entre 0.31 e 0,44 para o segundo. A apropriada definição desta
solução dimensional foi avaliada também através dos índices de consistência
interna destas dimensões, que apresentaram alfa de Cronbach igual a 0.76 e
0.66, respectivamente. Contudo, observa-se que os itens 1 e 7 não apresentaram
carga componencial acima de 0.30 em nenhuma das dimensões, sendo excluídos.
Dessa forma a escala foi delimitada com 18 itens, dos quais 10 compuseram a
primeira dimensão e oito deles a segunda, com índice de consistência interna
para a escala total igual 0.80. Tais resultados mostram-se favoráveis às
primeiras evidências de validade da estrutura interna e precisão da ECI frente
à população de atletas.
Análise das propriedades dos itens através TRI
A partir Modelo Rasch, mais especificamente o Masters Partial Credit Model,
buscou-se estimar os seguintes parâmetros dos itens dificuldade (parâmetro b),
e índices de ajuste (infite outfit). Os resultados são apresentados na Tabela
2. Salienta-se que, no procedimento de ancoragem optou-se por fixar as médias
de dificuldade dos itens em zero, possibilitando assim a identificação da
métrica.
Observa-se, na Tabela_2, pouca variação em torno da média em relação à
dificuldade dos itens de ambas as dimensões, apontando a predominância de itens
com dificuldade média, ou seja, nenhum item apresentando-se como muito fácil ou
muito difícil para amostra avaliada (Primi et al., 2010). Contudo, nota-se que,
para o segundo fator, esta variação é ainda menor (M=0; DP=0.36; Min=-0.44;
Max=0.66) quando comparado ao primeiro (M=0; DP=0.41; Min=-0.38; Max=0.91),
todos com baixo índice de erro padrão adicionado à medida. Destaca-se que os
índices negativos denunciam itens mais fáceis de serem endossados pela amostra
avaliada, haja vista procedimento de ancoragem utilizado.
Já em relação aos índices de ajustes os resultados mostraram, conforme pode ser
visualizado na Tabela_2, que os valores de infit para o primeiro fator
revelaram variações entre 0.76 (item 14) e 1,21 (item 15), indicando que todos
os 10 itens que representam o fator apresentaram índices considerados adequados
(menor que 1.30), conforme recomendação da literatura. O mesmo foi observado
para os itens que compõem o segundo fator, vide as variações dos índices entre
0.86 (item 15) e 1.07 (item 13).
Na avaliação da estatística outfit observa-se que no fator 1 os índices
variaram entre 0.71(item 14) e 1.41 (item 15), salientando-se o valor
apresentado por este último, pouco acima do valor desejado, de modo a indicar
que o mesmo não se ajusta as previsões esperada pelo modelo. Já para o segundo
fator esta variação não assume valores extremos, entre 0.77 (item 19) e 1.06
(item 11). Assim pode-se considerar que ambas as dimensões são representadas
por itens com bons índices de ajuste.
Análise dos mapas de itens
O último passo consistiu em uma tentativa de estimar normas preliminares para
interpretação da ECI quanto à avaliação de atletas. Para tanto, utilizou-se os
fundamentos da TRI e a interpretação referenciada no item (Primi et al., 2010),
por meio da análise do mapa de itens. Vale ressaltar que, no mapa, os itens são
apresentados em ordem de dificuldade e não em ordem numérica. Desta maneira, o
item mais facilmente endossado pelos participantes localiza-se na base do mapa,
seguindo uma ordem crescente de dificuldade, sendo que, o mais difícil de ser
endossado, localizar-se-á no topo do mapa. Os mapas são apresentados para cada
um das dimensões nas Figuras_2 e 3, respectivamente.
Na Figura_2 pode-se observar que sujeitos que apresentam nível de traço latente
um desvio padrão abaixo da média (representado pela letra S na linha
horizontal, lado esquerdo, na parte de baixo da Figura), no caso, as crenças
irracionais, tendem a assinalar a alternativa nem concordo nem discordo em
todos os itens que compõem a primeira faixa, a qual contempla os itens 18, 8,
6, 15, 20, 10 e 14, marcando usualmente a alternativa 3 na escala Likert.
Assim, mostram ter dúvidas em identificar-se com os conteúdos apresentados
pelos itens, os quais envolvem alta necessidade de ser amado por pessoas
importantes, achar terríveis situações que apresentem resultados diferentes do
que gostaria e não gostar de incertezas sobre o futuro. Já em relação à segunda
faixa, composta pelos itens 13, 12 e 5, os sujeitos tendem a discordar quanto à
capacidade destes itens descrevê-los, endossando a alternativa discorda um
pouco (ponto 2 na escala Likert). Desse modo que não reconhecem em si o
conteúdo de tais itens, os quais envolvem intensão de punir pessoas que tirar
vantagem injustamente, aborrecimento frente a situações ruins eminentes e
maneiras de agir tão cristalizadas que jamais poderiam ser modificadas.
Por outro lado, pessoas com níveis de crenças irracionais um desvio padrão
acima da média tendem a concordar fortemente com o conteúdo apresentado nos
itens 18, 8, 6, 15, 20, 10, assinalando a alternativa 5 da escala Likert
(concorda fortemente). Tais itens envolvem crenças relacionadas necessidade
de se sentir amado por pessoas importantes, alta frustração frente situações
apresentem resultados diferentes do que gostaria, necessidade de estar
realizando algo para obter autossatisfação e não gostar de incertezas sobre o
futuro. Já em relação à segunda faixa, no item 14 tais indivíduos usualmente
tendem a marcar a alternativa 4, Concorda um pouco o qual aborda crença
relacionada a frustração quando as coisas não ocorrem da forma que eles
gostariam, sendo que somente no item 5 os sujeitos apresentaram dúvida quando a
concordância ou discordância, assinalando não concorda nem discorda, cujo
conteúdo versa sobre impossibilidade de modificar maneiras de agir habituais.
Isso indica a relativa facilidade de endosso dos itens para amostra avaliada,
haja vista que sujeitos com nível de theta médio apresentariam pontuações
elevadas nesta dimensão: de acordo com o procedimento de transformação em
escore total, proposto pelo modelo de créditos parciais, igual a 38, enquanto
indivíduos localizados na escala de theta 1 DP abaixo de média 26 e sujeitos
com nível de theta1 DP acima da média igual a 43. Ressalva-se que os escores
podiam variar entre 10 e 50.
Em relação aos resultados apresentados no mapa de itens referentes à segunda
dimensão observa-se, na Figura_3, que os indivíduos com nível de crença
irracional abaixo da média (um DP), tendem a discordar de todos os itens que
compõem o fator, vide que tendem a endossar a alternativa 2, Discorda um
pouco nos itens 16, 2, 3, 17, 4 e 11, cujo conteúdo abrange crenças
relacionadas a sentimentos de que as situações não poderão apresentar
resultados melhores que os habituais, percepção das emoções negativas como
resultantes de pressões externas, falta de controle sobre as coisas que saem
erradas, percepção das pessoas injustas como ruins, bem como percepção de que o
passado influencia intensamente as decisões futuras. Tendem a discordar
fortemente do conteúdo representado pelos itens 9 e 19, os quais dizem respeito
à impossibilidade melhorar uma situação ruim da vida, e entendimento de que é
melhor ignorar os problemas pessoais do que tentar resolvê-los.
Em outro oposto, indivíduos com nível de crenças irracionais um desvio padrão
acima da média tenderiam a assinalar a alternativa concorda um pouco (4 na
escala Likert), nos itens 16, 2, 3 e 17, concordando parcialmente com crenças
de que as situações não poderão apresentar resultados melhores que os
habituais, emoções negativas como resultantes de pressões externas e falta de
controle dos sentimentos quando as coisas que saem erradas. Contudo estas
pessoas apresentariam dúvida nos itens 4, 11 e 9, que se referem à percepção
das pessoas injustas como ruins, influencia intensa do passado sobre decisões
futuras, bem como sensação de que é melhor esperar do que tentar melhorar uma
situação ruim da vida. E por fim discordariam do item 19 que diz respeito à
impossibilidade de resolver os problemas pessoais sendo, portanto, melhor
ignorá-lo.
O que indica, para amostra avaliada, maior dificuldade em endossar os itens
que compõem a segunda dimensão da ECI. Nesta direção sujeitos com nível de
theta médio apresentaram escore total igual a 19, os indivíduos com nível de
theta um 1 DP abaixo da média 13, enquanto sujeito com nível de theta 1 DP
acima da média 28. Considerando que os escores podiam variar entre 8 e 40.
DISCUSSÃO DOS RESULTADOS
Esta pesquisa orientou-se através dos seguintes objetivos: obter evidências de
validade e precisão, apresentar normas de interpretação da Escala de Crenças
Irracionais (ECI) frente à população de atletas, bem como comparar essas
evidências com os estudos realizados com a população universitários. No
entanto, a sua realização esteve pautada na necessidade prática de ampliação
do espectro instrumental disponíveis aos psicólogos que atuam junto a atletas
na tarefa de avaliar e fornecer a melhor intervenção a estes indivíduos, haja
vista a importância deste construto para a população de esportistas (Ellis,
1982, 1994; Llamas & Abello, 2008; Román & Savoia, 2003; Turner &
Barker, 2013, 2014).
Quanto às propriedades psicométricas da ECI observa-se que a solução
bidimensional apresentou-se mais adequada quanto à proposta de avaliação de
atletas. Contudo, observa-se que a estrutura obtida neste estudo diferencia-se
da estrutura unidimensional apresentada por (Yoshida & Colugnati, 2002)
junto à amostra composta por estudantes universitários de modo que pode-se
hipotetizar a influência das características da amostra nos resultados obtidos.
Pois embora os participantes de ambas as pesquisas apresentem idade próxima
(22.44 anos; DP= 5.25, para os atletas e 21.3 anos; DP=3.98 para os
universitários), suas atividades profissionais, bem como nível de escolarização
foram consideravelmente diferentes, o que o que confirma os apontamentos
teóricos quanto à necessidade de estudos específicos deste construto para
população esportiva (Mariño, 2003; Sparkes, 2011; Turner & Barker, 2014).
Nos resultados apontados pela análise de componentes principais, destaca-se que
os itens 1 e 7 não apresentaram cargas componenciais consideráveis em nenhuma
das dimensões. Desta maneira a escala ficou constituída, em uma versão com
evidência de validade para esta amostra específica, por 18 itens com índice de
consistência interna, similares ao encontrado por Malouff e Schutte (1986)
junto a estudantes universitários americanos. Em comparação com os estudos
realizados com a população de estudantes universitários brasileiros por Yoshida
e Calugnati (2002), observa-se que os índices alcançados nesta pesquisa
apresentaram melhor adequação ao definido pela literatura. Para a população de
universitário foi sugerida solução unidimensional com variância explicada de
18.87% e consistência interna igual a (α= 0.73). Embora nesta pesquisa tenha-se
adotado uma solução bidimensional observam-se melhores índices de variância
explicada: 22.49 para o primeiro fator e 8.26 para o segundo. Além disso, a
solução adotada neste estudo congrega maior número de itens do que a versão
para universitários, ou seja, 18 ao invés de 16.
Através do Masters Partial Credit Modelpode-se verificar os índices de ajustes
infit/outfit,e dificuldade de cada um dos itens que compuseram ambas as
dimensões. Os resultados indicam que, com exceção do item 15, todos os itens
da escala se ajustaram ao padrão de resposta esperado pelo modelo. Contudo, o
item 15 apresentou Infit dentro do esperado, portanto não precisa ser visto com
um problema a dimensão, já que é capaz de prever o padrão de resposta de
sujeitos que apresentam nível de habilidade próximo ao seu nível de
dificuldade, apresentando-se menos indicado apenas para previsão de resposta
entre sujeitos com nível de habilidade muito distante do seu nível de
dificuldade, o que é menos preocupante (Smith, 1996; Wright & Linacre,
1994).
No que diz respeito à dificuldade dos itens as estatísticas descritivas
demonstram que nenhum item (em ambas as dimensões) se apresentou muito difícil
ou muito fácil de serem endossados pela população estudada. Contudo, observa-se
no mapa de itens que aqueles que compuseram o primeiro fator, são em geral mais
fáceis de serem endossados pelos atletas quando comparado aos itens que
compuseram o segundo fator. Nesse sentido vale lembrar que os maiores pontos na
escala Likert indicam maior concordância com afirmativa, e consequentemente
maiores índices de Crenças Irracionais. Tais achados convergem com as
expectativas teóricas de que os atletas sejam pessoas treinadas para confrontar
os problemas atuais e futuros inerentes ao contexto e ao cotidiano esportivo
(Peixoto, 2012). Para tanto são submetidos a treinamentos extensivos e
competições para que possam dar soluções a esses problemas, eliminando a
possibilidade dos fracassos do passado serem determinantes para os insucessos
no futuro.
Já em relação ao primeiro fator, que compreende Crenças Irracionais ligadas a
situações que não podem ser modificadas, essas se tornam mais fáceis de serem
identificadas pelos atletas. Desse modo caracterizam-se como itens mais fáceis
de serem endossados por eles, de maneira a não se mostrarem muito
discriminativos na identificação dos diferentes níveis de crenças irracionais.
Desta forma, pode-se afirmar que os itens que compõem o segundo fator são,
nesse sentido, mais informativos para identificação de pessoas com maiores
níveis de Crenças Irracionais, dada a necessidade de maior nível de traço
latente para que o sujeito marque valores mais altos na escala, tais
informações apresentaram-se como de grande relevância quando aplicadas ao
contexto prático, onde o instrumento é utilizado para compor o diagnóstico
esportivo, fundamentando a escolha da melhor intervenção psicológicas a ser
realizada.
CONSIDERAÇÕES FINAIS
Entende-se que a pesquisa em questão pode responder ambas as perguntas
estabelecidas inicialmente quanto à determinação da estrutura fatorial que a
ECI apresentaria na avaliação de atletas de alto rendimento, obtenção de
evidências de confiabilidade, indicativos dos níveis de dificuldade e ajuste
dos itens, bem como apresentação de normas interpretativas para a escala. Por
tanto, conclui-se que o instrumento apresentou boa adequação para avaliação da
população de atletas, mostrando-se promissor para o uso profissional. Em
relação ao desenvolvimento das normas interpretativas através da TRI, mais
especificamente o procedimento mapa de item-pessoas apresentou-se como uma
alternativa importante aos profissionais e pesquisadores da área, haja vista
que este possibilita não apenas saber a localização sujeito em relação à média,
mas também o entendimento do padrão de resposta com base no conteúdo do item.
Desta forma, este trabalho pode servir como o primeiro passo rumo ao
preenchimento desta lacuna ainda existente na psicologia do esporte brasileira.
Por fim, destacam-se as algumas das limitações dessa pesquisa como a composição
de uma mostra por conveniência e não aleatória, a falta de representatividade
nacional, já que os participantes eram prioritariamente da região sudeste do
país, bem como a necessidade de novos estudos que busquem outras evidências de
validade para ECI frente essa população específica.
