EVALUACIÓN DE META-PERCEPCIÓN DE META Y FUNCIONAMIENTO MORAL EN ESPECTADORES DE FÚTBOL

Carriedo, A.¹;Cecchini, J.A.² y González, C.³

¹Doctor en Ciencias de la Educación. Facultad de Formación del Profesorado y Educación. Universidad de Oviedo (España) carriedoalejandro@univovi.es

²Catedrático de Universidad. Facultad de Formación del Profesorado y Educación. Universidad de Oviedo (España) cecchini@uniovi.es

³Profesora Titular de Universidad. Facultad de Formación del Profesorado y Educación. Universidad de Oviedo (España) gmcarmen@uniovi.es

Código UNESCO / UNESCO code: 6105.09 Validez de test. 6105.07 Evaluación y Diagnóstico en Psicología

Clasificación Consejo de Europa / Council of Europe classification: 15. Psicología del Deporte / SportPsychology

Recibido 1 de marzo de 2016 Received March 1, 2016

Aceptado 22 de junio de 2016 Accepted June 22, 2016

Carriedo, A.; Cecchini, J.A. y González, C.(2018) Evaluación de meta-percepción de meta y funcionamiento moral en espectadores de fútbol / Evaluation of Metaperception of Goal Orientation and Moral Functioning in Soccer Spectators. Revista Internacional de Medicina y Ciencias de la Actividad Física y el Deporte vol. 18 (70) pp. 341-359.

DOI: http://dx.doi.org/10.15366/rimcafd2018.70.009

RESUMEN

La violencia en el fútbol es un grave problema social. Algunas de sus manifestaciones están relacionadas con el espectáculo deportivo y su tratamiento en los medios de comunicación. La finalidad de este estudio ha sido analizar las propiedades psicométricas de dos escalas en español que miden la meta-percepción de orientación de meta y el funcionamiento moral en espectadores de fútbol. Los participantes fueron estudiantes universitarios (N = 616) que completaron cuestionarios valorando el tiempo dedicado al consumo de programas deportivos sobre fútbol, la meta-percepción de orientación de meta y el funcionamiento moral. Las escalas definitivas mostraron una adecuada validez de constructo, validez convergente y validez concurrente. Estos resultados indican que las nuevas escalas poseen adecuadas propiedades psicométricas, lo que permite una evaluación válida y fiable que mejore el entendimiento de los procesos que operan en los espectadores de deportes como el fútbol.

PALABRAS CLAVE: Validez de escalas, deporte espectáculo, medios de comunicación, espectadores, moralidad

ABSTRACT

Soccer violence is a serious social problem. Some of its manifestations are related to competitive sport and its treatment by the mass media. The purpose of this study was to analyze the psychometric properties of two Spanish scales which measure the metaperception of goal orientation and moral functioning in soccer spectators. Participants (N = 616) reported the time spent viewing soccer sport programming, and rated metaperception of goal orientation and moral functioning. The scales exhibited adequate construct, convergent and concurrent validity. These results indicate that the new scales have adequate psychometric properties, allowing a valid and reliable assessment in order to explain the processes that take place in sport spectators like soccer viewers.

KEY WORDS: Scale’s validation, sport media entertainment, mass media, viewers, morality

INTRODUCCIÓN

Como en años anteriores, el 2016 también ha comenzado ofreciendo noticias de incidentes violentos entre los espectadores de fútbol. En un partido de la Liga Europa, los aficionados del Athletic de Bilbao y del Olympique de Marsella organizaron una virulenta batalla campal antes de acceder al estadio. En febrero del año anterior (i.e., 2015), otro suceso luctuoso situaba al fútbol en el punto máximo de tensión generado por manifestaciones violentas en el deporte. En Egipto, los aficionados más radicales del equipo Zamalek se enzarzaron en una multitudinaria pelea contra la policía que resultó en 30 muertos. Tres años antes, los hinchas de dos equipos del mismo país se involucraron en otra espeluznante contienda que dejó 74 muertos y 136 heridos, convirtiéndose en el peor hecho de violencia en el fútbol en Egipto, y el de mayor número de muertos desde 2001 en Ghana (126 personas murieron en Accra tras un partido entre Hearts of Oaks y Kumasi).

Cuando los especialistas hablan de la violencia en el fútbol diferencian entre la violencia específica de los deportistas y la violencia asociada a las manifestaciones deportivas, e indican que cuanto mayor es la relación entre deporte y espectáculo, mayor es la interacción que hay entre ambos tipos (UNESCO, 1987). Todas estas formas o manifestaciones violentas que acontecen en los espectáculos deportivos se retroalimentan (Russell, 2004), lo que podría favorecer fenómenos de identificación y de introyección. En este sentido, la teoría social-cognitiva (Bandura, 1999) expone que las diferencias individuales y los factores sociales (e.g., la visualización de violencia) regulan la conducta moral, y dentro de esta perspectiva, mediante el proceso de desconexión moral Bandura (1999) intenta explicar las causas de la falta de conexión entre el razonamiento y el comportamiento moral, el cual es similar al fenómeno de moral entre paréntesis propuesto por Bredemeier y Shields (1986) dentro de los contextos deportivos. Por ejemplo, una persona puede razonar que insultar está mal, pero puede justificar dicho comportamiento en un contexto determinado (e.g., durante un partido de fútbol).Del mismo modo, la identificación de una parte del público con uno de los equipos ocasiona reacciones subjetivas y a menudo parciales. Varios estudios han señalado que este fenómeno es un importante predictor de una amplia variedad de reacciones agresivas entre los espectadores (e.g., Wann, 2005; Wann, Belva, Armstrong, Weaver, y Ladd, 2015). Es decir, si los espectadores observan y perciben que los futbolistas justifican su comportamiento agresivo y antideportivo dentro de los estadios de fútbol, y a su vez, este es magnificado en los medios de comunicación, es más probable que los aficionados acaben manifestando formas similares de razonamiento moral. Aunque existen varios instrumentos para abordar el problema del funcionamiento moral y la violencia en deportistas (e.g., Kavussanu y Ntoumanis, 2003; Oliva, Calleja, y Pozo, 2012), prácticamente son inexistentes los que abordan ese mismo problema en los espectadores.

FUNCIONAMIENTO MORAL

Las investigaciones que vinculan los medios de comunicación y el funcionamiento moral se han visto limitadas por la necesidad de una medida objetiva del contenido moral que los espectadores pueden percibir en los programas que ven (Glover, Garmon, y Hull, 2011). Una serie de trabajos han analizado los Mensajes Morales en los Medios (MMM), resultando en la identificación de diez conductas morales que se consideran evidentes en la programación audiovisual (e.g., Glover, 2005; Glover y Garmon, 2007). Estos incluyen seis mensajes positivos: toma de perspectiva, disculpa, perdón, cuidado/afecto, amabilidad e ira sana, así como cuatro mensajes negativos: ira, engaño/egocentrismo, insultos/prejuicios y amenazas (Glover et al., 2011). Todas estas dimensiones aparecen en el fútbol como espectáculo. Algunas variables cognitivas podrían ser especialmente importantes como mecanismos mediadores entre la exposición a la violencia y la conducta agresiva. Por ejemplo, estudios previos han encontrado que la creencia de que la agresión es aceptable predice la conducta agresiva (Calvete, 2008; Huesmann y Guerra, 1997; Orue y Calvete, 2012).

Para examinar el papel de las metas de logro sobre el funcionamiento moral en los contextos deportivos se ha utilizado el modelo de Rest (1984). Este modelo propone que para entender el comportamiento moral deben analizarse cuatro procesos: a) interpretación de la situación, b) formación de un juicio sobre lo que debería hacerse en dicha situación, c) la intención, y d) la conducta. Todos estos procesos se ven implicados en el funcionamiento moral y son parte de su desarrollo. Así, una deficiencia en cualquiera de ellos podría resultar en un bajo desarrollo moral. Rest (1984) también propuso que estos cuatro procesos interactúan entre sí, y que se retroalimentan unos a otros. Numerosos estudios han usado el modelo de Rest en el deporte (e.g., Cecchini, González, y Montero, 2008; Gibbons, Ebbeck, y Weiss, 1995; Kavussanu y Roberts, 2001; Kavussanu y Ntoumanis, 2003; Stuart y Ebbeck, 1995) y en otros ámbitos (e.g., Rest, 1994). Kavussanu y Roberts (2001), y Cecchini et al. (2008), examinaron el papel de las metas de logro en tres de los cuatro componentes del modelo de Rest. Concretamente, en el juicio moral, en la intención y en el comportamiento. En ambos estudios se midieron estos tres índices del funcionamiento moral (i.e., juicio, intención y comportamiento) a través de tres dilemas diferentes, por lo tanto, y según la literatura, parece que el método más apropiado para examinar la estructura factorial del funcionamiento moral es la aproximación multirrasgo-multimétodo (MRMM) del Análisis Factorial Confirmatorio (AFC) (ver Marsh y Grayson, 1995). Además, en estos dos estudios, el 3CT 3UM (3 factores de rasgo correlacionados y 3 factores de método no correlacionados, CT = rasgos correlacionados; UM = factores de método no correlacionados) y el 3 CTCU (3 factores de rasgo correlacionados, aunque los efectos del método son inferidos de los términos de unicidad que están correlacionados con las medidas de las variables evaluadas por el mismo método, CU = Singularidad correlacionada) fueron los únicos modelos que tuvieron una excelente forma y que proporcionaron soluciones adecuadas.

ORIENTACIÓN DE META

La teoría de metas de logro ha sido enormemente útil para adquirir una comprensión del afecto, cognición, y comportamiento en situaciones del deporte y del ejercicio (e.g. Roberts, 2001; Whitehead, Andree, y Lee, 2004). Esta teoría postula que los individuos interpretan el significado subjetivo del éxito de dos maneras principales que se corresponden con dos metas de logro: metas de tarea y metas de ego. Una persona que adopta una meta de tarea definirá el éxito o interpretará la competencia en términos de dominio o mejora de la tarea. Mientras que una persona que adopta una meta de ego definirá el éxito o interpretará la competencia en términos normativos, tales como ganar o superar a los otros. Según esta teoría, el uso del engaño y de la agresión para demostrar competencia en sentido normativo sería irrelevante en los deportistas que están orientados a la tarea, sin embargo, en aquellos orientados al ego, sería más factible que se saltasen las normas y se comportasen de un modo antideportivo para ganar porque basan el éxito en la victoria. Un gran número de estudios han apoyado estas predicciones. Específicamente, se ha relacionado la orientación al ego con la aprobación de actos intencionalmente injuriosos entre jugadores de baloncesto de instituto y universidad (Kavussanu y Roberts, 2001).

Para estudiar las orientaciones de metas de logro en el deporte se necesitan instrumentos validos que midan de manera fiable las orientaciones de meta disposicionales. Como acabamos de ver, se han desarrollado diversas escalas para medir estos conceptos en el contexto deportivo. El primer intento para medir la orientación de meta en el deporte corresponde a Gill y Deeter (1988) quienes diseñaron el Sport Orientation Questionnaire. Sin embargo, no tuvieron en cuenta la teoría de las metas de logro por lo que su escala no podía medir los constructos considerados en dicha teoría (Marsh, 1994). Nicholls (1989) argumentó que para medir las metas de logro de las personas, estas debían ser preguntadas sobre los aspectos que les hacen sentir éxito en un contexto dado. Según esta idea, Duda (1989), Duda y Nicholls (1992), Roberts y Balague (1991) y Treasure y Roberts (1994) desarrollaron diversas escalas para medir las orientaciones de meta de logro en el deporte. Para ello incorporaron preguntas relacionadas con los criterios que utilizaban las personas para identificar si habían logrado éxito. Duda y sus colaboradores escogieron un cuestionario que Nicholls, Patashnik, y Nolenm (1985) habían desarrollado en el ámbito académico y modificaron su texto de modo que fuera específico para el contexto del deporte. Este nuevo instrumento denominado Task and Ego Orientation in Sport Questionnaire (TEOSQ: Duda, 1989; Duda y Nicholls, 1992) ha demostrado repetidas veces que tiene índices de validez y fiabilidad aceptables para medir la orientación a la tarea y al ego. Por este motivo ha sido exitosamente utilizado en el contexto deportivo. Roberts y Balagué (1991) argumentaron que el contexto deportivo era muy diferente del ámbito académico por lo que era necesario diseñar un cuestionario que midiera la percepción de éxito en el deporte. De esta manera, Roberts, Treasure, y Balagué (1998) utilizaron diversos procedimientos de desarrollo de escalas, tales como los que recomienda la Asociación Americana de Psicología (APA) para crear un instrumento que pudiera utilizarse de manera fiable en el contexto deportivo. Así, desarrollaron y validaron el Perception of Success Questionnaire (POSQ) para medir de forma fiable las metas de logro específicamente en el contexto deportivo. Al principio la escala contaba con 29 ítems, de los cuales 17 fueron eliminados para conformar la actual escala de 12, donde 6 miden la orientación a la competitividad y 6 a la maestría. Estos autores demostraron que ambas orientaciones eran ortogonales y que ambas subescalas tenían una elevada consistencia interna y una fuerte validez concurrente y de constructo. Por lo tanto, concluyeron que el POSQ era un instrumento válido y fiable para medir las orientaciones de meta en el deporte.

PERCEPCIÓN Y META-PERCEPCIÓN

Las “meta-percepciones” generalmente se refieren a las estimaciones que una persona tiene sobre las percepciones de otra persona. Diferentes estudios han hecho hincapié en la necesidad de diferenciar entre las percepciones directas y las meta-percepciones (e.g., Snyder y Stukas, 1999). Las percepciones directas se refieren a las opiniones que las personas tienen de sí mismas o de los otros, mientras que las meta-percepciones representan las estimaciones que se establecen con respecto a los pensamientos de otras personas significativas (e.g. Kenny y Acitelli, 2001). A partir de la obra de Laing, Phillipson, y Lee (1966), el papel de las meta-percepciones ha sido durante mucho tiempo objeto de investigación dentro de la psicología social. Si bien sabemos que estas dos variables están relacionas, la literatura indica que las personas generalmente no basan sus meta-percepciones en la reacción de los compañeros de interacción. En su lugar, las personas suelen mirar hacia su interior, no hacia el exterior, e infieren que sus compañeros de interacción los ven como ellos se ven a sí mismos (Malloy, Albright, Kenny, Agatstein, y Winquist, 1997). Es decir, en la mayoría de las circunstancias, la auto-percepción es la base sobre la que se construye la meta-percepción (Frey y Tropp, 2006). Sin embargo, en las situaciones en que los resultados dependen de los juicios de los otros se puede atenuar esta dependencia estricta de las auto-percepciones (Kaplan, Santuzzi, y Ruscher, 2009). Se ha observado que cuando existe una asimetría de poder, donde los resultados dependen de alguien en una posición más poderosa, la gente escudriña más de cerca los motivos de esa otra persona y de sus comportamientos (Stevens y Fiske, 2000). Recientemente varios estudios han destacado la importancia de este tipo de cognición entre los entrenadores y los atletas, destacando que los primeros tienen una fuerte influencia sobre el comportamiento de los segundos (Adie y Jowett, 2010; Cecchini, Fernández-Río, y Méndez-Giménez, 2015). De la misma manera, futbolistas y espectadores no interaccionan al mismo nivel, por lo que creemos que podría haber una relación similar en la que los jugadores son exhaustivamente observados y analizados por los aficionados. Aunque diversos trabajos están comenzando a desvelar cómo estas relaciones afectan a los deportistas, la interacción existente con los espectadores es prácticamente desconocida. Por esta razón consideramos necesario establecer la validez de un cuestionario que permita analizar la meta-percepción de orientación de meta en espectadores de fútbol.

En definitiva, el propósito de este estudio es analizar las propiedades psicométricas de dos nuevas escalas en español que midan la meta-percepción de orientación de meta y el funcionamiento moral en espectadores de fútbol. Para ello se utilizan como punto de partida los cuestionarios: Perception of Success Questionnaire (Roberts, Treasure, y Balague, 1998), y el de Funcionamiento Moral (Gibbons, Ebbeck, y Weiss, 1995; Kassuvanu y Ntoumanis, 2003).

MATERIAL Y MÉTODOS

PARTICIPANTES

La muestra estuvo formada por 616 estudiantes universitarios que cursaban estudios sin relación directa con el deporte. Como se verá más adelante, el presente estudio se desarrolló en dos fases. En la primera participaron 261 sujetos (103 varones y 158 mujeres) y en la segunda un total de 355 (181 varones y 174 mujeres). Las edades oscilaban de 18 a 40 años (Fase 1, M = 19,19, DT = 3.28; Fase 2, M = 19,16, DT = 5,25). De la muestra total, 596 datos estaban completos (i.e., no tenían valores perdidos) y en los 20 restantes faltaba < 8% de información. Los datos perdidos fueron atribuidos con valores procedentes de una regresión múltiple en la que las puntuaciones de tres ítems que provenían de un mismo conjunto de indicadores (i.e., ítems que median el mismo constructo) fueron utilizados como variables predictoras. Aunque la estimación de máxima verosimilitud (ML) es considerada como la aproximación más eficiente para manejar los valores perdidos, Bentler (2005) señala que cuando la cantidad de datos perdidos es pequeña (como en nuestro caso), los métodos de imputación mediante regresión pueden sufrir solo perdidas pequeñas de eficiencia (para una discusión más elaborada sobre los métodos de imputación mediante regresión, consúltese Byrne, 2001).

No existe un consenso entre los investigadores en cuanto al número de participantes necesarios para que las estimaciones del análisis confirmatorio sean fiables. Más que un N determinado, lo que sí parece claro es que la fiabilidad del modelo depende mucho de su complejidad y del número de participantes con que cuenta el investigador para contrastarlo (Jackson, 2003; Kline, 2005). En este estudio se utilizó el método de MacCallum, Brown, y Sugawara (1996) para calcular la muestra necesaria que permitiera medir el ajuste de los modelos de ecuaciones estructurales sobre la base del RMSEA. De acuerdo con este método, para realizar un análisis de la muestra se necesitan cinco factores que deben tenerse en cuenta. Estos factores son los grados de libertad, el nivel de significación, la potencia deseada, el valor nulo de RMSEA, y el valor alternativo de RMSEA. Los procedimientos estadísticos fueron administrados por el programa Statistical Analysis System (SAS) y las rutinas del programa R (versión 3.2.1), que son entornos de software para computación y gráficos estadísticos. De esta manera se obtuvo un código para cada conjunto de variables que subsecuentemente fue insertado en las rutinas de R, obteniendo así el valor exacto de la muestra necesaria para cada estudio. La muestra mínima resultante fue de 119 para el cuestionario de meta-percepción de éxito y de 196 para el de funcionamiento moral.

MEDIDAS

Consumo de programación deportiva sobre fútbol. El tiempo dedicado al seguimiento del fútbol en los medios de comunicación social se midió con tres ítems que recogían los minutos semanales que se dedicaban a: 1) ver partidos de fútbol por la televisión; 2) ver o escuchar programas deportivos sobre el fútbol en la televisión y/o en la radio; 3) leer noticias relacionadas con el fútbol en los periódicos o en internet. Posteriormente se recodificaron las variables de 1 a 5 puntos tomando como referencia la duración de un partido de fútbol (1 = 0 minutos; 2 = hasta 90 minutos; 3 = desde 91 hasta 180 minutos; 4 = desde 181 hasta 360 minutos; 5 = más de 360 minutos).

Meta-percepción de orientación de meta. Para valorar las estimaciones que tienen los espectadores sobre las percepciones de otras personas, en este caso la percepción del éxito del equipo favorito se utilizó el Perception of Success Questionnaire (POSQ; Roberts, Treasure, y Balague, 1998) adaptado al consumidor de espectáculos deportivos (Apéndice 1). De manera que los sujetos respondieron a la raíz “Como aficionado, siento que mi equipo favorito tiene éxito cuando…” mediante una escala Likert de 5 puntos que oscilaba entre 1 (totalmente en desacuerdo) y 5 (totalmente de acuerdo). El POSQ es una escala de 12 ítems: 6 de orientación a la tarea (e. g. “rinde a su mejor nivel de habilidad”) y 6 de orientación al ego (e. g. “es claramente superior a los demás”). El POSQ ha mostrado tener una consistencia interna satisfactoria con un coeficiente alfa de Cronbach de 0,90 para la subescala tarea y de 0,84 para la subescala ego (Roberts et al., 1998). Su robustez también fue confirmada en español por Cervelló, Escartí, y Balagué (1999).

Funcionamiento moral. El funcionamiento moral se valoró usando un instrumento elaborado en base al desarrollado por Gibbons et al. (1995), modificado posteriormente por Kassuvanu y Ntoumanis (2003), validado en español por Cecchini et al. (2008), y adaptado en el presente estudio a espectadores de fútbol. Se usaron tres dilemas (alternativas) en referencia a comportamientos antideportivos que probablemente ocurran en los consumidores de programas deportivos que apoyan, consienten o animan comportamientos que implican: engañar al árbitro, quebrantar una norma y dañar intencionadamente a un oponente. Así, el juicio, la intención y el comportamiento fueron valorados en cada dilema. El juicio se midió pidiendo a los espectadores que juzgaran si era apropiada la conducta descrita durante un partido crucial. Para valorar la intención debían indicar si ellos apoyarían o animarían esa conducta. Por último, el comportamiento se midió preguntándoles cuantas veces habían actuado así como espectadores en los últimos cinco partidos (Apéndice 2). En todos los casos las respuestas variaban desde 1 (nunca) hasta 5 (muy a menudo). Estas cuestiones se han utilizado en investigaciones previas que han valorado los índices del funcionamiento moral en contextos deportivos (Cecchini et al., 2008, Kavussanu y Ntoumanis, 2003; Kavussanu y Roberts, 2001).

PROCEDIMIENTO

En primer lugar se obtuvo la aprobación del comité de Ética de la Universidad donde se realizó el estudio. Acto seguido se solicitó una autorización a los decanos de varias facultades para administrar un cuestionario a sus estudiantes. El estudio se realizó en dos fases. En la primera se recogieron datos para realizar los análisis exploratorios de los instrumentos (n = 261), y en la segunda se volvió a recoger información para confirmar los resultados obtenidos (n = 355). En ambas etapas, un investigador externo a las facultades seleccionadas se presentó en las aulas antes de que se iniciaran las lecciones con la intención de reclutar participantes que quisieran participar en el estudio. Así, todos los presentes fueron informados de que su participación sería anónima y voluntaria, que no obtendrían ningún beneficio económico o académico, que todas sus respuestas serían confidenciales y que podrían retirarse del estudio en cualquier momento. Finalmente, en la misma aula se administró un cuestionario a todos los estudiantes que dieron su consentimiento informado. Fueron alentados a contestar todas las preguntas tan honestamente como fuese posible y a solicitar ayuda en caso necesario. El cuestionario fue completado aproximadamente en 15-20 minutos.

ANÁLISIS DE DATOS

En la fase 1 se realizó un Análisis Factorial Exploratorio (AFE) en el cuestionario de meta-percepción de orientación de meta. Se decidió utilizar el método de extracción de Máxima verosimilitud con una factorización oblicua Oblimin directo porque a pesar de que las dimensiones propuestas originalmente por Nicholls (1989) eran conceptualmente independientes y de que la validez de constructo de la escala original de Roberts et al. (1998) estableció una correlación despreciable entre los dos factores, en este estudio exploratorio se pretende realizar una validación de un nuevo instrumento (basado en uno previo), y por lo tanto, para no imponer la ortogonalidad de los factores se utilizó una rotación oblicua que no ocultase una posible relación de dependencia entre ambos (Ferrando y Lorenzo-Seva, 2014). También se calculó el valor de la medida de adecuación del muestro de Kaiser-Meyer-Olkin y el contraste de esfericidad de Bartlet. Para la extracción del número de factores se aplicó el criterio autovalor superior a la unidad, y para asignar los ítems a los factores se consideraron las cargas factoriales mayores a 0,40. También se eliminaron aquellos ítems que presentaron una saturación cruzada superior a 0,40 en los dos factores extraídos.

Debido a las características del cuestionario de medida del funcionamiento moral se realizó como prueba de validez convergente-discriminante la matriz multirrasgo-multimétodo (diseño MRMM, sistematizado por Campbell y Fiske en 1959). La validez convergente se calculó con el alfa de Cronbach, mientras que la validez discriminante se calculó con las correlaciones entre las variables.

En la fase 2 se realizó un Análisis Factorial Confirmatorio (AFC) para contrastar los modelos de medida propuestos. Así, se calculó la estimación normalizada del coeficiente Mardia y, en base a ella, se decidió utilizar un análisis basado en el estadístico Satorra-Bentler chi-cuadrado (S-Bχ²; Satorra y Bentler, 1994) y en los estimadores estándar robustos implementados en el programa estadístico EQS 6.1. Esta decisión fue tomada porque el habitual estadístico de máxima verosimilitud chi-cuadrado (MLχ²) sirve como corrección para χ² cuando las suposiciones de distribución son violadas (véase, por ejemplo, Byrne, 2008; Curran, West, y Finch, 1996). La evaluación de la bondad del ajuste de los datos se determinó sobre la base de criterios múltiples (Byrne, 2008): como índices de ajuste incremental se empleó el *CFI (Comparative Fit Index; Bentler, 1990), como medida de los índices de ajuste absoluto que determinan el grado en que el modelo predice la matriz de covarianza se utilizó también el *RMSEA (Root Mean Square Error Approximation; Browne, y Cudeck, 1993) y el SRMR (Standardized Root Mean Square Residual). El *CFI representa la versión robusta del CFI que se calcula en base al estadístico S-Bχ². Hu y Bentler (1999) sugieren un valor de 0,95 como indicativo de buen ajuste. El *RMSEA es una versión robusta del usual RMSEA y tiene en cuenta el error de aproximación en la población. Esta discrepancia se expresa por cada grado de libertad, por lo que es sensible a la complejidad del modelo. Los valores inferiores a 0,05 indican un buen ajuste, y valores tan altos como 0,08 representan errores razonables de aproximación. Para completar el análisis también se incluyó el intervalo de confianza al 90% proporcionado por *RMSEA (ver Steiger, 1990). Por último, un valor inferior a 0,08 en el SRMR es indicativo de un buen ajuste (Hu y Bentler, 1999).

Como el funcionamiento moral fue medido a través de tres dilemas, el análisis factorial confirmatorio (AFC) multirasgo-multimétodo (MTMM) se consideró el más conveniente para examinar su estructura (Marsh y Grayson, 1995). Los tres índices del funcionamiento moral fueron considerados como rasgos (juicio, intención y comportamiento), mientras que los tres dilemas se consideraron como métodos para valorar los diferentes rasgos. El propósito de este análisis es averiguar la relación entre rasgos cuando los efectos del método de varianza y error aleatorio están presentes. El análisis AFC MTMM valora la validez convergente, validez discriminante y los efectos del método. Grandes cargas en factores de rasgo proporcionan apoyo para la validez convergente, que se refiere a la estabilidad de los rasgos a través de diferentes métodos (ver Marsh y Grayson, 1995). Las correlaciones muy grandes entre factores de rasgo sugieren la falta de validez discriminante entre rasgos. Y finalmente, grandes cargas en factores de método indican efectos de método, es decir, variación en las respuestas, la cual es específica para cada dilema.

De acuerdo con Marsh y Grayson (1995) se ha comprobado y comparado los principales modelos del MTMM (Tabla 2). El primero postula factores de rasgo correlacionados (3CT). El segundo postula tres rasgos correlacionados y tres factores de método correlacionados (3CT 3CM). El tercer modelo postura factores de rasgo correlacionados y factores de método no correlacionados (3CT 3UM). El cuarto modelo también postula factores de rasgo, pero los efectos de método son inferidos de los términos de unicidad que están correlacionados con las medidas de las variables evaluadas por el mismo método (3CTCU). Para elegir el modelo más apropiado se evalúan los índices de forma y se comprueba si el modelo ha convergido a una solución apropiada, es decir, si los parámetros calculados están dentro de una extensión de valores permisibles (Marsh y Grayson, 1995). Si un modelo falla en la convergencia o si converge a una solución impropia, entonces no es considerado creíble. Se calculó la estimación normalizada del coeficiente Mardia y, en base a ella, se decidió utilizar el método de estimación antes comentado.

La validez concurrente se calculó mediante un análisis de estructura de covarianzas en el que se incluyó la meta-percepción de orientación de meta, el funcionamiento moral y el consumo de programación deportiva dedicada al fútbol. Con base en la investigación previa, se espera encontrar una correlación entre estas variables y un adecuado ajuste de los datos.

RESULTADOS

ANÁLISIS EXPLORATORIOS

El análisis factorial exploratorio del cuestionario de meta-percepción de orientación de meta reveló dos factores que en su conjunto explicaban el 56,73% de la varianza. No obstante, dos ítems tuvieron que ser eliminados porque mostraron una saturación cruzada superior a 0,40. Uno de meta-percepción de tarea y otro de meta-percepción de ego tuvieron que ser eliminados (véase Apéndice 1). El nuevo análisis factorial mostró una buena estructura: Prueba de esfericidad de Bartlett (1.388,29, p < 0,001), KMO (0,87), porcentaje de varianza explicada meta-percepción de ego (43,06%), meta-percepción de tarea (15,95%). Los alfas de Cronbach fueron 0,87 y 0,89 para meta-percepción tarea y ego respectivamente.

En lo que respecta al cuestionario de funcionamiento moral, aunque los tres factores están bastante relacionados (Tabla 1), la matriz multirrasgo-multimétodo evidenció que existe validez discriminante entre ellos.

Tabla 1. Alfa de Cronbach y Correlación entre las variables del Funcionamiento Moral

ANÁLISIS CONFIRMATORIOS

Los resultados mostraron que la estimación normalizada del coeficiente Mardia para el cuestionario de meta-percepción de orientación de meta de 10 ítems era relativamente grande (curtosis multivariante = 48,49). La estructura factorial tuvo una excelente forma, S-B χ²(34) = 64,15, p < 0,01; χ²/d.f. = 1,89; *CFI = 0,97; *RMSEA (90% CI) = 0,05 (.031 – .069); SRMR = 0,04. Las cargas de los factores fueron amplias (cargas medias del factor M-P ego = 0,76; M-P Tarea = 0,79) y la correlación entre ellos fue moderada (0,45), por lo que la validez convergente y discrimínate parece adecuada.

En cuanto al cuestionario de funcionamiento moral, el coeficiente Mardia también era relativamente grande (curtosis multivariante = 54,61). En la Tabla 2 se presentan los resultados de este análisis. Puede comprobarse que el 3CT 3UM y el 3CTCU fueron los únicos modelos que tuvieron una excelente forma y que proporcionaron soluciones apropiadas. El modelo 3CTCU fue seleccionado por el posterior SEM porque los modelos CT x CU son considerados los más rigurosos de los modelos MTMM (Marsh y Grayson, 1995).

Tabla 2. Índices de Bondad de Forma para el Funcionamiento Moral y Modelos de los pasos formulados

Las cargas del factor rasgo y la varianza de unicidad del modelo 3CTCU fueron casi idénticas a las de la Figura 1. Las cargas del factor rasgo asociadas con los otros dilemas fueron amplias (cargas medias del factor rasgo = 0,71). El modelo global de las cargas del factor rasgo indicaron un grado moderado de validez convergente. Casi todas las correlaciones observadas (excepto en el engaño al árbitro) entre la unicidad de los términos de las variables evaluadas por el mismo método estuvieron por encima de 0,50 (media r = 0,56), indicando la presencia de efectos de método relativamente grandes. Las correlaciones entre los factores de rasgo fueron 0,86 entre juicio e intención, 0,73 entre juicio y comportamiento, y 0,80 entre intención y comportamiento, indicando así, baja validez discriminante. Sin embargo, debería advertirse que las correlaciones de factor son más elevadas que las correlaciones de Pearson porque no contienen errores de medida. Además, el modelo CT x CU tiende a ser una prueba conservadora de la validez discriminante (Marsh y Bailey, 1991).

Validez concurrente

El análisis de estructura de covarianzas que incluyó la meta-percepción de orientación de meta, el funcionamiento moral y el consumo de programación deportiva dedicada al fútbol mostró un buen ajuste: S-B χ²(191) = 265,64, p < 0,001; χ²/d.f. = 1,39; *CFI = 0,98; *RMSEA (90% CI) = 0,03 (.023-.042); SRMR = .04. La potencia estadística de la prueba del modelo de la estructura de la covarianza mediante el RMSEA = 0,88.

Figura 1. Estructura de covarianzas entre el modelo Jerárquico 3CTCU, las orientaciones de meta-percepción de meta y el consumo de programación de fútbol en espectadores.

DISCUSIÓN Y CONCLUSIONES

El propósito de este estudio fue analizar las propiedades psicométricas de dos cuestionarios que permitiesen, por primera vez, evaluar de manera válida y fiable la meta-percepción de orientación de meta y el funcionamiento moral en espectadores de fútbol. El punto de partida fueron, respectivamente, el POSQ (Roberts et al., 1998) que es un cuestionario que mide la percepción de éxito en el deporte y que en este trabajo ha sido adaptado para medir la meta-percepción del éxito de los futbolistas; y la adaptación española de Cecchini et al. (2008) del Cuestionario de Medida del Funcionamiento Moral en el Deporte elaborado por Kavussanu y Ntoumanis (2003) a partir del desarrollado por Gibbons et al. (1995), y que también ha sido adaptado en este trabajo para medir el juicio, la intención y el comportamiento de los espectadores de fútbol.

El análisis factorial exploratorio del Cuestionario de Meta-percepción de Orientación de Meta en Espectadores de Deportes mostró la existencia de dos orientaciones consistentes con la teoría de meta de logro (Nicholls, 1989), es decir, la meta-percepción de orientación a la tarea y la meta-percepción de orientación al ego. Sin embargo, dos ítems tuvieron que ser eliminados, lo que es consistente con lo observado en otros estudios (Cecchini et al., 2008; Kassuvanu y Ntoumanis, 2003). El resultado final es una escala con fuertes cargas factoriales y una consistencia interna elevada (α = 0,89 en M-P tarea y α = 0,87 en M-P ego), consistentes con las observadas en la escala de referencia por Roberts et al. (1998). La correlación entre factores fue superior a la observada en el cuestionario de referencia (0,47), sin embargo, no daña su poder discriminante. Creemos que esto puede ser debido al proceso de meta-percepción que lleva al espectador a relacionar con mayor intensidad ambas dimensiones de la orientación de meta. El análisis factorial confirmatorio evidenció que la estructura factorial tuvo una excelente forma, también similar a la observada en otros estudios en la escala de referencia (Cecchini et al., 2007; Roberts et al., 1998). Estos resultados muestran cómo las estimaciones que los espectadores tienen sobre las percepciones de otras personas, en este caso la percepción del éxito del equipo favorito, son consistentes con las que los propios deportistas tienen sobre ellos mismos. Si bien sabemos que las personas generalmente no basan sus meta-percepciones en la reacción de los compañeros de interacción, cuando las situaciones en que los resultados dependen de los juicios de los otros se puede atenuar esta dependencia estricta de las auto-percepciones (Kaplan, Santuzzi, y Ruscher, 2009), modificando así, esta asimetría de poder. Cuando los resultados dependen de alguien en una posición más poderosa, en este caso los futbolistas, los espectadores escudriñan más de cerca los motivos de esa otra persona y de sus comportamientos (Stevens y Fiske, 2000).

En el cuestionario de Medida del Funcionamiento Moral en Espectadores de Fútbol observamos un comportamiento similar. El análisis factorial confirmatorio mostró tres rasgos (juicio, intención y comportamiento) medidos por tres métodos. El 3CT 3UM y el 3CTCU fueron los únicos modelos que tuvieron una excelente forma y que dieron como resultado soluciones apropiadas, siendo consistente con lo observado en el funcionamiento moral de jugadores de fútbol (Cecchini et al., 2008). Las cargas del factor rasgo indicaron un grado moderado de validez convergente, y las correlaciones observadas entre la unicidad de los términos de las variables evaluadas por el mismo método mostraron la presencia de efectos de método relativamente grandes. No obstante, el modelo CT x CU tiende a ser una prueba conservadora de la validez discriminante (Marsh y Bailey, 1991). Todos estos resultados son consistentes con los observados en deportistas (Cecchini et al., 2008; Kavussanu y Ntoumanis, 2003; Kavussanu y Roberts, 2001).

El análisis de estructura de covarianzas que incluyó la meta-percepción de orientación de meta, el funcionamiento moral y el consumo de programación deportiva dedicada al fútbol, además de mostrar un buen ajuste, evidenció la relación entre estos cuatro factores, salvo entre meta-percepción de tarea y funcionamiento moral.

De modo que, por primera vez es posible medir estos dos constructos en los espectadores de deportes, permitiendo así un mejor entendimiento de los procesos que operan entre los aficionados. Este avance es importante porque la valoración de dichas variables en los deportistas ha permitido desarrollar e implementar exitosamente programas de intervención moral en el deporte. De la misma manera, estos hallazgos abren las puertas a futuras investigaciones que permitan identificar una relación entre el consumo de espectáculos deportivos, la meta-percepción de orientación de meta y el funcionamiento moral en los aficionados. Es decir, se facilitará el análisis de factores cruciales en la relación entre los aficionados al deporte y su moralidad, y por lo tanto, se aspira a conseguir los mismos logros que se han obtenido con los deportistas. Sin embargo, este estudio tiene algunas limitaciones. La primera es la similitud de sus preguntas con las escalas originales. Teniendo en cuenta que miden el mismo constructo pero desde la óptica de una tercera persona, el espectador, creímos que podría ser positivo mantener una estructura similar para posteriores contrastes. La segunda se refiere a que hemos utilizado una muestra compuesta por estudiantes universitarios, por lo tanto sería muy interesante que futuras investigaciones tratasen de analizar las propiedades psicométricas de estas dos escalas en otras poblaciones.

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Número de citas totales / Total references: 58 (100%)

Número de citas propias de la revista / Journal’s own references: 1 (1,72%)

APÉNDICE 1

APÉNDICE 2

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