Muñoz-Villena, A.J.^{1, 2}; De la Vega Marcos, R.³; Cremades, G.^†4 y González-Hernández, J.^{5, 6}

¹ Doctorando en Ciencias de la Actividad Física y el Deporte, Facultad de Educación. Universidad Autónoma de Madrid (España) aj.munnoz@gmail.com

² Responsable Departamento Psicología deportiva Fútbol Base Elche CF SAD (España)

³ Dto. Educación Física, Deporte y Motricidad Humana, Facultad de Educación, Universidad Autónoma de Madrid (España) ricardo.delavega@uam.es

⁴ Facultad de Ciencias del Deporte, Barry University, Florida (USA) ^†

⁵ Dto Personalidad, Evaluación y Tratamiento. Facultad de Psicología, Universidad de Granada (España) jgonzalez@ugr.es

⁶ Grupo Investigación Psicología de la Salud/Medicina Comportamental CTS-267, Universidad de Granada (España)

Agradecimientos: Este artículo nació de la colaboración del profesor Gualberto Cremades con Ricardo de la Vega. Siempre estarás presente a través de él y su lectura. 

Código UNESCO / UNESCO code: 6105.09 Evaluación y Diagnóstico en Psicología. Validez de Tests. / 6105.09, Evaluation and Diagnosis in Psychology. Test Validity.

Clasificación Consejo de Europa / Council of Europe classification: 15 Psicología del deporte / Sport Psychology 

Recibido 1 de diciembre de 2019  Received December 1, 2019

Aceptado 3 de octubre de 2020   Accepted October 3, 2020 

RESUMEN

La Ansiedad-Rasgo es una medida disposicional y estable, siendo en el contexto deportivo relevante su evaluación, por la interpretación que realiza el deportista de sus sensaciones ansiosas para el rendimiento competitivo. El propósito ha sido la adaptación al español del Competitive Trait Anxiety Inventory (CTAI-2D), en 421 deportistas (66.3% hombres y 33.7% mujeres) con edades entre los 18 y 46 años (M_edad = 21.16). En primer lugar, se efectuó la traducción del CTAI-2D, junto con el análisis factorial exploratorio (AFE) y validez convergente; y, en segundo lugar, se realizó el análisis factorial confirmatorio (AFC).

El AFE ha mostrado una varianza explicada del 52.95% para la dimensión intensidad y 55.55% para valencia/dirección; mientras el AFC muestra índices de ajuste satisfactorios. El CTAI-2D es un instrumento para evaluar el rasgo, válido y fiable, aportando la percepción del deportista acerca de la intensidad de la ansiedad y la interpretación como obstaculizadora o facilitadora..

PALABRAS CLAVE: intensidad; dirección; traducción; ansiedad. 

ABSTRACT 

Trait-Anxiety is a dispositional and stable measure, its evaluation being relevant in the sporting context, due to the athlete’s interpretation of their anxious feelings for competitive performance. The purpose has been to adapt Competitive Trait Anxiety Inventory (CTAI-2D) into Spanish in 421 athletes (66.3% men and 33.7% women) aged between 18 and 46 years (Average = 21.16). In the first place, the translation of the CTAI-2D was performed, together with exploratory factor analysis (EFA) and convergent validity; and, secondly, confirmatory factor analysis (CFA) was performed.

The EFA has shown an explained variance of 52.95% for the intensity dimension and 55.55% for valence / direction; while the AFC shows satisfactory adjustment indices. The CTAI-2D is an instrument to evaluate the trait, valid and reliable, providing the athlete’s perception of the intensity of anxiety and the interpretation as an obstacle or facilitator. 

KEY WORDS: intensity; direction; translate; anxiety. 

1. INTRODUCCIÓN

En el contexto deportivo, se originan y desarrollan emociones (miedo, tristeza, rabia, vergüenza…) que fluctúan entre la desadaptatividad-adaptatividad en función de que se asocien o no, a la consecución de unos estándares de resultado. La percepción de estrés de los deportistas ante situaciones de presión por la obtención de unos resultados (marcas, medallas, resultados…) depende en gran medida de los estilos de afrontamiento y su interpretación como oportunidad o amenaza, hallándose diferencias en el bienestar psicológico (Lazarus, 2000) y el rendimiento deportivo (Balyan, Tok, Tatar, Binboga y Balyan, 2016; Swettenham, Eubank, Won, y Whitehead, 2018).

Algunos investigadores han centrado su atención en dos respuestas emocionales vinculadas a la amenaza como son el miedo, por su interferencia en el rendimiento deportivo (Gustafsson, Sagar y Stenling, 2016) y la ansiedad (Geukes, Harvey, Trezise y Mesagno, 2017; Rowland y van Lankveld, 2019), conociendo las diferencias de tipo conceptual y biológico entre ambos constructos (Mellalieu, Hanton y Fletcher, 2006). En concreto, el miedo se encuentra vinculado a una percepción de amenaza inminente o específica, mientras la ansiedad se dirige a la anticipación de una amenaza futura que, en ocasiones, es indefinida. Sumado a estas diferencias, la revisión realizada por Perusini y Fanselow (2015) ha mostrado diferencias a nivel neuroconductual en las respuestas defensivas que proporciona la activación y en los circuitos neurales.

En general, la ansiedad se ha definido como una respuesta psicológica a una amenaza, caracterizada por una afectividad negativa (Barlow y Durand, 2005; Cantón, Checa y Espejo, 2015) y acompañada de una alta activación psicofisiológica que se deriva de las diferencias entre las demandas ambientales y el repertorio de respuestas del individuo (estilos de afrontamiento o coping). Por otro lado, los investigadores en el deporte han definido la ansiedad competitiva como el mecanismo emocional con el que el atleta responde a través de sus estilos de afrontamiento (Patridge y Wiggins, 2008; Pinto y Vázquez, 2013; Sepulveda-Páez, Díaz-Karmelic y Ferrer-Urbina, 2019) a situaciones de amenaza e incertidumbre de la competición y que le permiten adaptarse al entorno (Gutiérrez-García y Contreras, 2013; Mellalieu et al., 2006; Pons, Viladrich, Ramis y Polman, 2018), en función de la frecuencia de las estrategias y las habilidades para que sean eficaces (Gantiva, Luna, Dávila y Salgado, 2010).

Spielberger (2010) ha distinguido entre ansiedad-estado y ansiedad-rasgo, en función de su manifestación sobre la conducta o no, como han señalado algunos autores (Ries, Castañeda, Campos y Del Castillo, 2012). En consonancia con la distinción anterior realizada por Spielberger, (2010) se encuentran los conceptos señalados por Simon y Martens (1979) en el ámbito deportivo acerca de la ansiedad competitiva rasgo y la ansiedad competitiva estado. La ansiedad-estado competitiva ha sido definida como un estado emocional inmediato, modificable en el tiempo, caracterizado por una combinación de sentimientos (tensión, nerviosismo y aprensión), cogniciones y preocupaciones, junto a cambios fisiológicos, que se producen en situaciones de competición. Por otra parte, la ansiedad-rasgo competitiva hace referencia a las diferencias individuales de ansiedad relativamente estable, siendo una disposición, tendencia o rasgo a percibir las situaciones competitivas como amenazantes.  

La relación entre ambos tipos de ansiedad y la influencia del rasgo sobre el estado, pone de manifiesto la relevancia del estudio de la Ansiedad rasgo. En concreto, los deportistas con alto grado de ansiedad rasgo perciben con mayor probabilidad situaciones como amenazantes (Dias, Cruz y Fonseca, 2011; Ivaskevych et al., 2020; Peñaloza, Jaenes, Méndez-Sánchez y Jaenes-Amarillo, 2016) y se hallan más vulnerables a experimentar ansiedad estado tanto en intensidad como en frecuencia. Sumado a ello, la Ansiedad rasgo supone una tendencia más estable, por tanto, es posible suponer que individualmente varía en menor medida y presenta mayor consistencia en su evaluación que la Ansiedad estado. 

Así bien, algunas investigaciones (Ford et al., 2017; Patel, Omar y Terry, 2010) han realizado una síntesis de las distintas hipótesis que han procurado definir y explicar la relación entre ansiedad y rendimiento. Las teorías clásicas que han relacionado activación y rendimiento, como la hipótesis de la U invertida (Yerkes y Dodson, 1908) y la teoría del impulso (Spence y Spence, 1966) han considerado la ansiedad un punto en el continuo. Pese a que han realizado comparaciones entre variables, obviando las diferencias individuales y presentando deficiencias tanto conceptuales como metodológicas (Perreault y Marisi, 1997), han proporcionado una base útil para que aparezcan los modelos multidimensionales.

La teoría multidimensional de Martens et al. (1990) solventa las dificultades de las hipótesis anteriores, distinguiendo tres factores (ansiedad somática, cognitiva y autoconfianza) como predictores del rendimiento deportivo. Martens et al. (1990) definen la ansiedad como el conjunto reacciones somáticas y fisiológicas derivados de la activación autonómica; que incluye también una manifestación cognitiva en forma de las expectativas y preocupaciones negativas sobre uno mismo, la situación y las posibles consecuencias. En cuanto a la autoconfianza, se refiere al grado de certeza que poseen los deportistas sobre su capacidad para tener éxito en su próxima competición.

Sobre esta teoría, Jones y Swain (1992; 1995) introducen el término dirección/valencia, suponiendo una nueva línea de investigación. La intensidad de la ansiedad podía entenderse como la magnitud o grado de los síntomas que produce; mientras la dirección/valencia hace referencia a la interpretación que hace el deportista de los síntomas en cuanto a su rendimiento futuro como obstaculizadores o facilitadores.

Este desarrollo conceptual planteado ha supuesto una nueva línea de investigación para identificar la influencia de la dirección de la ansiedad tanto en variables personales como situacionales. Respecto a las variables disposicionales, se ha relacionado con la personalidad (Balyan et al., 2016; Cerin, 2004; Olefir, 2018), salud mental (Cremades y Wiggins, 2008) y coping (Dias et al., 2011; Pinto et al., 2013; Pons et al., 2018), que se ha entendido como un protector en la interpretación del deportista acerca de la ansiedad. Respecto a las variables situacionales, la interpretación de la ansiedad se ha corroborado moderada por variables como la experiencia deportiva y el tipo de deporte (Mellalieu, Hanton, y O’Brien, 2004), relacionado con el rendimiento (Balyan, et al., 2016; Swettenham, Eubank, Won, y Whitehead, 2018) e influenciada por el afecto (Jones, Swain y Harwood, 1996).

En ocasiones, los instrumentos para la evaluación de la ansiedad en el deporte han sido medidas de autoinforme dedicadas para la población general como el Inventario de Situaciones y Respuestas de Ansiedad (ISRA) de Miguel-Tobal y Cano-Vindel (2002) o la Escala de Ansiedad Estado-Rasgo (STAI) de Spielberger (1989). Si bien el STAI ha mostrado validez concurrente cuando se ha comparado con instrumentos como CSAI-2 (Wilson Raglin y Harger, 2000), no es un instrumento específico del ámbito deportivo.

La evaluación de la Ansiedad Rasgo ha sido evaluada por el Sport Competition Anxiety Test (Martens, 1977), el Sport Anxiety Scale (Smith, Smoll y Schutz, 1990) y, el Competitive Trait Anxiety Inventory (CTAI-2).  El SCAT ha sido la adaptación al contexto deportivo de la teoría de Spielberger, siendo pionero en este ámbito con deportistas. En esta línea, el SAS y el CTAI-2 se han fundamentado sobre las teorías multidimensionales de la ansiedad; e incorporado el CTAI-2 a la evaluación de la magnitud de los síntomas, la escala valencia/dirección que presenta un mayor valor predictivo que la escala de intensidad (Jones y Hanton, 2001).

Por ello, el Competitive Trait Anxiety Inventory-2 (CTAI-2D) es un cuestionario combinado que consiste en la versión de ansiedad rasgo del Competitive State Anxiety Inventory-2 (CSAI-2, Martens, Burton, Vealey, Bump, y Smith, 1990), y una escala de dirección de la ansiedad (Jones y Swain, 1992). No obstante, hasta la fecha no ha existido traducción al castellano del CTAI-2D, siendo relevante como ha quedado demostrado en la literatura científica el uso de técnicas de medición adecuadas para la práctica profesional, así como para la investigación teórica de este constructo psicológico.

El objetivo del presente artículo se centra en la traducción y adaptación del Inventario de Ansiedad Rasgo Competitivo 2, en una muestra de deportistas españoles. La investigación presenta como hipótesis: (1) el análisis exploratorio del CTAI-2D proporcionará tres factores, que se corresponderán con la ansiedad somática, ansiedad cognitiva y autoconfianza; (2) el análisis de convergencia de la ansiedad rasgo mostrará correlaciones positivas con los estilos de afrontamiento inadecuados y afecto negativo; (3) el análisis factorial confirmatorio corroborará los tres factores explorados y facilitará un modelo para deportistas.

2 MATERIAL Y MÉTODOS 

2.1 PARTICIPANTES 

La muestra ha estado compuesta por 421 deportistas, con edades comprendidas entre 18 y 46 años (M = 21.16; DE = 3.94). De los participantes, 279 son varones (66.3%) y 142 mujeres (33.7%), pertenecientes a clubes españoles de las ciudades de Alicante, Madrid, Granada y Murcia. Según modalidad deportiva, se distribuían en baloncesto (n = 61; 14.5%), fútbol (n = 105; 24.9%), atletismo (n = 40; 9.5%), balonmano (n = 31; 7.4%), waterpolo (n = 19; 4.5%), voleibol (n = 25; 5.9%), fútbol sala (n = 32; 7.6%), fútbol americano (n = 10; 2.4%), ciclismo (n = 22; 5.2%), taekwondo (n = 9; 2.1%), tenis (n = 32; 7.6%), natación (n = 12; 2.9%), halterofilia (n = 23; 5.5%). En cuanto a la representación en función del nivel competitivo de los participantes se distribuyen en regional o autonómico (75.3%) y nacional (24.7%); y según las horas de entrenamiento en 4 días (45.6%) y 5 días (54.4%).

Por otro lado, el perfil de los investigadores se trata de Licenciados en Psicología y especialistas en Psicología deportiva y de la salud, con experiencia en el ámbito aplicado y académico. Dos investigadores son doctores en Psicología, docentes universitarios y poseen una experiencia de más de 15 años, mientras el tercero de los investigadores tiene una experiencia de más de 5 años.

2.2 INSTRUMENTOS 

Cuestionario sociodemográfico creado ad hoc: se trata de una medida autoaplicada elaborada por los investigadores para recopilar información relacionada con el sujeto (sexo, edad y nivel competitivo) y tipo de práctica deportiva. 

Inventario de Estrategias de Afrontamiento adaptada al español por Cano, Rodríguez y García (2007), compuesta por 40 ítems, más un ítem de medida de eficacia percibida del afrontamiento. Consta de ocho subescalas primarias: Resolución de problemas, Reestructuración cognitiva, Expresión emocional, Apoyo social, Pensamiento desiderativo, Evitación de problema, Autocrítica y Retirada social. Cada subescala consta de 5 ítems, que se contestan en una escala tipo Likert de 0 (“En absoluto”) a 4 (“Totalmente”). Estas subescalas se integran en cuatro escalas de segundo orden: Manejo adecuado centrado en el problema; Manejo adecuado centrado en la emoción; Manejo inadecuado centrado en el problema; Manejo inadecuado centro en la emoción. La fiabilidad del instrumento hallada en esta investigación ha sido 0.76.

Escala de Afecto Positivo y Negativo (Positive and Negative Affect Schedule, [PANAS] en inglés) validado en población española por López-Gomez, Hervás y Vázquez (2015). Cuestionario autoinforme de 20 ítems, constituido por dos escalas, una de afecto positivo (AP) y otra, de afecto negativo (AN) de 10 ítems cada una. El participante debe indicar si ha sentido cada afecto en una escala Likert de 5 puntos (de 1=nada o muy ligeramente a 5=mucho) durante el período temporal especificado (última semana). En esta investigación el índice de fiabilidad de la escala de afecto positivo ha sido 0.84, mientras que la de afecto negativo ha sido 0.86.

Inventario de Ansiedad Rasgo Competitiva (Competitive Trait Anxiety Inventory, [CTAI-2D] en inglés): cuestionario combinado de la versión del Inventario de Ansiedad Estado Competitivo (CSAI-2, Martens, et al., 1990) y la escala de dirección de la ansiedad (Jones y Swain, 1992). Se compone de 27 ítems, que evalúan 3 factores: Ansiedad Cognitiva (“Suelo preocuparme por la competición”), Ansiedad Somática (“Mi cuerpo se encuentra tenso antes de competir”) y Autoconfianza (“Me suelo encontrar a gusto antes de competir”). Los deportistas responden a cada uno de los ítems partiendo de la consigna general “Antes de la competición…”. Se obtiene información del deportista sobre cómo se suele sentir (intensidad) y cómo le influye en el rendimiento (valencia/dirección). Por un lado, en la escala de intensidad se responde sobre cuatro alternativas de respuesta presentadas en una escala tipo Likert de 4 categorías, dónde 1 corresponde a “nada” y 4 corresponde a “mucho”. Por otro lado, en la categoría de valencia/dirección las alternativas de respuesta varían desde “-3: muy negativo” hasta “+3: muy positivo”. Investigaciones previas con la versión original han mostrado validez concurrente con constructos como burnout (Cremades, Wated y Wiggins, 2011; Wiggins, Lai y Deiters, 2005) y coping (Patridge y Wiggins, 2008); así como, niveles adecuados de fiabilidad, oscilando los valores de consistencia interna entre .83 y .90 en una muestra de deportistas universitarios (Cremades y Wiggins, 2008); y de .75 y .76 en una muestra de golfistas y jugadores de rugby (Mellalieu, el al., 2004).

2.3 PROCEDIMIENTO 

Para la adaptación del CTAI-2D al español se siguieron las recomendaciones metodológicas indicadas para cuestionarios de salud señaladas por Ramada-Rodilla, Serra-Pujadas y Delclos (2013). En primer lugar, la traducción se realizó por tres expertos (dos psicólogos bilingües y un traductor no psicólogo) quienes de forma independiente efectuaron la traducción del instrumento. Una vez consensuadas las traducciones lingüísticas, se seleccionaron aquellos ítems con mayores índices de fiabilidad y sobre ellos se volvió a realizar una retrotraducción al idioma original, adaptando cada uno de ellos donde se encontraron imprecisiones.

La recogida muestral tuvo la aprobación del Comité de Ética de la Universidad Autónoma de Madrid (CEI-85-1575). Mediante un muestreo incidental se contactó con los distintos responsables de las entidades deportivas, con el propósito de explicar el objeto de estudio y proponer el método de obtención de datos. Una vez obtenida la aceptación de los equipos, se coordinó la administración de los cuestionarios con los entrenadores, recibiendo también el consentimiento de los participantes, todos mayores de edad. A través de la hoja de información y consentimiento se les indicó a los deportistas la voluntariedad de su participación, la confidencialidad de los datos, y la posibilidad de darse de baja de la investigación. Todos los cuestionarios se administraron de forma colectiva en las respectivas instalaciones de entrenamiento, bien en una sala habilitada para tal fin bien en el vestuario, donde los deportistas pudieran completar el cuestionario de una forma cómoda y adecuada. Los investigadores invirtieron media hora aproximadamente entre la exposición de las instrucciones y el tiempo dedicado por los deportistas para contestar a las escalas. 

2.4 ANÁLISIS DE DATOS 

La codificación y tratamiento de los datos se llevó a cabo mediante el paquete estadístico SPSS 22.0 para Windows. Se han realizado análisis de la fiabilidad interna de las medidas utilizadas (alfa de Cronbach), consideración de la distribución normal (Kolmogorov-Smirnov) y análisis descriptivo (media, desviación típica, asimetría y curtosis). Se realiza el análisis factorial exploratorio y confirmatorio, junto con la validez convergente entre los instrumentos de evaluación (correlaciones de Pearson).

Por otro lado, se planteó un modelo de ecuaciones estructurales para validar y cuantificar las relaciones entre los ítems y los factores del CTAI-2D, usando el programa estadístico AMOS 23.0. El procedimiento de cálculo para el ajuste del modelo ha sido de máxima verosimilitud, analizando los índices: RMSEA (Root Mean Square Error of Approximation), NFI (Normed Fit Index), CFI (Comparative Fit Index), PNFI (Parsimony Normed Fit Index) y PCFI (Parsimony Comparative Fit Index).

3 RESULTADOS 

3.1 ANÁLISIS DESCRIPTIVO 

En la Tabla 1 se muestran los estadísticos descriptivos (media, desviación típica, asimetría y curtosis) para cada uno de los ítems del CTAI-2D. La media global más alta en la escala de intensidad se corresponde tanto con la dimensión autoconfianza (M = 2.83; DT = 0.86) como ansiedad cognitiva (M = 2.73; DT = 0.93), mientras que las más bajas corresponden a ansiedad somática (M = 2.13; DT = 0.89). Por otra parte, en la escala de dirección, las medias globales más altas se encuentran en la autoconfianza (M = 1.16; DT = 1.48) y ansiedad cognitiva (M = 0.24; DT = 1.66). Con respecto a la asimetría, en la escala de intensidad, las dimensiones ansiedad cognitiva y autoconfianza presentan una asimetría en negativo; si bien, en la escala de dirección, sólo ocurre en la dimensión autoconfianza. El índice de curtosis muestra una concentración normal de los valores, tanto en el factor de intensidad como de valencia/dirección.

Tabla 1. Análisis descriptivos de ítems y análisis de consistencia interna (N = 421)

La consistencia interna del CTAI-2D ha sido calculada mediante el coeficiente alfa de Cronbach, siendo en la escala de intensidad de 0.76 para la dimensión ansiedad somática, de 0.80 para la de ansiedad cognitiva y de 0,89 para la de autoconfianza. Por otro lado, en la escala de dirección ha sido de 0.84 para ansiedad somática, de 0.84 para ansiedad cognitiva y de 0.92 para autoconfianza. Los índices han superado el valor criterio establecido por Nunnally (1978) para determinar una consistencia interna aceptable.

En concreto, los ítems referentes a intensidad de la ansiedad somática presentan un alfa de Cronbach superior a 0.70 (excepto el ítem 12) y 0.76 los de ansiedad cognitiva. Los ítems de dirección de la ansiedad somática muestran un índice superior a 0.80 y los de ansiedad cognitiva 0.81, permitiendo asumir que los ítems que las forman miden un mismo constructo y que están altamente correlacionados. Igualmente, los ítems referentes a la autoconfianza muestran un índice de fiabilidad en intensidad superior a 0.87 y en dirección 0.90, pudiendo aceptar que los ítems valoran el mismo constructo y que están correlacionados.

3.3 VALIDEZ CONVERGENTE 

En la Tabla 2, se analizan los diferentes componentes del instrumento validado para comprobar la existencia de relaciones significativas entre las dimensiones del cuestionario y otras medidas (coping –IEA- y afecto -PANAS-). El afecto negativo presenta una correlación positiva moderada con ansiedad cognitiva –intensidad- (p < 0.00) y ansiedad somática –intensidad- (p < 0.00); y negativa, moderada con autoconfianza –intensidad- (p < 0.00), autoconfinza –dirección- (p < 0.00) y débil con ansiedad somática –dirección- (p = 0.01). El Afecto positivo muestra una correlación positiva, moderada, con la Autoconfianza tanto en intensidad (p < 0.00) como dirección (p < 0.00), y débil, con Ansiedad cognitiva –dirección- (p < 0.00) y Ansiedad somática –dirección- (p = 0.01).

Respecto a la relación entre las dimensiones del CTAI-2D y las dimensiones de coping, la ansiedad somática –intensidad- muestra una asociación positiva débil con la Evitación social (p = 0.00), Evitación de problemas (p = 0.01) y Expresión emocional (p = 0.05); del mismo modo, la ansiedad cognitiva –intensidad- presenta una correlación positiva débil con Evitación social (p = 0.00) y Evitación de problemas (p = 0.00); y negativa, con Resolución de problemas (p = 0.00) y Apoyo social (p = 0.00). La autoconfianza –intensidad- se ha relacionado de manera débil positiva con Apoyo social (p < .00), Autocrítica (p = 0.01), Reestructuración cognitiva (p < 0.00) y Resolución de problemas (p < 0.00). Por otro lado, los factores de dirección, la Ansiedad somática se relaciona de forma positiva débil con Apoyo social (p < 0.00), Expresión emocional (p = 0.00), Reestructuración cognitiva (p < 0.00), Resolución de problemas (p = 0.00) y Pensamiento desiderativo (p = .00); mientras de forma negativa, con Autocrítica (p < 0.00). La Ansiedad cognitiva se relaciona de forma positiva y débil con Evitación de problemas (p = 0.01). La autoconfianza –dirección- se relaciona de manera débil positiva con Apoyo social (p < 0.00), Reestructuración cognitiva (p < 0.00) y Resolución de problemas (p < 0.00).

Tabla 2. Correlaciones de Pearson entre las dimensiones del CTAI-2D y los factores de coping IEA  y afecto. (PANAS) (N=421)

3.4 VALIDEZ DE CONSTRUCTO

Los valores correspondientes a la medida de adecuación muestral de Kaiser-Meyer-Olkin (KMO) y la prueba de esfericidad de Bartlett fueron aceptables (χ² = 5837.19; p<.00; KMO = 0.92). La factorización se llevó a cabo por el método de extracción de ejes principales y rotación Varimax. Los tres factores explican un 52.95% de la varianza total explicada, siendo el factor 1 correspondiente a la variable Autoconfianza donde se encontró la mayor saturación (21.43%), seguido del factor 2 que se corresponde con Ansiedad somática (19.34%) y Ansiedad cognitiva para el factor 3 (12.18%). La matriz de componentes extraída mediante el análisis de componentes principales que muestra los factores resultantes y los ítems del cuestionario referentes a la dimensión intensidad incluidos en cada uno de ellos, así como sus saturaciones correspondientes (Tabla 3).

Tabla 3. Matriz de componentes principales del CTAI-2D intensidad (N=421)

De la misma forma, los valores oportunos de adecuación muestral de Kaiser-Meyer-Olkin (KMO) y la prueba de esfericidad de Bartlett fueron aceptables (χ² = 6214.22; p<0.00; KMO = 0.90). Los factores se obtuvieron por el método de extracción de ejes principales y rotación Varimax. El porcentaje de varianza total explicada a través de los tres factores es de un 55.55, correspondiéndose el factor 1 con la variable Autoconfianza donde se encontró la mayor saturación (22.39%), seguido del factor 2 que se relaciona con Ansiedad somática (19.42%) y el factor 3 que se identifica con ansiedad cognitiva (13.73%). Los factores resultantes mediante el análisis de componentes principales y los ítems del cuestionario referentes a la dimensión valencia/dirección se encuentra en la matriz de compontes de la Tabla 4.

Tabla 4. Matriz de componentes principales del CTAI-2D valencia/dirección (N=421)

Se refleja dos modelos con 3 variables latentes (factores), asociada cada una a 9 variables observadas (ítems) y con un total de 27 variables observadas. Así bien, se ha conseguido un primer modelo de Ansiedad-Rasgo igual que el original del análisis exploratorio obteniendo un modelo de intensidad con 3 factores (ansiedad somática, ansiedad cognitiva y autoconfianza) en el que se han incluido los 27 ítems (Figura 1); y otro modelo de valencia/dirección con 3 factores (ansiedad somática, ansiedad cognitiva y autoconfianza) que contiene 27 ítems (Figura 2).

Figura 1. Modelo de ecuaciones estructurales de CTAI-2D intensidad (N=421)

Figura 2. Modelo de ecuaciones estructurales de CTAI-2D valencia/dirección (N=421) 

3.5 ANÁLISIS FACTORIAL CONFIRMATORIO

Con el objetivo de examinar la estructura interna se realiza el análisis factorial confirmatorio y de este modo, evaluar la validez y fiabilidad de cada ítem, permitiendo dirigir el proceso de traducción y adaptación del cuestionario (Figura 3). Para generar este nuevo modelo reducido de 15 ítems se tuvo en cuenta como criterio de exclusión aquellos ítems originales que menores pesos de regresión tenían, eliminando los ítems: 1, 3, 4, 5, 6, 10, 14, 15, 19, 20, 21, 23 (Arruza-Gabilondo, González-Rodríguez, Palacios-Moreno, Arribas-Galarraga, y Cecchini-Estrada, 2010).

En la Figura 3 se muestra el resultado de este análisis factorial confirmatorio del modelo reducido (intensidad y valencia/dirección) generado del estudio exploratorio con ecuaciones estructurales. Mediante el método de extracción de máxima verosimilitud y los resultados obtenidos a través de los índices de ajuste se corrobora la adecuación del modelo fundamentado compuesto por tres factores y 15 ítems en total.

Figura 3. Modelo de ecuaciones estructurales corregido de CTAI-2D intensidad y valencia/dirección (N=421).

En referencia a los distintos indicadores de bondad de ajuste (Tabla 5), los resultados han sido adecuados (Hu y Bentler, 1999) y significativos. Tanto el índice de ajuste normalizado (NFI) como el índice de ajuste comparativo (CFI), han mejorado del modelo reducido respecto al original, en ambas dimensiones (intensidad y dirección/valencia). Del mismo modo, los índices parsimoniosos: normalizado de ajuste (PNFI) y comparativo de ajuste (PCFI) han incrementado en el modelo reducido tanto de CTAI-2D intensidad y valencia/dirección su nivel de parsimonia respecto al modelo original.

Tabla 5. Índices de bondad de ajuste de los modelos analizados del CTAI-2D.

 4. DISCUSIÓN 

El objetivo de este trabajo fue traducir y validar el Competitive Trait Anxiety Inventory -CTAI-2D- con una muestra de deportistas españoles. La validación se ha efectuado tanto en lo que se refiere a la estructura factorial del instrumento traducido como a las relaciones de la ansiedad con otras variables relacionadas: coping y afecto (validez convergente).

En relación con la estructura factorial, de forma consistente con los hallazgos previos (Jones y Swain, 1992; Martens et al., 1990), los análisis realizados confirman la existencia de un modelo de tres factores (ansiedad cognitiva, ansiedad somática y autoconfianza) como predictores del rendimiento deportivo. Los resultados han mostrado que los factores del CTAI-2D explican una varianza acumulada en el primer modelo (intensidad) del 52.95% y en el segundo modelo (valencia/dirección) del 55.55%. Sumado a ello, en favor de la validez se han confirmado evidencias al relacionarse con otras variables afectivas, comprobándose que las puntuaciones muestran una gran consistencia interna de los elementos de la escala. A su vez, parece destacable la incorporación de otras escalas complementarias a la intensidad experimentada en los constructos psicológicos evaluados en contexto deportivo, como es la de valencia/dirección, o la escala de control incorporada en la evaluación de otros constructos relacionados con el rendimiento deportivo como es el estado de ánimo (De la Vega, Ruiz-Barquín, Borges y Tejero, 2014).

Desde el punto de vista de la validez convergente, la ansiedad se ha considerado una emoción secundaria, y los resultados han permitido evidenciar relaciones con el afecto. En este sentido, como en investigaciones previas, los resultados muestran relaciones inversas de la ansiedad dirección con afecto positivo (Jones et al., 1996) y relaciones positivas de la ansiedad intensidad con afecto negativo (Cantón et al., 2015; Jones et al., 1996). De la misma forma, como cabía esperar de forma teórica, se han hallado relaciones directas entre estilos inadecuados de coping y ansiedad; e indirectas, entre estilos adecuados de coping y ansiedad (Dias et al., 2011; Ivaskevych et al., 2020; Pons et al., 2018; Sepúlveda-Páez et al., 2019).

Ambos modelos reducidos planteados según la estructura factorial confirmatoria son defendibles, con tres factores determinados y quince ítems en total, tanto para intensidad como para valencia/dirección. Con estos resultados y según los índices evaluados, es posible concluir que los modelos reducidos presentan índices de parsimonia más elevados que los modelos originales. También los índices incrementales y de ajuste absoluto indican la mejoría del modelo reducido, con menor número de elementos respecto al modelo original.

Así bien, tras el Análisis Factorial Confirmatorio, se efectuó la eliminación de los ítems que menores pesos de regresión tenían. Atendiendo a este criterio, se eliminaron los ítems (1, 3, 4, 5, 6, 10, 14, 15, 19, 20, 21, 23) comentados en el apartado de resultados. Con la estructura definitiva de ítems (2, 7, 8, 9, 11, 12, 13, 16, 17, 18, 22, 24, 25, 26 y 27), los índices de bondad de ajuste se han incrementado respecto a la primera versión traducida y permiten deducir la utilidad del instrumento para le evaluación de los deportistas.

5 CONCLUSIONES

Una vez comprobada la validez del CTAI-2D como medida del rasgo de ansiedad en deportistas, permitirá ofrecer una adecuada y relevante información, tanto desde el punto de vista aplicado como científico a la relación de la respuesta más estable de la ansiedad en el deportista, con otras variables intervinientes en el rendimiento o salud psicológica del deportista.

En efecto, la validación de este instrumento supone un gran aporte y novedad con respecto al CSAI-2 (Arruza-Gabilondo, et al., 2010). En primer lugar, porque valora la interpretación que realiza el deportista sobre las sensaciones de ansiedad (Jones y Swain, 1992; 1995); y en segundo lugar, porque la ansiedad rasgo, es una medida más estable que la ansiedad estado, capaz de predecir con mayor precisión y consistencia estados ansiosos (Dias et al., 2011; Ries, et al., 2012), así como repercusiones cognitivas, emocionales y conductuales en el funcionamiento psicológico de los deportistas.

No obstante, la traducción y validación de este instrumento requiere de un proceso de comprobación continua y hace necesario un análisis de las propiedades psicométricas en otros contextos deportivos similares (por ejemplo, formativo en edades iniciales, o de actividad física). Por ello, nuevos estudios deberían aumentar la muestra femenina y reorientar su validez, comprobando además la invarianza a través del género y la edad, correlacionándolo con otras variables disposicionales (estilos de afrontamiento, dimensiones de personalidad…) o convergentes como la ansiedad-estado. Además, la utilización de otras metodologías como la repetición de medidas (test-retest), ampliaría el alcance de los resultados y permitiría comprobar la estabilidad de la Ansiedad-Rasgo, como disposición estable.

Como conclusión, la investigación sugiere que la ansiedad rasgo en los deportistas puede ser evaluada con el CTAI-2D, que se ha evidenciado como una medida eficaz, con adecuada consistencia interna y buena validez factorial. Por otro lado, es una herramienta adecuada y eficaz para el trabajo de los psicólogos deportivo con deportistas tanto para la identificación de las sensaciones de ansiedad, así como para la interpretación sobre el rendimiento deportivo que se hacen de dichas sensaciones; y posiblemente para otros ámbitos, donde el rendimiento se encuentre en un segundo plano, como el formativo en edades iniciales y educativo.

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Número de citas totales / Total references: 49 (100%)

Número de citas propias de la revista / Journal’s own references: 1 (2%)