Participantes

La muestra de estudio se conformó por 1243 deportistas, con edades entre 12 y 17 años, los cuales fueron reunidos aplicando un muestreo aleatorio por conveniencia, quienes participan en diferentes modalidades deportivas.

Grupo 1. Conformado por 450 deportistas (41 mujeres y 409 hombres), con edades entre 13 y 17 años (Medad = 15.38, DT = 1.03). Son deportistas de diferentes disciplinas deportivas balonmano, hockey, softbol, béisbol, levantamiento de pesas, tiro deportivo, boxeo, atletismo, natación, triatlón, fútbol y karate. En este grupo se realizaron análisis de validez de facie, validez discriminante y factorial.

Grupo 2. Participan 467 deportistas (234 mujeres y 233 hombres), con edades entre 13 y 17 años (Medad = 14.78, DT = 1.19), practicantes de diferentes modalidades como balonmano, hockey, softbol, baloncesto, béisbol, voleibol sala, levantamiento de pesas, tiro deportivo, taekwondo, luchas, judo, boxeo, atletismo, natación, triatlón, gimnasia trampolín, gimnasia artística, tiro con arco y fútbol. En este grupo se realizó el análisis de fiabilidad y validez factorial de segundo orden.

Grupo 3. Participan 326 deportistas (122 mujeres y 204 hombres) pertenecientes a equipos representativos. Con edades entre 12 y 17 años (Medad = 12.22, DT = 1.27). Las disciplinas en las que participan son: atletismo, fútbol, baloncesto y natación. En este grupo se realizó análisis de fiabilidad, validez concurrente y predictiva. La muestra del grupo 3 se tomo gracias al proyecto CONACYT Redes Tematicas.

Instrumentos

Para evaluar los climas motivacionales empowering y disempowering, se utilizó la versión española utilizada en el proyecto PAPA (^{Balaguer et al., 2014}) del Cuestionario de Climas Motivacionales Empowering y Disempowering creado por el Entrenador (Empowering and Disempowering Motivational Climate Questionnaire-Coach, EDMCQ-C, ^{Appleton et al., 2016}). El cuestionario está compuesto por 34 ítems divididos en dos dimensiones: clima empowering (17 ítems) y clima disempowering (17 ítems). La primera dimensión está compuesta por tres subescalas: implicación en la tarea (9 ítems) “Mi entrenador ha animado a los jugadores a probar nuevas habilidades”; apoyo a la autonomía (5 ítems) “Mi entrenador ha ofrecido distintas alternativas y opciones a los jugadores”; y apoyo social (3 ítems) “Pase lo que pase, siempre contamos con el apoyo de nuestro entrenador”. La segunda dimensión está compuesta por dos subescalas: implicación al ego (7 ítems) “Mi entrenador cambia a los jugadores cuando cometen errores”; y estilo controlador (10 ítems) “Mi entrenador es menos amable con los jugadores cuando no ven las cosas como él”. Las respuestas se recogen en una escala tipo Likert que oscila desde 1 (muy en desacuerdo) hasta 5 (totalmente de acuerdo). El cuestionario ha demostrado adecuadas propiedades psicométricas en el contexto mexicano (^{Castillo-Jiménez et al., 2022}; ^{Gutiérrez-García et al., 2020}; ^{Hernández-Mederos, 2021}).

Para evaluar la satisfacción de las necesidades psicológicas básicas (SNPB) se utilizó el promedio de los valores obtenidos en tres instrumentos:

La satisfacción de la autonomía se evaluó mediante la Escala de Autonomía Percibida en el Deporte (Perceived Autonomy in Sport Scale, PASS; ^{Reinboth & Duda, 2006}), utilizando la versión mexicana (^{López-Walle et al., 2012}). La escala consta de 10 ítems, con un tipo de respuesta Likert de siete puntos que oscila entre (1) totalmente en desacuerdo a (7) totalmente de acuerdo. La escala comenzó con la frase “En mi deporte…” y un ejemplo de ítem es “Me siento libre de expresar mis ideas y opiniones”. Esta escala presenta adecuadas propiedades psicométricas en el contexto mexicano (^{Mosqueda et al., 2022}; ^{Tristán et al., 2021}).

La satisfacción de la competencia se midió mediante la Escala de Competencia Percibida del Inventario de Motivación Intrínseca (Intrinsic Motivation Inventory, IMI; ^{McAuley et al., 1989}) en su versión adaptada al contexto mexicano de ^{López-Walle et al. (2012)}. Esta escala está compuesta por 5 ítems, el tipo de respuesta es Likert de siete puntos que oscila entre (1) totalmente en desacuerdo a (7) totalmente de acuerdo. Un ejemplo de ítem es “Creo que soy bastante bueno en mi deporte”. Esta escala presenta adecuadas propiedades psicométricas en el contexto mexicano (^{Mosqueda et al., 2022}; ^{Tristán et al., 2021}).

La satisfacción de la relación se evaluó mediante la subescala de Aceptación de la Escala de Necesidades de Relación (Perceived Relatedness Scale, PRS; ^{Richer & Vallerand, 1998}) mediante la versión mexicana (López- Walle et al., 2012), conformada por 5 ítems (e.g “me siento apoyado(a)”), con escala de respuesta tipo Likert de cinco puntos que oscilan entre (1) totalmente en desacuerdo a (5) totalmente de acuerdo. La escala comenzó con la frase “Cuando participo en mi deporte, me siento…” y un ejemplo de ítem “Escuchado”. La escala ha presentado adecuadas propiedades psicométricas en el contexto mexicano (^{Mosqueda et al., 2022}; ^{Tristán et al., 2021}).

Para evaluar la frustración de las necesidades psicológicas básicas (FNPB), se empleó la Escala de la Frustración de las NPB (Psychological Need Thwarting Scale, PNTS; ^{Bartholomew et al., 2011}) versión adaptada al contexto mexicano (^{Cantú-Berrueto et al., 2016}). Conformada por 12 ítems divididos en tres subescalas, las cuales son: Frustración de la necesidad de autonomía con 4 ítems (e.g., “Siento que se me impide tomar decisiones respecto a mi forma de entrenar en mi deporte”); frustración de la necesidad de competencia con 4 ítems (e.g., “Hay situaciones en mi deporte que me hacen sentir ineficaz”); y frustración de la necesidad de relación con 4 ítems (e.g., “En mi deporte me siento rechazado por los que me rodean”). Las respuestas se recogen en una escala tipo Likert de cinco puntos que oscila desde totalmente en desacuerdo (1) hasta totalmente de acuerdo (5). La escala presenta adecuadas propiedades psicométricas en el contexto mexicano (^{Mosqueda et al., 2022}).

Para evaluar la regulación intrínseca (RIn), externa (RE) y no motivación (NM) se utilizó el Cuestionario de Regulación Conductual de Jóvenes en el Deporte (YBRSQ); (^{Viladrich et al., 2013}). El cuestionario consta de 20 ítems que se dividen en cinco subescalas, para este estudio solo se utilizaron las regulaciones: intrínseca (4 ítems), externa (4 ítems), y no motivación (4 ítems). El cuestionario comenzó con la pregunta “¿Por qué realizas tú deporte?”, ejemplos de ítems son “porque disfruto” (regulación intrínseca), “Para satisfacer a las personas que quieren que lo practique” (regulación externa), “Yo no sé por qué lo hago” (no motivación). Las respuestas se recogen en una escala tipo Likert que oscila desde (1) muy en desacuerdo a (5) muy de acuerdo. Las subescalas han demostrado adecuada consistencia interna en otros estudios del contexto mexicano (^{Castillo-Jiménez et al., 2022}).

La vitalidad subjetiva (VIT) se evaluó mediante la Escala de Vitalidad Subjetiva (Subjective Vitality Scale) (^{Ryan & Frederick, 1997}) en su versión en español (^{Castillo-Jiménez et al., 2022}). La escala tiene 6 ítems y mide los sentimientos subjetivos de energía y vivacidad. Los participantes especifican el grado en que una serie de afirmaciones son verdaderas para ellos. La escala comienza con la pregunta “¿Cómo te has sentido últimamente en tu deporte?”, un ejemplo de ítem “Me he sentido lleno/a de vitalidad”. Las respuestas se recopilan en una escala Likert de 7 puntos que van desde (1) no es cierto a (7) totalmente cierto. Investigaciones en el contexto mexicano han confirmado la validez y confiabilidad de este instrumento (^{Tristán et al., 2021}; ^{Vergara-Torres et al., 2020}).

Para evaluar el agotamiento físico y mental (AFyM), se utilizó uno de los factores del Cuestionario de Burnout Deportivo (Athlete Burnout Questionnaire; ABQ; ^{Raedeke & Smith, 2001}) validado para el contexto mexicano (^{Salazar-González et al., 2020}). El factor de AFyM consta de 5 ítems, los ítems se califican de forma que, a mayor respuesta numérica del deportista, mayor es el grado de agotamiento experimentado. Un ejemplo de ítem es “Me siento demasiado cansado por practicar deporte”. La escala de respuesta es tipo Likert desde (1) casi nunca hasta (5) casi siempre. El factor del cuestionario ha resultado con adecuada consistencia interna en estudios del contexto mexicano (^{Salazar-González et al., 2020}).

Para evaluar la intención de continuar (IC) y la intención de abandonar (IA) la práctica deportiva, se utilizaron cinco ítems adaptados al fútbol (^{Quested et al., 2013}) a partir de los ítems utilizados por ^{Sarrazin et al. (2002)}. A los deportistas se les pidió que indicaran su acuerdo o desacuerdo según lo que pensaran en el momento de responder los 5 ítems del instrumento. Tres de los ítems se refieren a la intención de continuar (e.g., “Tengo previsto seguir en este mismo deporte la próxima temporada”), mientras que dos ítems se refieren a la intención de abandonar (e.g., “Tengo previsto dejar el deporte la próxima temporada”). Los deportistas responden mediante una escala tipo Likert que oscila entre (1) muy en desacuerdo a (5) muy de acuerdo. El cuestionario ha demostrado adecuadas propiedades psicométricas en estudios en el contexto mexicano (^{Castillo-Jiménez et al., 2022}).

Procedimiento

Todos los deportistas aceptaron participar voluntariamente. Además, respetando los protocolos éticos y considerando que los participantes eran menores de edad, se solicitó a los entrenadores ─en representación de los padres de familia─ como responsables de los deportistas, quienes mediante una firma avalaron el consentimiento informado de participación en el estudio. Las aplicaciones del cuestionario se realizaron en un aula, procurando el contexto más apropiado para alejarlos de cualquier estímulo que los distrajera. El tiempo promedio en responder las encuestas fue de 20 minutos.

Análisis de validez de facie

Los análisis consistieron en adaptar el cuestionario EDMCQ-C al contexto mexicano dirigiendo los ítems de forma clara y congruente a la población en la que se iba a aplicar. Se realizó la adecuación del instrumento considerando la edad de los participantes, con un diseño que fuese claro para la obtención de las respuestas, se realizó una aplicación preliminar a 10 jugadores a quienes se les evaluaron los criterios de validez de facie. Durante la aplicación, se manejaron algunos términos ajenos al contexto como “se enfada” en el ítem “El entrenador se enfada cuando se equivoca un jugador/se molesta”, el término fue reemplazado por “se molesta”. La segunda observación fue la falta de claridad en los gradientes de respuestas, específicamente en “indiferente”, por lo que se eligió reemplazar por “Ni en desacuerdo, ni de acuerdo”. Por otro lado, nos comentaron que los títulos de cada uno de los cuestionarios generaban mucha confusión, por lo que se decidió mantener los acrónimos de los cuestionarios aplicados.

Con base en la retroalimentación y observaciones de los deportistas, se generó una nueva versión, procurando atender a la mayoría de las inquietudes. En una segunda aplicación ya no existió ninguna retroalimentación de mejora, por tanto, se consideró la versión final del cuestionario.

Análisis descriptivo, fiabilidad y correlaciones de las dimensiones y factores (Grupo 1, N = 450)

En la Tabla 1 se muestran los resultados por dimensiones y factores de los análisis descriptivos, el rango de respuesta para el instrumento fue de uno a cinco, los factores mostraron adecuados índices de ajuste, como primer paso se analizó la normalidad de los datos, características de asimetría y curtosis. Los análisis de fiabilidad mostraron adecuada consistencia interna en todos los factores y dimensiones, de la misma manera, la fiabilidad compuesta, presentaron valores de alfa de Cronbach igual o por encima de .70, concretamente, se presentaron valores entre 75 y .94.

Tabla 1 Análisis descriptivo, fiabilidad y correlaciones por dimensiones y factores del EDMCQ-C (grupo 1) 

Nota: ⍺ = Alfa de Cronbach, CR: Fiabilidad compuesta, M = Media; DT = Desviación Típica; As = Asimetría; K = Curtosis. **p < .01, *p < .05.

Las correlaciones determinaron evidencia de la validez convergente y discriminante del EDMCQ-C, mostraron una correlación positiva entre los factores que miden la misma dimensión y; correlación negativa entre los factores asociados con las dimensiones contrarias del clima.

Análisis factorial confirmatorio de primer orden (Grupo 1, N = 450)

El AFC de primer orden consideró como variables observadas los 34 ítems, y como variables latentes las dos dimensiones, clima empowering y clima disempowering, los índices de bondad de ajuste fueron adecuados: (χ2/gl = 2.36, CFI = .85, RMSEA = .05).

Análisis descriptivos, fiabilidad y factorial confirmatorio de segundo orden (Grupo 2, N = 467)

En la Tabla 2 se muestran los resultados de los análisis descriptivos por dimensión y factores que componen la escala, una vez más, se denota la anormalidad en la distribución de los datos a través de la asimetría y curtosis; así mismo se confirman adecuados valores de fiabilidad por ambos métodos. La consistencia interna de todas las escalas fue satisfactoria, presentaron valores de alfa de Cronbach y fiabilidad compuesta igual o por encima de .70, concretamente, fueron valores entre .75 y .94.

Tabla 2 Resultados del análisis descriptivo por factores y dimensiones de las variables psicológicas (grupo2) 

Nota: ⍺ = Alfa de Cronbach, CR: Fiabilidad compuesta, M = Media; DT = Desviación típica; As = Asimetría; K = Curtosis.

En el AFC de segundo orden como variables observables se encuentran los 34 ítems y como variables latentes los cinco factores, los resultados del índice de bondad de ajuste son adecuados: (χ2/gl = 2.19, CFI = .90, RMSEA = .05).

Para el AFC de segundo orden se consideraron como variables observadas los 34 ítems y como variables latentes endógenas los cinco factores (clima tarea, apoyo a la autonomía, apoyo social, estilo controlador y clima ego) y como variables latentes exógenas las dos dimensiones (clima empowering y clima disempowering). Los resultados indican adecuados índices de ajuste, así como regresiones por encima de .01 (ver Figura 1).

Figura 1 Modelo de segundo orden del cuestionario clima empowering y disempowering EDMCQ-C 

Análisis descriptivos y fiabilidad de variables psicológicas (Grupo 3, N = 326)

En la Tabla 3 se confirma que los datos descriptivos y fiabilidades son similares a los primeros dos grupos.

Tabla 3 Estadísticos descriptivos y fiabilidad de las variables psicológicas en el grupo 3 

Una vez verificada la similitud de resultados descriptivos y su fiabilidad, se procedió al análisis de validez concurrente y predictiva.

Se analizó mediante la correlación entre los climas empowering y disempowering con las necesidades psicológicas básicas (satisfechas y frustradas), regulación intrínseca y extrínseca, no motivación, vitalidad subjetiva, agotamiento físico y mental e intenciones futuras de práctica deportiva (continuar/abandonar). En la Tabla 4 se observa que el clima empowering se relaciona positiva y significativamente con la satisfacción de las necesidades psicológicas básicas, regulación intrínseca, vitalidad subjetiva e intención de continuar; y de forma contraria, se asocia negativa y significativamente con la frustración de las necesidades psicológicas básicas, agotamiento físico y mental, e intención de abandonar. La validez concurrente también se vio respaldada por una asociación positiva y significativa del clima disempowering con la frustración de las necesidades básicas, regulación externa, no motivación, agotamiento físico y mental e intención de abandonar; y de forma negativa y significativa con la satisfacción de las necesidades básicas y la intención de continuar.

Tabla 4 Correlaciones entre los climas empowering y disempowering con variables psicológicas relacionadas en la literatura 

* p < .01, ** p < .001.

Análisis de validez predictiva

Se realizaron dos análisis de regresión para probar si los climas empowering y disempowering predicen la intención de continuar y abandonar la práctica deportiva. En la Tabla 5, las puntuaciones del clima empowering predicen positivamente la intención de continuar en los deportistas ( β = .524, p < .001) y negativamente la intención de abandonar ( β = -.209, p < .001); de forma contraria, el clima disempowering predice negativamente la intención de continuar ( β = -.145, p < .01) y positivamente la intención de abandonar ( β = .329, p < .001). Se cumplieron los supuestos de regresión múltiple; la multicolinealidad no fue una preocupación, ya que los valores de VIF fueron inferiores a 10 y la tolerancia superior a .01, por lo que los climas empowering y disempowering resultaron independientes. Los datos también cumplieron con el error independiente del supuesto ya que los valores de Durbin-Watson estaban cerca de 2 (1.945 y 1.939 respectivamente).

Tabla 5 Validez predictiva de EDMCQ-C en relación con la intención de continuar y abandonar en el deporte 

Validez del Cuestionario

Validez de facie. Se han considerado los diferentes criterios establecidos por ^{Oluwatayo (2012)} al realizar un juicio valorativo sobre el léxico empleado, la claridad de las instrucciones, la organización del instrumento y la consideración sobre si sus reactivos eran relevantes, claros, entendibles y razonables. Estas consideraciones resultaron de gran utilidad para el entendimiento de los ítems y la visualización clara en el formato impreso y digital del cuestionario. El procedimiento de validez de facie se realiza en muchas ocasiones, pero pocas veces se reporta, tal es el caso de la validación del EDMCQ-C en portugués hablado en Portugal y el hablado en Brasil (^{Oliveira et al., 2019}), así como en la adaptación a diferentes contextos, como la educación física (^{Milton et al., 2018}).

Validez convergente y discriminante. Se ha podido demostrar mediante la alta interrelación positiva entre los factores de la misma dimensión (empowering o disempowering, respectivamente), como en la interrelación negativa de los factores de dimensiones contrarias y entre dimensiones. Estos mismos resultados concuerdan con otros estudios de validación del EDMCQ-C, en turco (^{Gözmen-Elmas et al., 2018}); portugués (^{Oliveira et al., 2019}); lituano (^{Sukys et al., 2020}).

Validez de constructo. Los resultados apoyan la estructura factorial propuesta por ^{Appleton et al. (2016)}, tanto de cinco factores, jerárquico (segundo orden) y de dos factores (dimensiones empowering y disempowering). Esto ha sido coincidente con otras validaciones y en distintos idiomas (^{Gözmen-Elmas et al., 2018}; ^{Karadağg & Asci, 2020}; ^{Kashani et al., 2018}; ^{Oliveira et al., 2019}; ^{Sukys et al., 2020}) así como en diferentes contextos (^{Milton et al., 2018}; ^{Solstad et al., 2020}; ^{Song et al., 2018}).

Validez concurrente. La evidencia de la validez concurrente se demostró mediante la correlación positiva y negativa, respectivamente, de las dos dimensiones de los climas, empowering y disempowering con las necesidades psicológicas básicas, regulaciones motivacionales, indicadores de bienestar y malestar y las intenciones futuras de práctica deportiva. Estas asociaciones se han visto respaldadas en diversos estudios que han utilizado el EDMQC-C en conjunto con las diferentes variables asociadas comúnmente con los climas de empoderamiento y desempoderamiento (^{Balaguer et al., 2021a}; ^2021b; ^{Duda et al., 2018}).

Validez predictiva. Los resultados demuestran que al percibir que se genera un clima empowering por parte del entrenador, el deportista tiene mayor intención de práctica deportiva futura; y de forma contraria, cuando se percibe que el entrenador genera climas disempowering las intenciones de práctica futura son de abandono. Estos resultados coinciden con ^{Castillo-Jiménez et al. (2022)}. También es importante resaltar que, en este estudio, se demuestra que, el generar climas empowering predice una baja intención de abandonar el deporte; y de forma contraria, generar climas disempowering predice una baja intención de continuar en el deporte. Estos resultados coinciden con ^{Castillo-Jiménez et al. (2022)}.

Fiabilidad del Cuestionario

El EDMQ-C ha sido utilizado en diferentes culturas en las cuales su fiabilidad por medio del alfa de Cronbach ha sido demostrada, tanto de forma bidimensional (^{Sukys et al., 2020}) como por los cinco factores (^{Song & Cheon, 2018}). Además, en este estudio se aporta el coeficiente de fiabilidad compuesta, dado que, en la literatura clásica psicométrica, el alfa de Cronbach nos indica la fiabilidad de un conjunto de indicadores para medir un constructo evaluado, pero en caso de obtener más de un constructo en el análisis factorial desarrollado, este índice no es adecuado, ya que no tiene en cuenta la influencia que los otros constructos pueden tener sobre el que fue medido. Es un estadístico sesgado (^{Dunn et al., 2014}). Una solución al problema anterior es el cálculo del Índice de la Fiabilidad Compuesta (^{Fornell & Larcker, 1981}) que se interpreta como el alfa de Cronbach, pero tiene en cuenta las interrelaciones de los constructos extraídos.

Con respecto a las limitaciones de esta investigación, los datos son obtenidos en un solo momento o condición, por lo que se debe tener en consideración en el futuro para realizar estudios longitudinales y poner a prueba la fiabilidad test-retest. Asimismo, solo se consideró un nivel individual en las respuestas, por tanto, el enfoque multinivel podría ser un apoyo para reafirmar los constructos del instrumento desde la perspectiva de equipo e individual. Por último, ya que esta vez no se contó con muestras no equivalentes en cuanto al género, se podría realizar otra investigación que demuestre la validez de constructo mediante la invarianza de género.

En conclusión, podemos informar que se cumplió el objetivo del estudio con la demostración adecuada de propiedades psicométricas del EDMCQ-C en el contexto mexicano. Los hallazgos de este estudio coinciden con validaciones previas en otras culturas (^{Karadağ & Asci, 2020}; ^{Oliveira et al., 2019}; ^{Sukys et al., 2020}; ^{Song & Cheon, 2018}), con base en su versión original (^{Appleton et al., 2016}). Por lo que, el EDMCQ-C puede utilizarse en el futuro para examinar los antecedentes y consecuentes de las percepciones de em poderamiento y desempoderamiento de atletas juveniles mexicanos.