A amostra, selecionada por conveniência foi composta por 205 atletas com idade entre 18 e 48 anos (média ± desvio padrão = 22.44 ± 5.25), dos quais 50.7% eram do sexo masculino. Os participantes eram representantes das seguintes modalidades esportivas: Futsal (26.3%), Basquete (23.4%), Vôlei (21.5%), Rugby (10.7%), Natação (9.3%) e Atletismo (6.8%), inscritos nas instituições federativas estaduais das respectivas modalidades esportivas nas categorias Adulta (73.7%) e Juvenil (26.3%). Quanto ao estado civil 86.8%  eram solteiros, 11.2% casados e 2% divorciados. Já em relação ao nível de escolaridade, 17.6% possuíam ensino superior completo, 35.6% com ensino superior incompleto, 34.1% ensino médio completo, 10.7% ensino médio incompleto, 0.5% ensino fundamental completo e 1.5% ensino fundamental incompleto.

Dados sociodemográficos: esta ferramenta teve como principal objetivo a investigação das características da amostra como idade, sexo, estado civil, modalidade esportiva e escolaridade.

Escala de Crenças Irracionais: desenvolvida por Malouff e Schutte (1986) é composta de vinte itens, nos quais os respondentes apontam a concordância/discordância através de uma escala de tipo Likert de 5 pontos que variam de “discordo fortemente” (1) a “concordo fortemente” (5). Na avaliação final a somatória de pontos que vai de 20 a 100 indica a magnitude do traço latente (crenças irracionais). Embora não existam estudos de normatização para população brasileira assume-se que maiores índices no escore total do instrumento estão associados a maiores intensidades no traço psicológico avaliado (Matta et al., 2009; Yoshida & Colugnati, 2002).

Com o objetivo de adaptar este instrumento à realidade brasileira, Yoshida e Calugnati (2002) realizaram estudos de tradução, precisão e validade da ECI para a população de universitários. Para tanto utilizaram os métodos de tradução reversa, consistência interna, teste-reteste e análise de componentes principais. As análises resultaram na extração de 16 itens agrupados em uma solução unidimensional, com variância explicada de 18.87%. O alfa de Cronbach obtido foi de 0.73. O índice de precisão teste-reteste da escala foi 0.88 para a amostra masculina e 0.82 para a amostra feminina. Já o estudo da versão original, realizado com uma amostra de estudantes universitários americanos, obteve solução unidiensional, composta pelos 20 itens da escala original e apresentaram índices de consistência interna igual a 0.80, medido através do coeficiente alfa de Cronbach, bem como índices de correlação Pearson para análise de teste-reteste igual 0.89 (Malouff & Schutte, 1986).

Procedimentos

Para a análise das evidencias de validade da estrutura interna da ECI avaliou-se inicialmente a medida de adequação da matriz de correlação através do Kaiser-Meyer-Olkin (KMO) e Teste de Esfericidade de Bartlett. Posteriormente realizou-se análise de componentes principais. De acordo com Hair, Black, Babin, Anderson, e Tatham (2009), trata-se de uma técnica de interdependência que tem por principal objetivo a definição das estruturas inerentes entre as variáveis em análise. As definições desses grupos de variáveis recebem o nome de componentes, que representam padrões de correlações entre as variáveis observadas que possam ser explicados por construtos latentes (Gouveia, Santos, & Milfont, 2009; Primi, 2012). Assim, os componentes adquirem significados diante daquilo que, em conjunto, as variáveis representam. Por fim, realizou-se  a análise paralela com objetivo de determinar o número ótimo de componentes da escala (Horn, 1965).

Na busca de evidências da precisão da ECI frente à população de atletas, as respostas ao instrumento foram submetidas à análise empírica para a estimativa de consistência interna, por fator e para a escala total, por meio do coeficiente Alfa de Cronbach (α ). O principal benefício desta técnica refere-se à necessidade de única aplicação do instrumento. Em relação aos índices de precisão, conforme indicado na literatura, considerou-se a existência de confiabilidade das medidas quando alcançado coeficientes superiores a 0.70 (Gouveia et al., 2009; Martins, 2006; Primi, 2012).

Para determinar o tamanho da amostra foi utilizado o critério da “razão itens/sujeitos” segundo o qual a amostra deve ter entre 5 e 10 sujeitos, por item do instrumento (Hair et al., 2009). Além disto, atendeu-se ao critério de número mínimo de participantes sugerido por Pasquali (2010) e Gouveia et al. (2009) para a realização da análise de componentes principais, o que sugerem que a amostra seja superior a 200 participantes. Assim sendo, atingiu o número de participantes necessário para obtenção de probabilidade de erro do Tipo 1 de 0.05 e uma probabilidade de erro do Tipo 2 de apenas 1% ou poder estatístico de 0.99 quando atingido alfa menor que 0.05.

Por fim, utilizou-se a Teoria de Resposta ao Item (TRI), mais especificamente o Modelo Rasch-Masters Partial Credit Model através do método de estimação maximum likelihood, para a verificação dos seguintes parâmetros: índices de dificuldade dos itens (theta), índices de ajuste dos itens (infit outfit) e níveis de traço latente dos participantes (theta). Neste cenário, os índices de ajustes se referem ao sumário dos resíduos entre respostas esperadas pelo modelo e observadas. Entende-se por infit o nível de ajustamento dos padrões de respostas, sensível em categorias com valores de dificuldade próximos aos valores de theta da pessoa. Já o outfit é sensível a padrões inesperados de respostas quando a diferença entre o theta e a dificuldade das categorias é muito grande (Primi, Carvalho, Miguel, & Muniz, 2010). Segundo Linacre (2002)) estes valores podem variar de 0 ao infinito, onde valores próximos de 1 indicam bom ajuste. Desta forma, seguindo critérios convencionalmente adotados na literatura buscou-se valores maiores que 0.7 e menores que 1.3 (Bond & Fox, 2001; Smith, 1996).

Para o desenvolvimento de normas de interpretação para ECI, foram utilizados procedimentos estatísticos específicos, como a análise do mapa de pessoas-itens, para interpretação com referência no item (Embretson & Reise, 2000). Vale destacar que as análises com base na TRI foram realizadas separadamente para cada um dos componentes que compuseram a ECI, em respeito aos pressupostos de unidimensionalidade e independência local, exigidos por esse procedimento (Pasquali, 2007; Pasquali & Primi, 2003). Para tanto se utilizou o programa WINSTEPS (Linacre, 1991) para as análises de TRI, e o IBM SPSS versão 20, para análise de componentes principais, analise paralela e avaliação da consistência interna.

Conforme apresentado na Tabela 1, a primeira dimensão, foi composto por 10 itens, nota-se que todo os itens apresentaram bons índices de cargas componenciais entre 0.37 e 0.67, o que demonstra representatividade dos mesmos na avaliação da dimensão proposta (Marôco, 2010). Quanto à interpretação teórica esses itens tinham como principal objetivo a avaliação das Crenças Irracionais ligadas a situações ou características que não podem ser modificadas, nas quais restavam aos indivíduos permanecerem na situação atual e não despender esforços para modificá-la. Nesse sentido, o foco da avaliação corresponde à verificação do nível de Crenças Irracionais embutido nos sentimentos e percepção dos sujeitos frente situações passadas.

O segundo componente foi constituído de 8 itens, todos se mostravam bons representantes do construto com cargas componenciais que variavam entre 0.54 e 0.78. Em relação à interpretação teórica pode-se observar que esta dimensão congregava itens com objetivo de avaliar Crenças Irracionais frente à resolução de situações atuais e futuras. Assim as principais questões a serem avaliadas por esses dizem respeito ao grau em que as características pessoais impedem a resolução de problemas atuais e futuros.

Além disso, pode se observar  índices de correlação item-total entre os itens e componentes delimitados que variavam entre 0.30 e 0.61 para o primeiro componente, e entre 0.31 e 0,44 para o segundo. A apropriada definição desta solução dimensional foi avaliada também através dos índices de consistência interna destas dimensões, que apresentaram alfa de Cronbach igual a 0.76 e 0.66, respectivamente. Contudo, observa-se que os itens 1 e 7 não apresentaram carga componencial acima de 0.30 em nenhuma das dimensões, sendo excluídos. Dessa forma a escala foi delimitada com 18 itens, dos quais 10 compuseram a primeira dimensão e oito deles a segunda, com índice de consistência interna para a escala total igual 0.80. Tais resultados mostram-se favoráveis às primeiras evidências de validade da estrutura interna e precisão da ECI frente à população de atletas.

Análise das propriedades dos itens através TRI

Já em relação aos índices de ajustes os resultados mostraram, conforme pode ser visualizado na Tabela 2, que os valores de infit para o primeiro fator revelaram variações entre 0.76 (item 14) e 1,21 (item 15), indicando que todos os 10 itens que representam o fator apresentaram índices considerados adequados (menor que 1.30), conforme recomendação da literatura. O mesmo foi observado para os itens que compõem o segundo fator, vide as variações dos índices entre 0.86 (item 15) e 1.07 (item 13).

Na avaliação da estatística outfit observa-se que no fator 1 os índices variaram entre 0.71(item 14) e 1.41 (item 15), salientando-se o valor apresentado por este último, pouco acima do valor desejado, de modo a indicar que o mesmo não se ajusta as previsões esperada pelo modelo. Já para o segundo fator esta variação não assume valores extremos, entre 0.77 (item 19) e 1.06 (item 11). Assim pode-se considerar que ambas as dimensões são representadas por itens com bons índices de ajuste.

Análise dos mapas de itens

O último passo consistiu em uma tentativa de estimar normas preliminares para interpretação da ECI quanto à avaliação de atletas. Para tanto, utilizou-se os fundamentos da TRI e a interpretação referenciada no item (Primi et al., 2010), por meio da análise do mapa de itens. Vale ressaltar que, no mapa, os itens são apresentados em ordem de dificuldade e não em ordem numérica. Desta maneira, o item mais facilmente endossado pelos participantes localiza-se na base do mapa, seguindo uma ordem crescente de dificuldade, sendo que, o mais difícil de ser endossado, localizar-se-á no topo do mapa. Os mapas são apresentados para cada um das dimensões nas Figuras 2 e 3, respectivamente.

Na Figura 2 pode-se observar que sujeitos que apresentam nível de traço latente um desvio padrão abaixo da média (representado pela letra S na linha horizontal, lado esquerdo, na parte de baixo da Figura), no caso, as crenças irracionais, tendem a assinalar a alternativa “nem concordo nem discordo” em todos os itens que compõem a primeira faixa, a qual contempla os itens 18, 8, 6, 15, 20, 10 e 14, marcando usualmente a alternativa 3 na escala Likert. Assim, mostram ter dúvidas em identificar-se com os conteúdos apresentados pelos itens, os quais envolvem alta necessidade de ser amado por pessoas importantes, achar terríveis situações que apresentem resultados diferentes do que gostaria e não gostar de incertezas sobre o futuro. Já em relação à segunda faixa, composta pelos itens 13, 12 e 5, os sujeitos tendem a discordar quanto à capacidade destes itens descrevê-los, endossando a alternativa “discorda um pouco” (ponto 2 na escala Likert). Desse modo que não reconhecem em si o conteúdo de tais itens, os quais envolvem intensão de punir pessoas que tirar vantagem injustamente, aborrecimento frente a situações ruins eminentes e maneiras de agir tão cristalizadas que jamais poderiam ser modificadas.

Por outro lado, pessoas com níveis de crenças irracionais um desvio padrão acima da média tendem a concordar fortemente com o conteúdo apresentado nos itens 18, 8, 6, 15, 20, 10, assinalando a alternativa 5 da escala Likert (“concorda fortemente”). Tais itens envolvem crenças relacionadas necessidade de se sentir amado por pessoas importantes, alta frustração frente situações apresentem resultados diferentes do que gostaria, necessidade de estar realizando algo para obter autossatisfação e não gostar de incertezas sobre o futuro. Já em relação à segunda faixa, no item 14 tais indivíduos usualmente tendem a marcar a alternativa 4, “Concorda um pouco” o qual aborda crença relacionada a frustração quando as coisas não ocorrem da forma que eles gostariam, sendo que somente no item 5 os sujeitos apresentaram dúvida quando a concordância ou discordância, assinalando “não concorda nem discorda”, cujo conteúdo versa sobre impossibilidade de modificar maneiras de agir habituais.

Isso indica a relativa facilidade de endosso dos itens para amostra avaliada, haja vista que sujeitos com nível de theta médio apresentariam pontuações elevadas nesta dimensão: de acordo com o procedimento de transformação em escore total,  proposto pelo modelo de créditos parciais, igual a 38, enquanto indivíduos localizados na escala de theta 1 DP abaixo de média 26 e sujeitos com nível de theta 1 DP acima da média igual a 43. Ressalva-se que os escores podiam variar entre 10 e 50.

Em relação aos resultados apresentados no mapa de itens referentes à segunda dimensão observa-se, na Figura 3, que os indivíduos com nível de crença irracional abaixo da média (um DP), tendem a discordar de todos os itens que compõem o fator, vide que tendem a endossar a alternativa 2, “Discorda um pouco” nos itens 16, 2, 3, 17, 4 e 11, cujo conteúdo abrange crenças relacionadas a sentimentos de que as situações não poderão apresentar resultados melhores que os habituais, percepção das emoções negativas como resultantes de pressões externas, falta de controle sobre as coisas que saem erradas, percepção das pessoas injustas como ruins, bem como percepção de que o passado influencia intensamente as decisões futuras. Tendem a discordar fortemente do conteúdo representado pelos itens 9 e 19, os quais dizem respeito à impossibilidade melhorar uma situação ruim da vida, e entendimento de que é melhor ignorar os problemas pessoais do que tentar resolvê-los.

Em outro oposto, indivíduos com nível de crenças irracionais um desvio padrão acima da média tenderiam a assinalar a alternativa “concorda um pouco” (4 na escala Likert), nos itens 16, 2, 3 e 17, concordando parcialmente com crenças de que as situações não poderão apresentar resultados melhores que os habituais, emoções negativas como resultantes de pressões externas e falta de controle dos sentimentos quando as coisas que saem erradas. Contudo estas pessoas apresentariam dúvida nos itens 4, 11 e 9, que se referem à percepção das pessoas injustas como ruins,  influencia intensa do passado sobre decisões futuras, bem como sensação de que é  melhor esperar do que tentar melhorar uma situação ruim da vida.  E por fim discordariam do item 19 que diz respeito à impossibilidade de resolver os problemas pessoais sendo, portanto, melhor ignorá-lo.

O que indica, para amostra avaliada,  maior dificuldade em endossar os itens que compõem a segunda dimensão da ECI. Nesta direção sujeitos com nível de theta médio apresentaram escore total igual a 19, os indivíduos com nível de theta  um 1 DP abaixo da média 13, enquanto sujeito com nível de theta 1 DP acima da média 28. Considerando que os escores podiam variar entre 8 e 40.

Esta pesquisa orientou-se através dos seguintes objetivos: obter evidências de validade e precisão, apresentar normas de interpretação da Escala de Crenças Irracionais (ECI) frente à população de atletas, bem como comparar essas evidências com os estudos realizados com a população universitários. No entanto,  a sua realização esteve  pautada na necessidade prática de ampliação do espectro instrumental disponíveis aos psicólogos que atuam junto a atletas na tarefa de avaliar e fornecer a melhor intervenção a estes indivíduos, haja vista a importância deste construto para a população de esportistas (Ellis, 1982, 1994; Llamas & Abello, 2008; Román & Savoia, 2003; Turner & Barker, 2013, 2014).

Quanto às propriedades psicométricas da ECI observa-se que a solução bidimensional apresentou-se mais adequada quanto à proposta de avaliação de atletas. Contudo, observa-se que a estrutura obtida neste estudo diferencia-se da estrutura unidimensional apresentada por (Yoshida & Colugnati, 2002) junto à amostra composta por estudantes universitários de modo que pode-se hipotetizar a influência das características da amostra nos resultados obtidos. Pois embora os participantes de ambas as pesquisas apresentem idade próxima (22.44 anos; DP= 5.25, para os atletas e 21.3 anos; DP=3.98 para os universitários), suas atividades profissionais, bem como nível de escolarização foram consideravelmente diferentes, o que o que confirma os apontamentos teóricos quanto à necessidade de estudos específicos deste construto para população esportiva (Mariño, 2003; Sparkes, 2011; Turner & Barker, 2014).

Nos resultados apontados pela análise de componentes principais, destaca-se que os itens 1 e 7 não apresentaram cargas componenciais consideráveis em nenhuma das dimensões. Desta maneira a escala ficou constituída, em uma versão com evidência de validade para esta amostra específica, por 18 itens com índice de consistência interna, similares ao encontrado por Malouff e Schutte (1986) junto a estudantes universitários americanos. Em comparação com os estudos realizados com a população de estudantes universitários brasileiros por Yoshida e Calugnati (2002), observa-se que os índices alcançados nesta pesquisa apresentaram melhor adequação ao definido pela literatura. Para a população de universitário foi sugerida solução unidimensional com variância explicada de 18.87% e consistência interna igual a (α= 0.73). Embora nesta pesquisa tenha-se adotado uma solução bidimensional observam-se melhores índices de variância explicada: 22.49 para o primeiro fator e 8.26 para o segundo. Além disso, a solução adotada neste estudo congrega maior número de itens do que a versão para universitários, ou seja, 18 ao invés de 16.

Através do Masters Partial Credit Model pode-se verificar os índices de ajustes infit/outfit, e dificuldade de cada um dos itens que compuseram ambas as dimensões. Os resultados indicam que, com exceção do item 15, todos os  itens da escala se ajustaram ao padrão de resposta esperado pelo modelo. Contudo, o item 15 apresentou Infit dentro do esperado, portanto não precisa ser visto com um problema a dimensão, já que é capaz de prever o padrão de resposta de sujeitos que apresentam nível de habilidade próximo ao seu nível de dificuldade, apresentando-se menos indicado apenas para previsão de resposta entre sujeitos com nível de habilidade muito distante do seu nível de dificuldade, o que é menos preocupante (Smith, 1996; Wright & Linacre, 1994).

No que diz respeito à dificuldade dos itens as estatísticas descritivas demonstram que nenhum item (em ambas as dimensões) se apresentou muito difícil ou muito fácil de serem endossados pela população estudada. Contudo, observa-se no mapa de itens que aqueles que compuseram o primeiro fator, são em geral mais fáceis de serem endossados pelos atletas quando comparado aos itens que compuseram o segundo fator. Nesse sentido vale lembrar que os maiores pontos na escala Likert indicam maior concordância com  afirmativa, e consequentemente maiores índices de Crenças Irracionais. Tais achados convergem com as expectativas teóricas de que os atletas sejam pessoas treinadas para confrontar os problemas atuais e futuros inerentes ao contexto e ao cotidiano esportivo (Peixoto, 2012). Para tanto são submetidos a treinamentos extensivos e competições para que possam dar soluções a esses problemas, eliminando a possibilidade dos fracassos do passado serem determinantes para os insucessos no futuro.

Já em relação ao primeiro fator, que compreende Crenças Irracionais ligadas a situações que não podem ser modificadas, essas se tornam mais fáceis de serem identificadas pelos atletas. Desse modo caracterizam-se como itens mais fáceis de serem endossados por eles, de maneira a não se mostrarem muito discriminativos na identificação dos diferentes níveis de crenças irracionais. Desta forma, pode-se afirmar que os itens que compõem o segundo fator são, nesse sentido, mais informativos para identificação de pessoas com maiores níveis de Crenças Irracionais, dada a necessidade de maior nível de traço latente para que o sujeito marque valores mais altos na escala, tais informações apresentaram-se como de grande relevância quando aplicadas ao contexto prático, onde o instrumento é utilizado para compor o diagnóstico esportivo, fundamentando a escolha da melhor intervenção psicológicas a ser realizada.

Entende-se que a pesquisa em questão pode responder ambas as perguntas estabelecidas inicialmente quanto à determinação da estrutura fatorial que a ECI apresentaria na avaliação de atletas de alto rendimento, obtenção de evidências de confiabilidade,  indicativos dos níveis de dificuldade e ajuste dos itens, bem como apresentação de normas interpretativas para a escala. Por tanto, conclui-se que o instrumento apresentou boa adequação para avaliação da população de atletas, mostrando-se promissor para o uso profissional. Em relação ao desenvolvimento das normas interpretativas através da TRI, mais especificamente o procedimento mapa de item-pessoas apresentou-se como uma alternativa importante aos profissionais e pesquisadores da área, haja vista que este possibilita não apenas saber a localização sujeito em relação à média, mas também o entendimento do padrão de resposta com base no conteúdo do item. Desta forma, este trabalho pode servir como o primeiro passo rumo ao preenchimento desta lacuna ainda existente na psicologia do esporte brasileira.

Por fim, destacam-se as algumas das limitações dessa pesquisa como a composição de uma mostra por conveniência e não aleatória, a falta de representatividade nacional, já que os participantes eram prioritariamente da região sudeste do país, bem como a necessidade de novos estudos que busquem outras evidências de validade para ECI frente essa população específica.

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