INTRODUCCIÓN
⌅Los instrumentos destinados al control psicológico del entrenamiento son muy útiles y pueden ser aplicados en diferentes momentos de la preparación deportiva. (Ordoqui et al., 2021Ordoqui Baldriche, J. A., González Carballido, L. G., Díaz Montero, M., Azor Hernández, J. L., & Acebal Montes, R. (2021). Validez y confiabilidad de una prueba autovalorativa de terreno en el boxeo cubano de alto rendimiento. Universidad de La Habana, 291. http://www.revuh.uh.cu/index.php/UH/article/view/267 ). La poca efectividad del estudio de las variables psicológicas asociadas al rendimiento obedece al no ajustarse de cada disciplina deportiva.
Del Monte (1998)Del Monte Del Monte, L. (1998). Creación de un instrumento confiable con el fin de estudiar la autovaloración en el judo femenino. Revista Digital Buenos Aires 10(94). https://www.efdeportes.com/efd94/judo.htm validó en Cuba la ¨Escala de nivel subjetivo de preparación en el deporte de Judo Femenino¨ (ENSPDJF). Mientras Lorenzo (s/a) desarrolló una propuesta de evaluación similar aplicable a deportes de combate, que abordan cinco componentes de la preparación física, técnica, táctica, psicológica, y volitiva. del deportista. (González, 2018González Carbllido, L. (2018). “Intervención psicológica e investigación aplicada en Psicología del deporte. ¿Sinergia o identidad?”. Teoría y práctica de la psicología del deporte en Iberoamérica, Vol. 1. Trujillo (Ed.)).
La investigación tiene como objetivo validar un instrumento psicométrico para el control psicológico del entrenamiento adaptado a las características de la disciplina deportiva de judo, en diferentes etapas del entrenamiento y conocer la percepción de preparación deportiva alcanzada.
DESARROLLO
⌅El estudio es de tipo validación de instrumentos (López et al., 2019López Fernández, R., Avello Martínez, R., Palmero Urquiza, D., Sánchez Gálvez, S., & Quintana Álvarez, M. (2019). Validación de instrumentos como garantía de la credibilidad en las investigaciones científicas. Revista Cubana de Medicina Militar, 48(2(Sup),441-450. http://www.revmedmilitar.sld.cu/index.php/mil/article/view/390 ). La metodología empleada es cuantitativa (Hernández y Mendoza, 2018Hernández Sampieri, R, y Mendoza Torres, C. P. (2018) Metodología de la investigación: las rutas: cuantitativa y cualitativa y mixta. México: Mc Graw Hill- Educación.). La variable a estudiar se concibió a partir de la definición de cualidades físicas deportivas realizada por Vinuesa y Vinuesa (2016)Vinuesa Lope M. & Vinuesa Jiménez I. (2016). Conceptos y métodos para el entrenamiento físico. http://repositorio.uasb.edu.bo/handle/54000/1240 . El constructo a evaluar tomó el nombre de preparación deportiva percibida. Fue definido como la valoración subjetiva acerca del grado de desarrollo físico y técnico-táctico alcanzado por un judoca, a partir de la autoconciencia de cumplimento con las tareas del entrenamiento y su rendimiento en controles y competencias.
Se predefinieron cinco dimensiones (rapidez y coordinación, fuerza, resistencia técnico-táctica y motivacional-volitiva) distribuidas en un total de 35 ítems. Se procedió a una aplicación inicial del cuestionario, a modo de pilotaje, a toda la población atlética (29 atletas) de la selección nacional de judo venezolana. Para obtener la validez de apariencia se les pidió valorar en una escala Likert (0-4) si los ítems eran idóneos para medir la preparación deportiva alcanzada considerando los criterios: Razonable y comprensible, Sensible a variaciones, Suposiciones básicas justificables e intuitivamente razonables, Componentes claramente definidos y Derivable de datos factibles de obtener (Moriyama, 1968). en Alonso, Bayarre y Artiles, 2004Alonso, R., Bayarre, H., & Artiles, L. (2004). Construcción de un instrumento para medir la satisfacción personal en mujeres de mediana edad. Revista Cubana de Salud Pública, 30(2). https://www.imbiomed.com.mx/articulo.php?id=29226 ). Fueron entrevistados además los entrenadores y los atletas de mayor experiencia en el colectivo de la selección nacional venezolana de judo en 2015.
Se eliminaron 10 de los 35 ítems originales debido a que obtuvieron puntuaciones bajas en los criterios mencionados. Fue aplicado nuevamente el instrumento a 79 judocas venezolanos en diferentes momentos de su preparación deportiva. Se realizaron análisis estadísticos de consistencia interna de los ítems (Alfa de Cronbach, Correlación elemento-total, Alfa si se elimina el ítem). Además de reducción de dimensiones (componentes principales y rotados varimax) posterior a las pruebas Kaiser-Meyer-Olkin (KMO) y esfericidad de Bartlet para comprobar si los elementos eran factorizables.
El análisis de consistencia interna de los ítems arrojó que estos poseen un coeficiente alfa de Cronbach de 0,899. La tabla 1 ofrece un análisis de cada elemento o ítem con el resto.
| Ítems | Media de la escala si se elimina el elemento | Varianza de la escala si se elimina el elemento | Correlación elemento-total corregida | Alfa de Cronbach si se elimina el elemento |
|---|---|---|---|---|
La columna a la derecha (Alfa de Cronbach si se elimina el elemento) revela que en la mayoría de los ítems su eliminación supondría una disminución de este coeficiente, con excepción de los ítems 6, 17 y 23. En la columna cuatro (Correlación elemento-total corregida) los ítems cuyas correlaciones resultaron más bajas son el 6 (0,218), 17 (-0,203) y 23 (-0,331).
Estos tres ítems corresponden a una misma dimensión preconcebida (motivacional-volitiva) y aparentan no corresponder con los restantes elementos del constructo por lo que se sugiere sean eliminados de la escala.
Se efectuó un análisis de reducción de dimensiones para comprobar si existía correspondencia entre las cuatro dimensiones preconcebidas con el número de factores que provee el modelo. Comprendió previamente las pruebas KMO para obtener el índice de adecuación muestral, cuyo resultado fue de 0,835 y de esfericidad de Bartlett (878,639, gl 231 Sig. 0,000) para rechazar la hipótesis nula acerca de la no correlación entre los elementos (Pérez y Medrano, 2010Pérez, E. R. & Medrano, L. (2010). Análisis Factorial Exploratorio: Bases Conceptuales y Metodológicas. Revista Argentina de Ciencias del Comportamiento, 2(1), 58-66. https://revistas.unc.edu.ar/index.php/racc/article/view/15924 ).
Luego de confirmarse los anteriores supuestos el análisis de extracción y determinación del número de factores evidenció la existencia de cinco con autovalores mayores que 1 (regla K1) y que en conjunto explican el 64,39% de la varianza total de los resultados. En un segundo análisis fijando cuatro factores a extraer se comprobó que estos explican el 59.61% de la varianza total.
La tabla 2 ofrece los resultados del análisis de componentes rotados mediante el método Varimax que minimiza el número de elementos con saturaciones altas en cada factor, para facilitar la interpretación de la solución factorial.
| Ítems | Componente | |||
|---|---|---|---|---|
| 1 | 2 | 3 | 4 | |
| item 8 | ,741 | |||
| item 20 | ,664 | |||
| item 2 | ,639 | ,367 | ||
| item 24 | ,621 | |||
| item 12 | ,609 | ,477 | ||
| item 3 | ,572 | ,495 | ||
| item 16 | ,426 | ,384 | ||
| item 25 | ,330 | ,727 | ||
| item 21 | ,701 | ,475 | ||
| item 22 | ,662 | |||
| item 14 | ,306 | ,662 | ||
| item 10 | ,363 | ,512 | ,328 | |
| item 7 | ,732 | |||
| item 4 | ,593 | |||
| item 9 | ,318 | ,444 | ,569 | |
| item 1 | ,545 | ,470 | ||
| item 13 | ,409 | ,537 | ,359 | |
| item 5 | ,409 | ,688 | ||
| item 11 | ,355 | ,669 | ||
| item 15 | ,643 | |||
| item 19 | ,502 | ,629 | ||
| item 18 | ,416 | ,550 | ||
La distribución de ítems por factores simples, a partir de la rotación permitió comprobar que el primero agrupa seis elementos con saturaciones entre 0,741 y 0,426. Los tres factores restantes agrupan cinco ítems (entre 0,732 y 0,512)
La consistencia interna de los 25 reactivos de la prueba, mostro un coeficiente Alfa de Cronbach muy cercano a la unidad (0.899), y una elevada correlación entre sí. (Oviedo y Campos, 2005 en Campos et al. ,2020Campos-Carreño, M. A; Velasco C. B. & Araya J. P. (2020). Adaptación y validación de escalas de medición en el trabajo. Parte 1: bienestar social. Revista Información tecnológica. Vol. 31(5), 195-204 ) declaran que un valor entre 0,70 y 0,90 indica una buena consistencia interna para una escala.
Los resultados del análisis de adecuación muestral KMO y esfericidad de Bartlett demostraron que los ítems del cuestionario pueden constituir un constructo. De acuerdo con Denegri et al. , 2021Denegri Coria, M; García Jara, C; González Rivera, N; Elgueta, H; Hueche, C. & Schnettler, B. (2021). Psychometric properties of a Food Buying Styles Scale (EEC-ALI) in University Students. Revista interamericana de psicología, 55(2). https://journal.sipsych.org/index.php/IJP/article/view/934 ) un índice por encima de 0,85 determina que dicha medida tiene un nivel muy bueno para continuar con el análisis de componentes principales.
Los cuatro factores obtenidos, a partir de saturaciones que ofrece la matriz de componentes rotados, agrupan ítems correspondientes a las diferentes dimensiones prediseñadas. Este resultado y los anteriores, ponderan la validez de la escala para medir el constructo por encima de sus respectivas dimensiones. Lo encontrado refuerza la idea de que las cualidades deportivas se relacionan tan íntimamente entre sí. Ninguna acción deportiva es pura; todas son producto…, en mayor o menor grado, de varias cualidades (Vinuesa y Vinuesa, 2016Vinuesa Lope M. & Vinuesa Jiménez I. (2016). Conceptos y métodos para el entrenamiento físico. http://repositorio.uasb.edu.bo/handle/54000/1240 ).
CONCLUSIONES
⌅Se elaboró un instrumento que permite medir la valoración subjetiva acerca del grado de desarrollo de las cualidades deportivas (físico y técnico-táctico), alcanzado en la preparación por judocas de alto rendimiento. El cuestionario constó de cuatro dimensiones que conforman el constructo preparación deportiva percibida. Se efectuaron análisis de consistencia interna y de reducción de dimensiones.