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REVISTA IBEROAMERICANA DE PSICOLOGÍA DEL EJERCICIO Y EL DEPORTE Vol. 13 nº 2 pp. 245-250
ISSN 1886-8576
Revista Iberoamericana de Psicología del Ejercicio y el Deporte. Vol. 13, nº 2 (2018)
245
Manuscrito recibido: 22/11/2016
Manuscrito aceptado: 23/11/2017
Dirección de contacto: Antonio
Baena-Extremera. Facultad de
Ciencias de la Educación,
Universidad de Granada. Campus
Universitario Cartuja, s/n, 18011
Granada, España.
Correo-e: abaenaextrem@ugr.es
VALIDACIÓN DE UNA ESCALA DE MOTIVOS DE PARTICIPACIÓN EN RAIDS DE AVENTURA
Antonio Baena-Extremera1, José David Ayala2, Zaida María Ruíz-Fernández3 y Juan Carlos
Escaravajal3
Universidad de Granada1, España, Universidad Católica San Antonio de Murcia2, España y
Universidad de Murcia3, España
RESUMEN: Los Raids de Aventura son pruebas de gran dureza física y psicológica, por eso, los
deportistas deben tener una motivación importante para participar en estas pruebas. A pesar
de ello, a día de hoy no hay instrumentos que evalúen estos motivos, por ello, el objetivo de este
trabajo ha sido validar una Escala de Motivos de participación en Raids de Aventura. La muestra
estuvo compuesta por 272 competidores de la Liga Española de Raids de Aventura, que
rellenaron un cuestionario antes de una de las pruebas de la Liga. Se realizaron análisis
factoriales exploratorios, psicométricos y confirmatorios usando el programa SPSS y Lisrel. Los
resultados muestran que se pueden extraer 4 factores de dicha escala, aunque el modelo que
presenta ajustes correctos en el análisis confirmatorio, es el modelo de un factor, referido a los
motivos de prácticas en raids de aventura. Los datos avalan la validez y fiabilidad de dicha escala,
en esta población.
PALABRAS CLAVE: motivación, raids, carreras de aventura, confirmatorio.
VALIDATION OF SCALE OF REASONS FOR PARTICIPATING IN ADVENTURE RAIDS
ABSTRACT: Adventure Races are competitions of great physical and psychological toughness,
therefore, raiders must have a strong motivation to participate in these races. However, today
there are no instruments to assess these reasons, therefore, the aim of this study was to validate
a scale reasons for participation in Adventure Races. The sample consisted of 272 competitors
in the Spanish League of Adventure Races, who completed a questionnaire before each
competition. Exploration, psychometrics and confirmatory factor analyzes were performed
using SPSS and Lisrel program. The results show that can be extracted 4 factors of that scale,
although the model presented in the correct settings confirmatory analysis, is the model of a
factor, based on the reasons for adventure races practices. The data support the validity and
reliability of this scale in this population.
KEYWORDS: motivation, raids, adventure races, confirmatory.
VALIDAÇÃO DE UMA ESCALA DE MOTIVOS DE PARTICIPAÇÃO EM RAIDES DE AVENTURA
RESUMO: Os Raides de Aventura são provas muito exigente do ponto de vista físico e
psicológico, pelo que os desportistas devem apresentar níveis motivacionais elevados para
participar nestas provas. Apesar do reconhecimento sobre a importância desse fator, não
existem instrumentos que avaliem os aspectos motivacionais para a prática dessa atividade nos
dias de hoje. Assim, o objectivo do presente trabalho foi validar uma Escala de Motivos de
participação em Raides de Aventura. A amostra do estudo foi composta por 272 competidores
da Liga Espanhola de Raides de Aventura, que responderam a um questionário antes de
participarem numa das provas da liga. Foram realizadas análises fatoriais exploratórias,
psicométricas e de confirmação, utilizando-se o programa SPSS e Lisrel. Os resultados
demonstraram que se podem extrair 4 fatores da referida escala, embora o modelo que
apresentou ajustes corretos na análise de confirmação tenha sido o modelo de um fator quanto
aos motivos de prática em Raides de Aventura. Os resultados obtidos confirmam a validade e
fiabilidade da escala na população estudada.
PALAVRAS-CHAVE: motivação, raides, percursos de aventura, confirmação.
La normativa de la Liga Española de Raids de Aventura (LERA)
(2016) define los Raids de Aventura (RA) como una competición
que, al desarrollarse en el medio natural, en lugares de difícil control
y acceso, conlleva un importante riesgo para los participantes. Su
Antonio Baena-Extremera, José David Ayala, Zaida María Ruíz-Fernández y Juan Carlos Escaravajal
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Revista Iberoamericana de Psicología del Ejercicio y el Deporte. Vol. 13, nº2 (2018)
larga duración, su desarrollo en condiciones de autonomía, las
múltiples disciplinas y pruebas especiales que intervienen requieren
que los deportistas posean una variedad suficiente de capacidades
físicas, destrezas técnicas y recursos de supervivencia como para
garantizar su propia seguridad durante el desarrollo de la prueba
(artículo 5).
Baena-Extremera, Granero, Gómez-López y Rebollo (2013)
expresan que los RA presentan una estructura organizada cuyo
fundamento es gozar al máximo en poco tiempo, sintiendo
riesgo y emoción al practicar dentro de estas competiciones,
deportes como el alpinismo, la escalada, la canoa, el kayak, la
bicicleta de montaña, la espeleología, el descenso de barranco e
incluso, el rafting. Estas carreras, siguiendo el Reglamento de RA
(2010) de la LERA, en su artículo 14 se recogen que los raids,
pueden ser pruebas con una duración que puede oscilar desde
un solo día con un máximo de 8 horas (tipo Sprint), a carreras de
4 o más días sin descanso (non-stop) con una duración superior
a 80 horas (tipo Extrem Raid).
En España, la Federación Española de Orientación es la
organización que ampara a la LERA como la competición más
importante dentro de nuestro país en este tipo de pruebas,
contando dentro del panorama español con equipos y
competidores que participan en pruebas internacionales y
mundiales. Siguiendo las indicaciones de la LERA y teniendo
como referente las pruebas internacionales, los RA suelen ser
competiciones de un mínimo de 2 días y con distancias que
superan los 50 kilómetros. Competir con estos volúmenes de
trabajo, con desniveles positivos en ocasiones por encima de los
4000 metros, requiere de deportistas no solamente muy bien
entrenados desde el punto de vista físico, sino también
psicológico y con una motivación hacia estos deportes
importante. De hecho, siguiendo el trabajo de Baena-Extremera
(2008), muchos de los competidores de RA provienen del
triatlón, de las Carreras de y por Montaña (CM) y de la maratón.
En relación a la motivación, Glasser (1976) ya explicaba
algunas variables que pueden influir en este tipo de pruebas,
como son la adicción positiva a correr, entendiéndola como una
actividad que incrementa la fuerza mental y cuando se pierde
produce algún tipo de sufrimiento o malestar (físico o
psicológico). Sin embargo, este compromiso de participar en
pruebas de larga duración, puede ser incluso perjudicial para la
vida de los deportistas (Ardila, 2003), tanto a nivel social, laboral
e incluso, en su salud (Nebot et al., 2015). A pesar de ello, el
número de corredores en pruebas de larga distancia, de CM y de
RA, no para de crecer, según muestran diversos estudios (Baena-
Extremera et al., 2013; Jeukendrup, 2011). Teniendo en cuenta
este aspecto, sería de gran interés para la comunidad científica,
conocer las razones o motivos que llevan a estos sujetos a
participar en pruebas tan duras, y a la vez, tan emocionantes.
En esta línea existen estudios recientes como el de Hill, Gómez,
Brinkley y Goldenberg (2013) que estudiaron los motivos de
participación en carreras de aventura urbanas, concluyendo que
los motivos más predominantes asociados a la participación en
este tipo de pruebas eran por salud y diversión. En otro tipo de
deportistas muy ligados al ámbito de la montaña, en el estudio
de Getz, y McConnell (2014) se observa como en los corredores
y ciclistas de montaña, las motivaciones personales, como
divertirse, desafío propio o emociones vividas, predominan
sobre la dimensión social o factores puramente competitivos
como ganar. En un ámbito más recreativo de actividades de
aventura, en el estudio de Lynch y Dibben (2015) diferenciando
entre motivación intrínseca y extrínseca, en la primera
predominan los motivos de disfrute, desafío, mejora progresiva
del rendimiento, etc., y en la segunda fueron la competencia, la
interacción social y el desarrollo de la identidad personal, entre
otros. La aptitud física y los premios aparecieron como
motivaciones menores.
En relación a los instrumentos usados para evaluar estas
variables, hay que destacar que a día de hoy, no existe ningún
instrumento válido y fiable que evalúe los motivos de
participación de estos deportistas en este tipo de pruebas tan
duras y tan extremas como son los RA y las CM. Existen escalas
y test que miden en la motivación de participación en otros
deportes que comparte alguna similitudes con los RA como las
maratones (Ruiz-Juan y Zarauz, 2011) e incluso estudios que
miden la super-adherencia a estos deportes (Zarauz y Ruiz-Juan,
2012). Por otro lado, existen algunos trabajos realizados sobre
motivaciones en corredores aficionados (Llopis y Llopis, 2006),
en maratonianos españoles y mexicanos (Zarauz, Ruiz-Juan,
Arbinaga, Jaenes, y Flores, 2015), pero escasean los trabajo en
nuestro país, y sobre todo, cuando hablamos de RA y CM.
Teniendo en cuenta todo lo anterior, el objetivo de este trabajo
es crear y validar una Escala de Motivos de participación en RA,
que sirva como futuro instrumento para evaluar y aportar
conocimiento científico sobre los deportistas de estas disciplinas
tan exigente.
MÉTODO
Participantes
El universo de población estuvo compuesto por los
competidores de la LERA. Teniendo en cuenta esta población
finita, para seleccionar la muestra se estableció un margen de
confianza del 95.5% y un margen de error de ± 2, dando como
resultado un total de 272 competidores.
Una vez obtenido el número de sujetos, se siguió diseño no
probabilístico y por conveniencia, seleccionando a los
corredores en cuatro competiciones dentro de la LERA, ubicada
cada una de ellas en una comunidad autónoma diferente e
intentando abarcar el máximo territorio español. De este modo,
se pudo acceder al completo de los 272 competidores que
competían dentro de la Liga Española, siendo un total de 229
hombres (84.2%) con edades medias de 28.4 (DT = 1.6) y de 43
mujeres (15.8%) con edades medias de 27.2 (DT = 0.888).
Diseño
El diseño del trabajo fue de carácter no experimental, seccional,
descriptivo y confirmatorio.
Instrumento
Escala de Motivos de participación en RA. Se diseñó un
cuestionario compuesto por 15 preguntas sobre diferentes
motivos positivos y negativos, que llevan a estos deportistas a
competir en pruebas de RA. Se utilizó para diseñarlo parte del
cuestionario validado por Baena-Extremera (2008), sobre RA. Los
ítems iban precedidos por la pregunta ¿Cuál son los motivos por
lo que practica o no practica RA?, siendo las respuestas de
carácter dicotómico (sí o no).
Validación de una escala de motivos de participación en raids de aventura
Revista Iberoamericana de Psicología del Ejercicio y el Deporte. Vol. 13, nº 2 (2018)
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Procedimiento
Primeramente, se pidió permiso a la organización de cada uno
de los eventos para poder llevar a cabo un cuestionario a los
competidores. Seguidamente, se citó a los competidores para
responder a este cuestionario en el primer briefing de la carrera
o justo a la llegada a las instalaciones, en el momento de cerrar
la inscripción y la recogida de dorsales. Los sujetos fueron
informados del objetivo del estudio, voluntariedad, absoluta
confidencialidad respuestas y manejo de datos, que no había
respuestas correctas o incorrectas, solicitándoles máxima
sinceridad y honestidad, todo ello, respetando las directrices de
la Declaración de Helsinki. No hizo falta para ello, dejar por
escrito el consentimiento informado por ser mayores de edad.
El cuestionario fue auto administrado y tuvo una duración
aproximada de 15 a 20 minutos.
Análisis estadístico
Se ha llevado a cabo análisis descriptivos y de las propiedades
psicométricas del instrumento. Posteriormente, se han llevado a
cabo análisis factorial exploratorio (AFE) con SPSS v.20 y análisis
de factoriales confirmatorios (AFC) con LISREL 8.8.
RESULTADOS
Análisis de la estructura interna
En primer lugar, se llevó a cabo un AFE utilizando el método de
extracción de componentes principales (PCA), requiriéndose una
correlación mínima de .40 para que cada ítem fuese importante
dentro del factor (Stevens, 1992). La medida de adecuación
muestral de Kaiser-Meyer-Olkin (KMO) es aceptable (.803) y la
prueba de esfericidad de Bartlett resultó estadísticamente
significativa (2(120) = 1319.974, p < .000), lo que permitió concluir
la pertinencia de la aplicación del AFE. Los resultados confirman
la extracción en 4 factores. Con un porcentaje total de varianza
explicada del 59.092%, los resultados manifiestan la estructura
dimensional en cuatro factores con saturaciones de los ítems
por encima del .465 (Tabla 1).
Análisis de ítems y homogeneidad de la escala
A continuación, los criterios que se tuvieron en cuenta para
conservar un ítem fueron: coeficiente de correlación corregido
ítem-total (CCIT-c) ≥ .30, y que todas las opciones de respuesta
usadas en algún momento (Nunnally y Bernstein, 1995). Los
índices de asimetría y curtosis deben ser próximos a 0 y < 2
(Tabla 2).
Los ítems del factor 1 presentaron valores medios entre 1.08
del ítem 2 a 1.31 del ítem 7. La consistencia interna de esta
dimensión fue adecuada (α = .87). Todos los CCIT-c presentaron
valores ≥ .413. Los ítems del factor 2 presentaron valores medios
que van de 1.85 del ítem 10 a 1.98 del ítem 11. La consistencia
interna de esta dimensión no fue adecuada (α = .29),
presentando todos los CCIT-c valores ≥ .252.
Tabla 1
Saturaciones factoriales y comunalidades del modelo de tres factores
Escala:
Motivos de práctica
Saturaciones
Factoriales
h2
1. Practica por hacer ejercicio físico
.721
.562
2. Practica por diversión
.754
.572
3. Practica por gusto por el deporte
.793
.640
4. Practica por mantener la forma física y la salud
.752
.602
5. Practica por encontrarse con los amigos
.771
.598
6. Practica por evasión
.720
.621
7. Practica por escapar de la vida cotidiana
.644
.520
8. Practica por competir
.465
.304
9. Practica por vivir el riesgo
.710
.547
Motivos de no práctica por gusto
10. No practica porque no me gusta
.770
.625
11. No practica porque no le veo utilidad
.577
.388
Motivos de no práctica por recursos
12. No practico porque no lo conozco bien
.815
.697
13. No practico porque no tengo instalaciones adecuadas
.818
.671
Motivos de no práctica por cansancio
14. No practico por pereza
.803
.673
15. No practico por cansancio después del trabajo
.773
.647
En relación al tercer factor, los ítems presentaron valores medios
entre 1.78 para el ítem 12 y 1.98 para el ítem 13. La consistencia
interna de esta dimensión fue casi adecuada (α = .65), teniendo
en cuenta los pocos ítems que la componen. Todos los CCIT-c
presentaron valores ≥.465. En el último factor, los ítems
presentaron valores medios entre 1.93 para el ítem 14 y 1.94
para el ítem 15. La consistencia interna de esta dimensión fue
casi adecuada (α = .50), teniendo en cuenta los pocos ítems que
la componen. Todos los CCIT-c presentaron valores ≥ .335.
Autores como Carretero y Pérez (2007) recomiendan realizar
un estudio de correlación para asegurar la homogeneidad de
cada dimensión o factor (CC). En el presente trabajo, la
correlación entre la puntuación de cada ítem y la puntuación
total en cada uno de los componentes mostraron correlaciones
positivas con las dimensiones teóricas a las que pertenecen,
destacando las más bajas como las del ítem 9 (r=.286), ítem 10 y
11 (r=.064), ítem 12 y 13 (r = .016), e ítems 14 y 15 (r = .112); no
obstante, como el CCIT-c presentó valores ≥ .30 exceptuando los
Antonio Baena-Extremera, José David Ayala, Zaida María Ruíz-Fernández y Juan Carlos Escaravajal
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Revista Iberoamericana de Psicología del Ejercicio y el Deporte. Vol. 13, nº2 (2018)
ítems 10 y 11, no se recomienda por este estadístico la
eliminación de ningunos de los otros ítems. Hay que destacar,
que con respecto a la asimetría y curtosis, algunos de los ítems
muestran valores fuera de los rangos permitidos, como el ítem
1, 2, 3 y sobre todo el 11.
Tabla 2
Estadísticos descriptivos, de consistencia interna y de homogeneidad (N = 758)
Escala:
M
SD
CCIT-c
CC
α
sin
ítem
Asim
Curt
Motivos de práctica (α = .87)
1. Practica por hacer ejercicio físico
1.11
.314
.606
.403
.854
2.50
4.29
2. Practica por diversión
1.08
.279
.634
.583
.853
3.00
7.07
3. Practica por gusto por el deporte
1.13
.331
.691
.632
.846
2.28
3.22
4. Practica por mantener la forma física y la salud
1.16
.365
.643
.548
.849
1.88
1.60
5. Practica por encontrarse con los amigos
1.20
.402
.689
.533
.844
1.50
.225
6. Practica por evasión
1.18
.382
.582
.455
.855
.851
-1.28
7. Practica por escapar de la vida cotidiana
1.31
.461
.673
.587
.846
.989
-1.03
8. Practica por competir
1.28
.450
.593
.535
.855
.948
-1.11
9. Practica por vivir el riesgo
1.29
.453
.413
.286
.874
1.71
.920
Motivos de no práctica por gusto (α = .29)
10. No practica porque no me gusta
1.85
.355
.252
.064
-
-2.00
2.03
11. No practica porque no le veo utilidad
1.98
.135
.252
.064
-
-7.21
50.36
Motivos de no practica por recursos(α = .65)
12. No practico porque no lo conozco bien
1.78
.415
.465
.016
-
-1.355
-.165
13. No practico porque no tengo instalaciones adecuadas
1.98
.135
.465
.016
-
-1.073
-.856
Motivos de no práctica por cansancio (α = .50)
14. No practico por pereza
1.93
.261
.335
.112
-
-3.65
11.29
15. No practico por cansancio después del trabajo
1.94
.243
.335
.112
-
-3.29
8.86
Análisis factorial confirmatorio
Para estudiar las propiedades psicométricas de la
dimensionalización original del SMS, propuesta teóricamente
por Balaguer et al. (2007), se aplicaron modelos de ecuaciones
estructurales. Se calcularon varios índices de ajuste para la
evaluación de los modelos, combinando índices de ajuste
absolutos y relativos (Bentler, 2007; Markland, 2007). Entre los
absolutos: el valor p, asociado con el estadístico chi cuadrado
(
2); la ratio entre
2 y grados de libertad (gl; χ2/gl); GFI (índice de
bondad de ajuste). Entre los índices relativos: NFI (índice de ajuste
normalizado), NNFI (índice de ajuste no normativo) y CFI (índice de
ajuste comparativo). También el RMSEA (error de aproximación
cuadrático medio), como índice incremental. Los parámetros
estimados se consideran significativos cuando el valor asociado
al valor t es > 1.96 (p < .05).
Para hacer el estudio confirmatorio, primeramente, se llevó a
cabo un análisis de la normalidad multivariante de esta escala.
Se realizó el test de normalidad basado en la curtosis multivariante
relativa (RMK) de PRELIS, del programa LISREL 8.80. El valor de la
curtosis normalizada multivariante del SMS adaptado a la danza
fue: 21.76 (Mardia-Based-Kappa = .684). El valor crítico
considerado del test fue 1.96 (5%). Los resultados del test
mostraron que no se puede aceptar la normalidad multivariante
(límite superior=1.035; límite inferior=.965), lo que implica la
utilización de estimadores robustos. Por ello, se utilizó el método
de estimación weighted least squares (WLS) del programa LISREL
8.80. La matriz de correlaciones policóricas y la matriz de
covarianzas asintóticas fueron utilizadas como input para el
análisis de los datos. Se hipotetizó un modelo para tres, dos y un
factor, siguiendo los resultados obtenidos en la tabla 2.
En la tabla 3, se detallan los índices de bondad de ajuste tanto
relativos como absolutos. Tras observar los datos, se aprecia
como los dos primeros modelos no presentaros posibilidad de
ajuste con covarianzas asintopticas negativas, entre otros
motivos. Sólo y exclusivamente el modelo de un factor, presentó
ajustes casi perfectos.
Teniendo en cuenta el último modelo, todos los ítems
presentaron valores>.05 en la fiabilidad individual (R2),
obteniendo valores de .576 del ítem 9 a valores de 1.036 del ítem
5.
Tabla 3
Índices de ajuste de cada modelo
x2
df
x2 ̸ df
p
GFI
NFI
NNFI
CFI
RMSEA
ECVI
Modelo 3 Factores
-
-
-
-
-
-
-
-
-
-
Modelo 2 Factores
-
-
-
-
-
-
-
-
-
-
Modelo 1 Factor
68.91
27
2.55
.000
1.00
1.00
1.00
1.00
0.076
.332
Validación de una escala de motivos de participación en raids de aventura
Revista Iberoamericana de Psicología del Ejercicio y el Deporte. Vol. 13, nº 2 (2018)
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Figura 1. Estructura de la Escala de Motivos de participación en
RA. Path Diagram del AFC, con pesos estandarizados y errores
de medición de cada uno de los ítems.
Finalmente, en la tabla 4, se presenta un análisis de la fiabilidad
de esta escala con los valores alfa de Cronbach, la fiabilidad
compuesta y la varianza media extraída (AVE). Como se puede
observar la escala obtiene valores muy por encima de los
mínimos exigibles para instrumentos de este tipo.
Tabla 4
Fiabilidad de la escala
Dimensiones
Modelo de 1 factor
Fiabilidad
compuesta
AVE
α
Motivación de práctica
.98
.87
.87
DISCUSIÓN
El objetivo de este trabajo ha sido validar una escala para evaluar
los motivos de participación de los raiders, en competiciones de
RA. Hay que destacar que las investigación en torno a los raids
de aventura y las carreras de montaña, han crecido
notablemente, siendo los competidores objeto de estudio desde
el punto de vista cardíaco (Romero et al., 2012), desde el punto
de vista de sus hábitos de tiempo libre (Baena-Extremera y
Rebollo, 2009a), desde su punto de vista competitivo (Baena-
Extremera et al., 2013; Baena-Extremera y Rebollo, 2009 b) e
incluso desde el análisis de la mujer como deportista (Baena-
Extremera y Rebollo, 2008). A pesar del avance tan importante
en estos años, los aspectos motivacionales de estos corredores
están aún sin investigar, aspecto que es de vital importancia,
sobre todo, cuando este tipo de pruebas supone distancias y
días de competición que endurecen las pruebas, como son el
caso de los Extrem Raid o de Expedition Raid.
Por este motivo, la investigación de los aspectos
motivacionales de estos corredores nos puede arrojar datos de
gran interés en el futuro, para poder, entre otras intenciones,
organizar y planificar los entrenamientos, las competiciones e
incluso, diagnosticar y evaluar a los corredores. Hay que
destacar que, en nuestro país, contamos ya con algunos
corredores que han sido campeones del Mundo y de Europa, en
Carreras de Montaña y Raids de Aventura (Kilian Jornet, Albert
Roca y Arnau Julià, entre otros).
El estudio de las propiedades psicométricas de la escala,
presenta valores de asimetría y curtosis por lo general, dentro
de los parámetros acordes para estimar los ítems, destacando
algunos de los ítems (1, 2, 3) con valores algo altos, y sobre todo,
el ítem 11 con valores extremos en dichos estadísticos. En el AFE,
observamos que de la escala se extraen 4 factores, uno de
motivación hacia la práctica y tres de carácter negativo (Motivos
de práctica, Motivos de no práctica por gusto, Motivos de no
práctica por recursos, y Motivos de no práctica por cansancio).
Se le pidió al SPSS extraer además dos y tres factores, pero el
modelo de 4 es el único que presentaba los valores idóneos en
KMO y la prueba de Esfericidad de Barlett. A pesar de estos
datos, hay que comentar que el ítem 8 presenta valores de
saturaciones factoriales y comunalidades algo bajos, aspecto
que habría que tener en cuenta para futuros trabajos.
En el análisis de fiabilidad con el Alfa de Cronbach, podemos
apreciar como el único factor que obtiene valores adecuados, es
el factor 1. A pesar de ello, hay que destacar como recogen Hair,
Anderson, Tatham y Black (1999) y Nunnally y Bernstein (1995),
que algunos de estos valores (como sería el caso del factor de
“no práctica por recursos” sobre todo) se podrían asumir, debido
al bajo número de ítems que presenta cada factor. Por este
motivo, se decidió probar en el AFC, la posibilidad de testear
varios modelos con 3, 2 y un factor. Destacar como se puede
apreciar en la tabla 4, el único modelo que obtuvo valores en el
confirmatorio con el programa LISREL 8.8, fue el modelo de un
factor, obteniendo datos muy buenos en varios de sus índices, y
otros más ajustados como en el caso del RMSEA. A pesar de ello,
los valores son perfectamente asumibles según las indicaciones
de Bentler (2007) y Markland (2007). Estos datos, corroboran
además los valores obtenidos en el path diagram, donde se
observa los valores tan adecuados que dicho instrumento
presenta en las cargas factoriales y en los errores de medida,
apoyando la validez convergente de dicho instrumento (Chin,
1998).
Por último y para reforzar la validez de este instrumento,
destacar los valores reflejados en la tabla 5, donde se aprecia
que los resultados obtenidos en las pruebas de Fiabilidad
compuesta y AVE, están muy por encima de los valores mínimos
para dar como fiable dicho instrumento (Hair et al., 1999).
Por todo ello, concluimos afirmando que la Escala de Motivos
de participación en RA es un instrumento válido y fiable, ajustado
a un solo factor, y muy útil para futuras investigaciones en el
campo de los deportes de aventura y las competiciones de
montaña. Destacamos, además, las aportaciones tan
importantes que dicho instrumento puede hacer a la
investigación en este ámbito, sobre todo, si se usa en
combinación con otros instrumentos y escalas ya validadas para
estos deportistas.
REFERENCIAS
Ardila, R. (2003). Calidad de vida: una definición integradora.
Revista Latinoamericana de Psicología, 35(2), 161-164.
Baena-Extremera, A. (2008). Análisis del perfil sociodemográfico y
deportivo de los competidores de Raids de Aventura a nivel
nacional (Tesis Doctoral). Recuperado de
http://digibug.ugr.es/bitstream/10481/1839/3/BaenaExtre
meraA.pdf
Antonio Baena-Extremera, José David Ayala, Zaida María Ruíz-Fernández y Juan Carlos Escaravajal
250
Revista Iberoamericana de Psicología del Ejercicio y el Deporte. Vol. 13, nº2 (2018)
Baena-Extremera, A., Granero, A., Gómez-López, M., y Rebollo, S.
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