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Revista Española de Salud Pública

Print version ISSN 1135-5727

Rev. Esp. Salud Publica vol.86 n.4 Madrid Jul./Aug. 2012

http://dx.doi.org/10.1590/S1135-57272012000400010 

ORIGINAL BREVE

 

Construcción y validación de una escala breve de percepción de barreras para la práctica deportiva en adolescentes

Construction and Validation of a Short Scale of Perception of Barriers for the Physical Activity in Adolescents

 

 

Verónica Cabanas-Sánchez, Carlos Ma Tejero-González y Oscar L. Veiga

Universidad Autónoma de Madrid. Departamento de Educación Física, Deporte y Motricidad Humana

No existen conflictos de interés

Dirección para correspondencia

 

 


RESUMEN

Fundamento: Hoy en día, el descenso de la actividad física es un problema relevante de salud en el primer mundo. En consecuencia, una línea pertinente de investigación es la adquisición de conocimiento sobre los motivos por los que los adolescentes no practican actividad física. El objetivo de este estudio ha sido diseñar y validar una escala que permita evaluar las barreras hacia la actividad físico-deportiva desde la percepción de los adolescentes.
Métodos: El estudio se ha llevado a cabo con una muestra incidental de 160 adolescentes españoles (84 mujeres), con edades comprendidas entre los 12 y los 18 años. La muestra se dividió aleatoriamente en dos partes. Con una de las submuestras y a partir de un banco de 40 ítems, se procedió hasta alcanzar una escala breve y operativa de 12 ítems realizando un análisis factorial exploratorio. Con la segunda submuestra y mediante análisis factorial confirmatorio, se validó la estructura matricial. Asimismo, se analizó la consistencia interna de la escala obtenida mediante el coeficiente alpha de Cronbach.
Resultados: La escala proporcionó información sobre cuatro dimensiones: barreras por incompatibilidad (2 ítems), barreras vinculadas al autoconcepto (4 ítems), barreras por desmotivación (4 ítems) y barreras sociales (2 ítems). El instrumento mostró suficiente validez de constructo (χ2=60,78; grados de libertad=48; p=0,100; GFI=0,88; CFI=0,94; RMSEA=0,58) y alta consistencia interna (α=0,80). Además, la escala tuvo capacidad para explicar el 67% de la varianza de los resultados.
Conclusión: La Escala Breve de Percepción de Barreras para la Práctica Deportiva en Adolescentes es un instrumento válido y fiable.

Palabras clave: Adolescente. Actividad física. Cuestionario. Validación. Análisis factorial.


ABSTRACT

Background: One of the main problems of health in the first world is the increase of physical inactivity. In this respect, adolescence has been identified as a critic period with high decline of physical activity. Therefore, a relevant line of research is the understanding of this social phenomenon. The aim of this study was to design a scale to assess perceived barriers to physical activity on adolescents.
Methods: A convenience sample of 160 Spanish adolescents (84 girls), between 12 and 18 years old, was recruited for this study. Firstly, there were designed 40 items whose pertinence was evaluated through content validation by experts. Later, the participants were divided in two randomized groups, and Exploratory Factor Analysis and Confirmatory Factor Analysis were performed to define a short scale of 12 items. Cronbach Alfa Coefficent was used to evaluate internal consistence of the instrument.
Results: The scale reports four dimensions: incompatibility barriers (2 items), self-concept barriers (4 items), amotivation barriers (4 items) and social barriers (2 items). The scale showed enough construct validity (χ2=60.78; d.f.=48; p=0.100; GFI=0.88; CFI=0.94; RMSEA=0.58) and high internal reliability (α=0.80). Moreover, the scale was able to explain 67% of the data variance.
Conclusions: The Short Scale of Perceived Barriers to Physical Activity in Adolescents is a valid and reliable instrument.

Key words: Adolescent. Physical activity. Questionnaire. Factor analysis.


 

Introducción

Los efectos beneficiosos de la práctica de actividad físico-deportiva sobre el estado de salud de las personas están bien documentados1. Sin embargo, los datos existentes a nivel internacional demuestran que los índices de práctica de la población son inferiores a lo deseable2. Hecho que también se produce en la población adolescente de acuerdo con los datos de la Organización Mundial de la Salud, obtenidos a partir del Estudio sobre las Conductas Saludables de los Jóvenes Escolarizados (HBSC), en el que participaron más de 40 países occidentales3. En el caso de los adolescentes españoles se puede destacar que el 35% de los jóvenes son inactivos (sujetos que realizan menos de 3 horas de práctica físico-deportiva a la semana4). Además se sabe que a los doce años de edad se produce un fenómeno de intenso descenso de práctica de actividad físico-deportiva4, coincidiendo con la transición entre la etapa de enseñanza primaria y la enseñanza secundaria.

Esta situación de prevalencia generalizada de inactividad física ha propiciado que la comunidad científica quiera conocer los motivos o barreras por los que las personas no la realizan, desde la convicción de que la planificación de estrategias y políticas efectivas de promoción de deporte saludable exige no solo valorar las causas de por qué las personas realizan actividad física sino también identificar los motivos por los que otras no la realizan, lo que en última instancia ayuda a combatir la inactividad física poblacional5,6. Además, se ha observado que la percepción de dichas barreras puede variar en función del colectivo estudiado5. Entre otros, personas con enfermedad7, discapacitados8, colectivos de mujeres9 y adultos en general10. Así, por ejemplo, en el caso de la población adolescente se han desarrollado estudios con muestras exclusivas de chicos11, chicas12, jóvenes con parálisis cerebral13, adolescentes de zonas rurales14, etcétera.

Por otra parte, desde un punto de vista de adquisición de conocimiento, un instrumento habitual para medir el constructo "barreras para la práctica de actividades físico-deportivas" son los cuestionarios de autopercepción. En este sentido, existen distintas escalas en lengua inglesa15-18. En español es destacable el Autoinforme de Barreras para la Práctica de Ejercicio Físico19, si bien es una escala elaborada a partir de una muestra entre edades muy diferentes comprendidas entre los 13 y 63 años. Por ello, resulta pertinente desde un punto de vista científico diseñar instrumentos en idioma español que permitan investigar las barreras percibidas para la realización de actividad física de los diferentes grupos poblacionales, que en el caso de este trabajo se enfoca en la población de adolescentes.

En concreto, el presente estudio ha tenido como objetivo diseñar una escala válida y fiable, que resulte breve, operativa y de fácil aplicación y que permita medir las barreras para la práctica deportiva en adolescentes que no realizan práctica deportiva habitual y dirigida (participación en actividades organizadas y supervisadas).

 

Sujetos y métodos

Muestra. La muestra estuvo formada por 160 adolescentes (84 mujeres) de entre 12 y 18 años (14,17±1,3). Dado que se trata de un estudio de validación de una escala, se utilizó una muestra de conveniencia seleccionada por dos criterios: el acceso viable a los participantes y que los sujetos no realizasen práctica deportiva regular organizada. Igualmente, en virtud de las técnicas estadísticas utilizadas para llevar a cabo el estudio (análisis factorial)20, el tamaño de la muestra se estimó bajo el supuesto de que el investigador no usará el análisis factorial para un muestra inferior a 50 observaciones y, preferiblemente, debería ser 100 o mayor21. La participación de los sujetos fue voluntaria, anónima y consentida.

Diseño e instrumento. Estudio de diseño instrumental22. Para medir la percepción de barreras que tienen los adolescentes a la hora de realizar práctica deportiva organizada se elaboró la Escala Breve de Percepción de Barreras para la Práctica de Actividad Física. Esta es un instrumento de autoinforme de doce ítems que solicita a los adolescentes que declaren en qué medida perciben los diferentes ítems contemplados en la escala como barreras para no practicar actividades deportivas organizadas. Cada ítem se valoró con una escala de respuesta tipo Likert de cinco puntos en la que 1 significa totalmente en desacuerdo y 5 totalmente de acuerdo (anexo 1).

El diseño y la elaboración del instrumentó se articuló de acuerdo a cuatro etapas consecutivas: (a) diseño de instrumento inicial, (b) obtención de datos, análisis de matriz de correlaciones y división de la muestra, (c) selección de ítems y (d) validación de constructo.

Instrumento inicial o banco de ítems. En esta etapa se diseñó un cuestionario formado por un banco de 40 ítems con la intención de disponer de un número suficiente de preguntas sobre el que realizar una selección posterior. A su vez, este instrumento inicial se elaboró a partir de tres fases. En la primera fase se revisó la literatura sobre barreras para la práctica de actividad física, utilizando para ello las bases de datos PubMed y SportDiscus, introduciendo la ruta de búsqueda: "(barriers) AND (physical activity OR sport OR exercise)", en calidad de Título/Resumen. Se elaboraron 40 ítems desde la experiencia de los autores tras un análisis de las referencias más relevantes5,11,12,19,23-27. En la segunda fase se realizó un estudio piloto donde se aplicó el instrumento en un grupo de 28 estudiantes de 3o de Educación Secundaria Obligatoria de un centro educativo de la Comunidad Autónoma de Madrid. El instrumento no fue modificado en función del pilotaje, pues todos los adolescentes declararon comprender las preguntas y no se observaron fallos de diseño ni gramaticales. En la tercera fase se seleccionaron seis personas expertas con el fin de validar el contenido de los ítems. Su selección se fundamentó en dos criterios: que tuvieran experiencia investigadora, para lo que se estableció como exigencia que tuvieran el grado de doctor, y que tuvieran un amplio conocimiento en el área temática de la actividad física y salud, valorándose para ello su producción bibliográfica. Los expertos debían valorar de 1 a 5 la relevancia y la claridad de cada uno de los ítems, entendiendo por relevancia el grado en el que el ítem es significativo o importante para lo que se quería evaluar, y por claridad el grado de comprensibilidad de cada ítem. Además, se facilitaron preguntas abiertas para que cada experto pudiese expresar sus sugerencias relativas a eliminar, añadir o modificar algún ítem. Todos los ítems menos uno obtuvieron valores superiores a 4 puntos tanto en relevancia como en claridad. Para el análisis de las preguntas abiertas se procedió a un análisis de contenido manual, ya que así lo permitía el bajo número de juicios críticos y la breve extensión de los mismos. Los principales cambios derivados de la validación de contenido fueron: eliminación de un ítem, transformación de un ítem en dos debido a un diseño inicial donde se abordaban dos indicadores, variaciones ortográficas y mejoras sintácticas.

Obtención de datos, análisis de matriz de correlaciones y división de la muestra. La escala inicial se aplicó de forma masiva en distintos grupos de clase de un Instituto de Enseñanza Secundaria de la Comunidad de Madrid, en presencia de uno de los investigadores. Una vez obtenidas las respuestas se confirmó la existencia de correlaciones significativas entre los ítems (KMO=0,83; Prueba de esfericidad de Barlett: χ2=3111,3; g.l.=903; p<0,001), comprobándose así la pertinencia de utilizar el análisis factorial como técnica de reducción dimensional de datos28. Se dividió la muestra aleatoriamente en dos submuestras de 80 personas.

Selección de ítems. Con una de las submuestras se procedió con análisis factorial exploratorio. Se tomó la decisión de obtener una estructura de cuatro factores relacionados en aras de encontrar una dimensionalidad de factores robustos, consistentes y unipolares, de acuerdo a una estructura de cuatro factores relacionados que fueron previamente teorizados: barreras por incompatibilidad con otras tareas, barreras vinculadas al autoconcepto, barreras por desmotivación y barreras sociales. Dicha estructura dimensional se predefinió teóricamente en virtud del contenido semántico de los ítems y en coherencia con la revisión bibliográfica5,11,12,19,23-27. Al respecto, se llevó a cabo un proceso de selección de ítems fundamentado en tres criterios metodológicos. El primero de ellos parte de la premisa de que una escala no tiene mayor calidad técnica por tener más ítems sino por garantizar la máxima explicación de varianza sin perder validez de contenido, estableciendo que el modelo factorial explicara al menos el 60% de la varianza de las puntuaciones21. El segundo criterio establecía que los ítems saturasen en su factor de pertenencia por encima de 0,5021. El tercer criterio que todos los ítems alcanzaran una comunalidad mínima de 0,5021.

Validación de constructo. Utilizando la segunda submuestra, se validó la estructura dimensional mediante análisis factorial confirmatorio. Como medidas de bondad de ajuste se atendió a cuatro indicadores: el estadístico-ratio de verosimilitud chi2, donde valores superiores a 0,05 indican que el modelo ajusta adecuadamente a las varianzas y covarianzas observadas21. El error de aproximación cuadrático medio (RMSEA), donde valores que van de 0,05 a 0,08 se consideran aceptables. Y el Índice de Bondad de Ajuste (GFI) y el Índice de Ajuste Comparado (CFI), donde valores superiores a 0,90 indican un buen ajuste21.

Análisis de fiabilidad. Para completar el estudio se procedió al análisis de la consistencia interna de la escala estimándose el coeficiente de fiabilidad alfa de Cronbach. Se utilizó para ello el total de la muestra. Este estadístico se interpretó siguiendo a Pardo y Ruiz28, de manera que los valores por encima de 0,80 se consideraron meritorios.

El nivel de confianza establecido fue del 95% (p<0,05).

El tratamiento estadístico se llevó a cabo con los programas informáticos IBM SPSS Statistics 20 e IBM SPSS AMOS 19.

 

Resultados

Análisis Factorial Exploratorio (AFE): selección de ítems. Se obtuvo una estructura dimensional de 4 factores y 12 ítems con capacidad para explicar el 67% de la varianza del instrumento mediante método de extracción de componentes principales y rotación Promax. Los ítems alcanzaron comunalidades superiores a 0,50, si bien el 12 mostró un valor ligeramente más bajo con una comunalidad igual a 0,41. Asimismo, todos los ítems alcanzaron pesos factoriales en el factor de pertenencia entre 0,55 y 0,93, y sólo dos de ellos (ítems 10 y 11) compartieron cargas significativas con otros factores (tabla 1).

 

 

Análisis Factorial Confirmatorio (AFC): validación de constructo. Los datos obtenidos de acuerdo con la ecuación estructural confirmatoria fueron los siguientes: χ2 =60,78; (gl) grados de libertad=48; (p) probabilidad de significación estadística de χ2=0,100; (GFI) Índice de Bondad de Ajuste=0,88; (CFI) Índice de Ajuste Comparado=0,94; y (RMSEA) Error de Aproximación Cuadrático Medio=0,58 (figura 1).

 

 

Análisis de fiabilidad: consistencia interna (α). Se alcanzó un coeficiente alfa de Cronbach igual a 0,80.

 

Discusión

El resultado es la propuesta de una Escala Breve de Percepción de Barreras para la Práctica Deportiva en Adolescentes, instrumento original e inédito, no publicado ni comunicado hasta el momento.

Se procedió mediante análisis factorial por ser una técnica con dos posibles finalidades: como método de construcción de una escala y como método de comprobación de validez de constructo20. En aras de la primera finalidad se utilizó análisis factorial exploratorio y con objeto de la segunda se procedió con análisis factorial confirmatorio, para lo cual se dividió aleatoriamente a los participantes en dos submuestras.

Respecto al análisis factorial exploratorio, utilizando una de las submuestras se obtuvo una solución factorial de 12 ítems divididos en cuatro dimensiones relacionadas entre ellas. El modelo matricial obtenido posee suficiente capacidad explicatoria. De forma conjunta el modelo explica el 67% de la varianza total, lo que supera el criterio de porcentaje de varianza que garantiza la significación práctica del instrumento21. En cada uno de los ítems el modelo explicó entre el 56% y el 80% de la varianza de cada variable, lo que superó el criterio del 50%21, salvo en el ítem 12 que se explicó una proporción del 41%. Además, los ítems saturan en su factor de pertenencia con pesos entre 0,55 y 0,80, obteniéndose valores muy por encima del 0,30 sugeridos por distintos autores21,26, pese a que los ítems 10 y 11 también saturaron por encima de ese valor en otros factores. Así, la valoración conjunta de todos los indicadores del análisis factorial exploratorio permiten postular un modelo factorial de 12 ítems bajo una estructura de cuatro dimensiones relacionadas.

Valiéndose de la segunda submuestra, se procedió con análisis factorial confirmatorio en su calidad de prueba de hipótesis para confirmar si el modelo especificado se adecúa a la realidad30. Se analizaron cuatro medidas de bondad de ajuste que fueron interpretadas de acuerdo con Hair, Anderson, Tathan y Black21. De la interpretación conjunta de los resultados se puede inferir que los datos empíricos obtenidos son plausibles con el modelo teórico propuesto, teniendo en cuenta además lo afirmado por algunos autores a propósito del indicador GFI de que altos valores indican un mejor ajuste, pero no se ha establecido ningún umbral absoluto de aceptabilidad21.

Asimismo, atendiendo a toda la muestra sin distinción de submuestras, el estadístico Alfa de Cronbach indica que la escala es fiable28.

En definitiva, las características psicométricas de validez y fiabilidad del instrumento muestran al menos igual calidad técnica que las de otros instrumentos previamente publicados13-15, a la vez que aporta tres ventajas: tiene una aplicación rápida debido a la brevedad del instrumento, es un instrumento diseñado y validado en idioma originariamente español, y está dirigido específicamente a la población adolescente. No obstante, debe señalarse la limitación de este estudio en relación con el tamaño de la muestra, donde hubiera sido deseable tener mayor número de unidades muestrales.

Se concluye que este trabajo aporta una escala inédita, con buena calidad técnica y suficiente capacidad explicatoria a propósito de las barreras por los que los adolescentes no realizan práctica deportiva organizada, siendo un instrumento de fácil y sencilla aplicación. En opinión de los autores, es una aportación relevante, especialmente útil para los profesionales de la administración sanitaria o de otros ámbitos que tengan interés por promocionar la actividad físico-deportiva como estrategia de salud pública.

 

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Dirección para correspondencia:
Carlos Ma Tejero-González
Facultad de Formación de Profesorado y de Educación
Universidad Autónoma de Madrid
Ctra de Colmenar Km15
28049 Madrid
carlos.tejero@uam.es