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Introducción
En el curso de una temporada en un deporte colectivo, se desarrollan numerosas situaciones de interacción entre los miembros de un equipo (Baker, Yardley, & Coté, 2003). La escasez de habilidades comunicativas puede llevar consigo una menor eficacia durante la práctica deportiva (Asl & Bayat, 2011). De hecho, es fundamental que los jugadores entrenen las habilidades y técnicas de comunicación (Hussainy, Styles, & Duncan, 2012) para desarrollar nuevas herramientas comunicativas y mejorar al equipo (Kent & Sullivan, 2003). De esta manera, se crea una actitud positiva en los deportistas, lo que mejora las relaciones y la cooperación (Davis, 2004; Zych, Ortega-Ruiz, Muñoz-Morales, & Llorent, 2018) y aumenta el rendimiento durante la práctica competitiva (Kent & Sullivan, 2003).
En esta línea, a través de una comunicación efectiva entre los compañeros se construyen nuevos conocimientos y se facilita el intercambio de información intra-equipo (Leenders, Van Engelen, & Kratzer, 2003). Además, las técnicas comunicativas ayudan a resolver los conflictos que suceden dentro de un equipo (Boyd & Web, 2008). Con esto, aumentan la cohesión y la integración grupal (McLaren & Spink, 2018a, 2018b; Sullivan & Short, 2011).
De esta forma, gracias a los procesos comunicativos, somos capaces de entendernos y coordinarnos, y de cooperar y compartir conocimientos sobre el juego, sobrepasando situaciones difíciles que ocurren durante una temporada de competencia (Boyd & Web, 2008; Choi, Park, & Kim, 2019; Kozlowski & Bell, 2013). Por tanto, la comunicación es una variable universal y un elemento clave dentro de los procesos grupales en deportes colectivos (Yukelson, 2001); elemento que nos guía, por un lado, hacia una unión de los jugadores que conforman el equipo (McLaren & Spink, 2018a, 2018b) y, por otro, hacia el rendimiento (Sullivan & Callow, 2005).
A pesar de ello, son pocos los instrumentos de medida generados para medir esta variable y poder analizar sus beneficios. De hecho, los estudios que indagan sobre la comunicación en deportes de equipo presentan un contexto desestructurado y desocupado en relación con otras variables psicológicas en esta última década (Pedersen, Miloch, & Laucella, 2007). Por lo tanto, a causa del escaso contenido bibliográfico y su elevada importancia dentro de los procesos grupales (Sullivan & Short, 2011), es crucial el trabajo sobre la comunicación en un deporte de equipo (Dionne, Yammarino, Atwater, & Spangler, 2004) y poder evaluarla durante toda la temporada. De esta manera, esta investigación pretende validar en su versión en español una herramienta que permite valorar los niveles de comunicación entre los jugadores de un equipo.
Comunicación intra-equipo
La contextualización del concepto de comunicación en deportes colectivos ha sido expuesta por diferentes autores. Por un lado, Mabry y Barnes (1980) describieron la comunicación como “un proceso social que involucra el intercambio social de símbolos o comportamientos (traducibles en símbolos) entre dos o más personas” (p. 9). Por otro lado, la comunicación de un equipo se refiere a intercambios de información entre cada compañero de un equipo (Zoogah, Noe, & Shenkar, 2015), lo que consigue mejoras a nivel colectivo (Sullivan & Gee, 2007). Además, según Eccles y Tenenbaum (2004) coexisten varios tipos de comunicación, los cuales ayudan a tener mejor coordinación y mayores beneficios grupales.
La comunicación dentro de un equipo puede ser intencional o no intencional, verbal o no verbal (Eccles & Tenenbaum, 2004). La comunicación intencional aparece cuando el mensaje va destinado a una persona o a un grupo concreto. Lo contrario ocurre con la comunicación no intencional, la cual no va dirigida a un núcleo específico de personas. La comunicación verbal, sucede cuando el emisor y el receptor son capaces de descifrar los códigos del mensaje y darles un sentido lógico (Eccles & Tenenbaum, 2004). Siguiendo las aportaciones realizadas por los autores mencionados, la comunicación no verbal es útil cuando dos compañeros se sitúan lejos entre sí y no son capaces de dar significado al mensaje enviado por el emisor.
El análisis correcto de esta variable dinámica dentro de los deportes de equipo, como el fútbol, tiene que englobarse dentro de las teorías de intercambio social. Estas teorías reúnen las interacciones entre compañeros de equipo, denominadas intercambios interdependientes, los cuales conllevan a mejoras dentro del grupo (Sullivan & Feltz, 2003). En su teoría del intercambio social, Foa y Foa (1974) defendieron que los intercambios protagonizados dentro de un equipo deportivo tienen intenciones similares. Según estos autores, estas intenciones o recursos comparten dos vertientes: están orientados hacia lo social o hacia la tarea. Por tanto, la variable comunicación se engloba en un proceso social, adecuado para la psicología deportiva.
Por otro lado, Sullivan y Feltz (2003) dividieron las interacciones comunicativas en dos vías. La primera se caracterizaba por tener una orientación positiva entre los compañeros, tales como la aceptación mutua, el carácter distintivo y los conflictos constructivos entre compañeros. Según Sullivan y Feltz (2003), este tipo de intercambios ayuda a los grupos deportivos a conseguir resultados positivos. En la segunda vía, identificaron un tipo de comunicación negativa. Este tipo de conflictos destructivos impide al colectivo mantener un funcionamiento óptimo.
Evaluación de la comunicación intra-equipo
Para analizar la comunicación dentro de un deporte colectivo y relacionarla con otras variables psicosociales en los procesos grupales, Sullivan y Feltz (2003) diseñaron la Escala de Comunicación Efectiva en Deportes de Equipo (SECTS, por sus siglas en inglés). Se trata de una herramienta multidimensional que puede evaluar el grado de comunicación entre los compañeros de un mismo equipo. Está compuesta por 16 ítems, que miden cuatro factores: aceptación (siete ítems), distinción (tres ítems), conflicto positivo (tres ítems) y el conflicto negativo (tres ítems). Posteriormente, Sullivan y Callow (2005) realizaron extensos procedimientos de validación para mejorar la primera versión de la SECTS con deportistas británicos (SECTS-B).
A partir de lo anterior, encontraron una estructura factorial diferente a la original, evidenciada en la SECTS. Para ello, tuvieron que eliminar varios ítems de la escala original y el factor de distinción; además de añadir nuevos ítems. Así, quedó una escala final compuesta por 17 ítems divididos en tres factores de primer orden: conflicto positivo (siete ítems), conflicto negativo (cinco ítems) y aceptación(cinco ítems). Según los autores, era necesario realizar una validación de la SECTS en diferentes poblaciones, ya que los recursos comunicativos pueden variar.
Por este motivo, Sullivan y Short (2011) llevaron a cabo una segunda versión de la SECTS, denominada SECTS-2, con el objetivo de verificar la validez del instrumento preliminar (Sullivan & Feltz, 2003). Para ello, evaluaron la comunicación en diferentes poblaciones, tratando de equiparar el número de ítems utilizados para cada factor. Además, los autores tenían el propósito de consolidar la validez de la estructura factorial, la validez de constructo y la validez predictiva. Finalmente, la SECTS-2 obtuvo la misma estructura factorial que la SECTS (Sullivan & Feltz, 2003), formada por cuatro factores de primer orden. Sin embargo, la SECTS-2 se formó con un total de 15 ítems agrupados de manera diversa, en comparación con la validación inicial: aceptación (cuatro ítems), distinción (tres ítems), conflicto positivo (cuatro ítems) y conflicto negativo (cuatro ítems).
Desde nuestro conocimiento, las diversas versiones de la SECTS han sido los únicos instrumentos utilizados para analizar la comunicación intra-equipo en deportes colectivos. Han sido empleados para examinar la relación entre la comunicación intra-equipo y variables como la cohesión grupal (McLaren & Spink, 2018a, 2018b; Sullivan & Short, 2011), la ambigüedad de rol (Cunningham & Eys, 2007) y la satisfacción de los jugadores (Sullivan & Gee, 2007).
El presente estudio
Se ha comprobado que la SECTS-2 puede ser utilizada en numerosos deportes para medir la comunicación intraequipo, de forma válida y fiable. A pesar de ello, debido a que solo existen escalas en la lengua inglesa, se considera fundamental disponer de instrumentos para valorar y evaluar la comunicación en diferentes idiomas (Sullivan & Callow, 2005) y diferentes contextos deportivos (Galli, 2016). Incluso, esta necesidad adquiere mayor relevancia cuando los resultados obtenidos en anteriores trabajos revelan ambigüedad factorial, pues se obtiene una estructura factorial compuesta por tres factores en la SECTS-B (Sullivan & Callow, 2005) y de cuatro en las versiones de las SECTS y SECTS-2 (Sullivan & Feltz, 2003; Sullivan & Short, 2011). Teniendo en cuenta estas limitaciones, esta investigación presenta dos estudios con el objetivo de traducir y validar al español la SECTS-2, estudiada y contrastada previamente en otros contextos deportivos (Sullivan & Callow, 2005; Sullivan & Short, 2011).
En concreto, el objetivo del Estudio 1 fue examinar, primero, la estructura factorial de la escala original a través de un análisis factorial exploratorio (AFE), utilizada por Sullivan y Short (2011) y, segundo, evaluar la consistencia interna de cada factor con jugadores de fútbol de España y Costa Rica. Por su parte, el objetivo del Estudio 2, fue corroborar la validez factorial de la escala, a través de un análisis factorial confirmatorio (AFC), y la fiabilidad del instrumento con jugadores de futbol principiantes y semiprofesionales.
Atendiendo a la escala original, la cual está formada por cuatro factores correlacionados de primer orden (aceptación, distinción, conflicto positivo y conflicto negativo), como hipótesis 1 se esperaba obtener una estructura factorial válida, con cuatro factores de primer orden, para medir la comunicación intra-equipo; y con valores óptimos de consistencia interna.
En el Estudio 2, se buscó examinar la capacidad discriminante de los factores del instrumento. Con esto se analizó el grado de diferenciación entre los factores del instrumento y probarlos de modo independiente. Esto quiere decir que la relación entre los factores del instrumento (aceptación, conflicto positivo, conflicto negativo y distinción) es moderada y significativa (Kline, 2015). Por consiguiente, como hipótesis 2 se previó que dichos factores estuvieran correlacionados, con valores moderados (Sullivan & Short, 2011).
En tercer lugar, se analizó la validez nomológica del instrumento, con variables asociadas a la comunicación intra-equipo (Estudio 2). Dado que estudios recientes señalan una relación entre la comunicación y otras variables psicosociales como la cohesión grupal (McLaren & Spink, 2018a, 2018b; Sullivan & Feltz, 2003; Sullivan & Short, 2011), fue esta la variable seleccionada para examinar dicha validez. Teniendo en cuenta los resultados previos encontrados, como hipótesis 3 se esperaba que la cohesión esté asociada de forma positiva con los factores aceptación, conflicto positivo y distinción con la cohesión grupal; y de forma negativa con el conflicto negativo.
En cuarto lugar, para asegurar que el instrumento de medida se comportara de igual forma en los diferentes grupos bajo investigación, se trató de examinar la invarianza factorial (Estudio 2). Anteriormente, variables psicosociales como la cohesión se han comportado de forma diferente en cuanto al nivel competitivo (Carron, Colman, Wheeler, & Stevens 2002), por lo que parece necesario evaluar si los resultados obtenidos puedan ser generalizables a los distintos subgrupos. En este sentido, como hipótesis 4, se esperaba que la estructura factorial de la SECTS-2S fuera invariante en cuanto al nivel competitivo de los deportistas. A pesar de que se han evidenciado diferencias entre género (Carron et al., 2002), no pudo completarse la invarianza del instrumento por género, debido al número reducido de participantes del subgrupo femenino.
Método
Participantes. Los participantes fueron un total de 276 jugadores de fútbol masculino (n = 244; M = 18.02; DT = 1.92) y femenino (n = 32; M = 21.10; DT = 3.40), con edades comprendidas entre los 16 y 42 años (M = 18.42; DT = 2.71), pertenecientes a 27 clubes nacionales de los países de España (n = 19) y Costa Rica (n = 8). En relación con nivel competitivo de los deportistas, 168 fueron jugadores principiantes y 108 semiprofesionales.
Para diferenciar ambos subgrupos, todos los jugadores seleccionados como semiprofesionales recibían una retribución económica mensual durante toda la temporada. Para la selección de los deportistas, se siguió un muestreo intencional, incluyendo en el estudio a los deportistas que decidieron formar parte de la investigación voluntariamente y pertenecían a equipos accesibles para el grupo de trabajo. Por ello, de la muestra original formada por 350 jugadores invitados para participar en el proyecto, 45 fueron excluidos porque no aceptaron la invitación. Además, de los 305 cuestionarios completados, se excluyó a un total de 29 (9.50 %) debido a que no se completaron correctamente(más del 50 % de las preguntas no se completó, se dio más de una respuesta a la misma pregunta, o la presencia de un patrón extraño de respuesta).
Instrumentos
Comunicación intra-equipo. Para evaluar la comunicación intra-equipo se empleó la versión en español de la SECTS-2 (Sullivan & Short, 2011). Esta escala comienza con la frase de “Cuando nuestro equipo se comunica, nosotros...” seguida de 15 ítems: aceptación (cuatro ítems), distinción (tres ítems), conflicto positivo (cuatro ítems) y conflicto negativo (cuatro ítems). Los ítems de la escala fueron contestados en una escala de 7 puntos: desde 1 (casi nunca) a 7 (casi siempre).
Procedimiento
Consideraciones éticas. En el presente proyecto se obtuvo la aprobación del Comité de Bioética de la Universidad del autor principal del proyecto (239/2019). Además, cada participante incluido en ambos estudios fue tratado según las pautas éticas de la American Psychological Association (APA, 2010) confirmando con ello su consentimiento, la confidencialidad de los datos personales y el anonimato de sus respuestas.
Adaptación de la escala y recopilación de datos. En primer lugar, se llevó a cabo la traducción del instrumento. Para ello, se tuvo de referencia la propuesta metodológica de Muñiz, Elosua y Hambleton (2013), con el objetivo de optimizar el proceso. Con ello, se consiguió una objetividad en los datos y una adaptación válida y fiable. En la primera fase se llevó a cabo la traducción y adaptación al español de la escala original por parte de cuatro de expertos con experiencia de más de diez años en el ámbito de la psicología del deporte y en la validación de escalas.
En la segunda fase, se reunió un total de seis expertos (tres en España y tres en Costa Rica) para que revisaran, individualmente, cada ítem de la escala. El grupo de expertos de Costa Rica estuvo formado por especialistas en psicología del deporte y en traducción de escalas metodológicas. Por su parte, los investigadores españoles eran doctores en Ciencias del Deporte, con amplia experiencia en la validación de cuestionarios de variables vinculadas a la psicología del deporte. Además, todos los expertos tenían un nivel avanzado de inglés.
Los ítems se analizaron individualmente, prestando atención a su contenido, a la representación del concepto, relevancia y claridad, y no se pasó al siguiente hasta que no se obtuviera la aceptación y el acuerdo de todo el grupo de expertos. De esta manera, se adaptaron según los matices lingüísticos de cada país, de modo que se obtuvo una comprensión precisa en ambas culturas de habla hispana.
Durante la recopilación de los datos se siguió el siguiente procedimiento, asegurando en todo momento los mismos protocolos de actuación para cada equipo y participante. En este sentido, se contactó con los responsables de cada club para obtener su consentimiento y explicar los objetivos y pautas de todo el proceso. Posteriormente, se contactó con los entrenadores de cada equipo por vía telefónica para explicarles nuevamente la metodología, obtener su autorización y concretar una cita para proceder con la cumplimentación de la escala.
Además, para los deportistas menores de edad, el autor principal recibió el consentimiento informado del propio jugador y de su padre/madre o tutor/a, en el que asentían su participación en la investigación. Los deportistas completaron los cuestionarios vía online, de manera individual, en aproximadamente cinco minutos. Se recomendó a todos los participantes completarlo antes de una sesión de entrenamiento, en un ambiente tranquilo y sin distracciones por parte de ningún responsable del club o cuerpo técnico.
Análisis de los datos
Para valorar las propiedades psicométricas de la SECTS-2S, en el Estudio 1, se utilizó el software estadístico Mplus 7.3 (Muthén & Muthén, 1998-2019). Para evaluar la estructura factorial, se realizó un AFE utilizando componentes principales y rotación varimax (Kaiser, 1958), con normalización Kaiser, para confirmar la distribución libre en factores de los ítems. Posteriormente, se llevó a cabo un análisis de fiabilidad para cada factor mediante los coeficientes omega (McDonald, 1999) y alfa de Cronbach (Cronbach, 1951).
Resultados
Propiedades psicométricas de la SECTS-2S. Al calcular el valor de la prueba de Kaiser-Meyer-Olkin (KMO), se obtuvo un valor aceptable (.77), según Kaiser (1974). La prueba de esfericidad de Bartlett reveló idoneidad significativa en los datos (p < .001).
Además, se examinó la adecuación de los 15 ítems de la SECTS-2, a través del AFE. Tras realizarlo, los resultados mostraron una estructura factorial conformada por tres factores de primer orden, con cargas factoriales superiores a .60 (desde .61 a .85; Tabla 1). En los ítems donde se encontraron cargas factoriales con los valores más bajos, se decidió dejar esta estructura, puesto que las cargas factoriales en los otros factores en dichos ítems fueron inferiores a .20. Además, la varianza total explicada fue de 69.4 9% tras la suma de los tres factores.
Tabla 1 Análisis factorial exploratorio del Estudio 1.
Nota: 1. Factor aceptación, 2. Factor conflicto negativo, 3. Factor distinción.
Por último, los factores tuvieron valores aceptables de consistencia interna (Nunnally & Bernstein, 1994) en cuanto a aceptación (α = .78; ώ = .78), conflicto negativo (α = .70; ώ = .70) y distinción (α = .79; ώ = .79).
Discusión
El objetivo del Estudio 1 fue comprobar preliminarmente la estructura factorial de la SECTS-2, elaborada por Sullivan y Short (2011). Tras la realización del AFE, la SECTS-2S ha mostrado una estructura compuesta por tres factores de primer orden. En este caso, teniendo como referencia los factores evidenciados en validaciones previas de la SECTS (Sullivan & Feltz, 2003; Sullivan & Callow, 2005; Sullivan & Short, 2011), y tras analizar estos resultados, se unió el factor de aceptación y conflicto positivo, para formar un solo factor denominado “aceptación”. Esta decisión se estableció tras una reunión de expertos, a la que asistieron todos los especialistas implicados en el presente proyecto. En esta reunión, se prestó atención individualizada a la concordancia entre el significado del ítem y el de su propio factor.
Debe considerarse que el ítem 1 no obtuvo una carga factorial aceptable en ninguno de los tres factores seleccionados, por lo que se decidió eliminarlo, al considerarlo inadecuado para la distribución mostrada, tras los análisis realizados. De modo que la SECTS-2S se conformó con un total de 14 ítems.
En relación con la incompatibilidad mostrada por el ítem 1, aunque su significado fue adaptado por expertos de ambos países (ver el apartado de adaptación de la escala y recopilación de datos del Estudio 1), puede deberse a que el uso de “motes” o “apodos” no es generalizado. De esta manera, al obtener valores de consistencia interna apropiados en el factor distinción (Nunnally & Bernstein, 1994), se estableció una estructura factorial conformada por tres factores de primer orden (aceptación, conflicto negativo y distinción, según se muestra en la Tabla 1). En este caso, la estructura difiere de la validación original de la SECTS-2. Por tanto, para el estudio 2, se trató de corroborar la estructura factorial con tres factores de primer orden (aceptación, conflicto positivo y distinción), eliminando el ítem 1.
Método
Participantes. La muestra estuvo compuesta por 453 jugadores de fútbol masculino (n = 405; M = 20.41; DT = 1.92) y fútbol femenino (n = 48; M = 21.57; DT = 2.80), con edades comprendidas entre 16 y 39 años (M = 20.86; DT = 2.56) y que competían en 55 equipos de clubes españoles. En cuanto al nivel competitivo, 182 eran jugadores principiantes y 271, semiprofesionales. Al igual que con el Estudio 1, el nivel competitivo se determinó por la retribución económica mensual recibida por los jugadores; la selección de los participantes se llevó a cabo a través de un muestreo intencional, lo que facilitó la recolección de datos a los investigadores y se consiguió una muestra más amplia y de mayor representatividad dentro del ámbito nacional de España.
Instrumentos
Comunicación intra-equipo. Se empleó el mismo cuestionario del Estudio 1, es decir, la adaptación española de la SECTS-2 (Sullivan & Short, 2011), habiendo eliminado el ítem 1.
Cohesión de grupo. Se utilizó la versión española del cuestionario de ambiente de grupo (Group Enviromental Questionnaire), elaborado por Leo, González-Ponce, Sánchez-Oliva, Pulido y García-Calvo (2015). Este cuestionario está compuesto de 12 ítems divididos en cuatro factores:
Integración grupal hacia lo social (IGS, tres ítems; e.g.: “A los miembros de nuestro equipo les gustaría juntarse en otras situaciones que no fueran los entrenamientos y los partidos”).
Integración grupal hacia la tarea (IGT, tres ítems; e.g.: “Todos los jugadores asumen la responsabilidad ante un mal resultado del equipo”).
Atracción individual hacia el grupo en lo social (AGS, tres ítems; e.g.: “Me gusta participar en actividades extradeportivas, con los demás jugadores del equipo”).
Atracción individual hacia el grupo en la tarea (AGT, tres ítems; e.g.: “En este equipo puedo rendir al máximo de mis posibilidades”).
El formato de respuesta es tipo likert de nueve pun tos de respuesta, desde 1 (totalmente en desacuerdo) a 9 (totalmente en desacuerdo). El AFC señaló un ajusteaceptable del modelo: chi-cuadrado (ꭓ2)=96.843, grados de libertad (gl)=48, índice de ajuste comparativo (CFI)=.96, índice de Tucker-Lewis (TLI)=.94, error cuadrático medio de aproximación por grado de libertad (RMSEA)=.05, y raíz del residuo estandarizado medio (SRMR)=.04. Además, se obtuvieron valores adecuados de consistencia interna para los cuatro factores del cuestionario: IGS (α = .71; ώ = .73), IGT (α = .72; ώ = .74), AGS (α = .71; ώ = .74) y AGT (α = .68; ώ = .68).
Procedimiento
Para la recopilación de datos, a fin de asegurar las mismas condiciones en ambas recolecciones, y perseguir una mayor objetividad, se siguió el mismo protocolo del Estudio 1.
Análisis de los datos
Para el Estudio 2, se desarrolló un AFC con Mplus 7.3 (Muthén & Muthén, 1998-2019) con los tres factores de primer orden explorados en el Estudio 1, utilizando el método de estimación de máxima verosimilitud, para asegurar que los resultados de las estimaciones fueran robustos y no fueran afectados por la falta de normalidad multivariante (Byrne, 2001). Además, para analizar el ajuste y la concordancia de los datos al modelo, se utilizaron los siguientes índices de ajuste: ꭓ2, gl, CFI y TLI (puntuaciones aceptables para los valores superiores a .90 y excelentes cuando superan los .95; Hu & Bentler, 1999), SRMR y RMSEA (buen ajuste cuando el valor es inferior a .08; Cole & Maxwell, 1985).
La consistencia interna se analizó mediante el coeficiente alfa de Cronbach (Cronbach, 1951) y el coeficiente omega (McDonald, 1999). Por otro lado, se llevaron a cabo los análisis de correlaciones bivariadas entre los factores de la SECTS-2S, para analizar la validez discriminante y, con la cohesión grupal, comprobar la validez nomológica del instrumento. Por último, se probó la invariancia factorial, en función del nivel competitivo de los deportistas, utilizando las siguientes secuencias de modelos: invarianza configurar, invarianza métrica, invarianza fuerte e invarianza estricta. Para ello, se siguieron las recomendaciones de Cheung y Rensvold (2002), observando que los incrementos del CFI, TLI, RMSEA y SRMR fueron inferiores a .015.
Resultados
Estructura factorial. Con el objetivo de reafirmar la estructura factorial obtenida en el Estudio 1, este estudio mostró, nuevamente, valores adecuados en los índices de ajustes con tres factores de primer orden: ꭓ2 = 255.93, gl = 74, p < .001, CFI = .93, TLI = .91, SRMR = .05 y RMSEA = .06. Además, como puede observarse en la Figura 1, las cargas factoriales obtenidas en cada ítem de cada factor mostraron valores adecuados en los factores de aceptación (ꭓ = .49-.70), conflicto positivo (ꭓ = .70-.84) y distinción (ꭓ = .80-.84).
Valores estadísticos descriptivos y consistencia interna. La Tabla 2 representa los valores estadísticos descriptivos pertenecientes a los tres factores de la SECTS-2S. Además, en esta tabla se observan los valores de consistencia interna para el factor de aceptación (α = .82; ώ = .83), el factor conflicto positivo (α = .75; ώ = .75) y el factor de distinción (α = .75; ώ = .75), con valores aceptables en los tres casos (Nunnally & Bernstein, 1994).
Tabla 2 Estadísticos descriptivos, consistencia interna, validez discriminante y validez nomológica del Estudio 2
Nota: *p < .05, **p < .01, ***p < .001; 4 = IGS, 5 = IGT, 6 = AGS, 7 = AGT.
Validez discriminante y validez nomológica. La Tabla 2 contiene las correlaciones entre los tres factores del instrumento. Se encontraron correlaciones positivas, significativas y moderadas entre el factor aceptación y los factores de conflicto negativo (r = .28) y distinción (r = .30). Por su parte, el conflicto negativo mostró una correlación negativa con el factor de distinción (r = −.18).
Para confirmar la validez nomológica del instrumento, se seleccionó la variable de cohesión grupal. Los factores aceptación y distinción se relacionaron de forma positiva con los factores IGS, IGT, y AGS de la cohesión grupal. Únicamente, no hubo una asociación significativa entre distinción y la AGT. Por último, el factor de conflicto negativo reveló correlaciones negativas y significativas con los cuatro factores correspondientes a la cohesión de grupo.
Invarianza por nivel competitivo. Para analizar la invarianza de la estructura factorial de la SECTS-2S, se seleccionó el nivel competitivo de los participantes (principiante y semiprofesional), utilizando un análisis multigrupo. Como se observa en la tabla 3, se probó en un primer momento la estructura factorial para los dos grupos de forma independiente y, posteriormente, se examinaron diferentes modelos (configural, débil, fuerte y estricto), los cuales fueron comparados por los cambios en los índices de ajuste con respecto al modelo sin restricciones. Los AFC realizados de forma independiente mostraron valores apropiados en los índices de ajuste para los participantes y semiprofesionales (Tabla 3). En la misma línea, se comprobó que los valores del CFI y TLI, RMSEA y SRMR fueron inferiores a .010 (Cheung & Rensvold, 2002).
Discusión
El objetivo del Estudio 2 fue confirmar la estructura explorada en el Estudio 1, con jugadores semiprofesionales y principiantes de fútbol. Tras la realización del análisis confirmatorio, al igual que en el Estudio 1, el presente modelo mostró índices de ajuste adecuados para una la estructura factorial, conformada por tres factores de primer orden (aceptación, conflicto negativo y distinción). Esto confirma los resultados del Estudio 1.
Además, las dimensiones de comunicación intra-equipo obtuvieron valores adecuados de consistencia interna. Igualmente, se confirmó la validez discriminante entre los factores y la validez concurrente de la SECTS-2S con la variable de cohesión grupal. Por último, comparando las diferencias entre el modelo no restringido (modelo 1) y los modelos anidados (modelos de invarianza), puede confirmarse que la SECTS-2S se muestra invariante en los diferentes niveles competitivos analizados.
Discusión general
El objetivo de la presente investigación fue examinar las propiedades psicométricas de la SECTS-2, con una muestra de jugadores de habla hispana, realizando una traducción y adaptación al español con la elaboración de dos estudios y con jugadores de fútbol de ambos géneros. Los datos analizados en el análisis exploratorio (Estudio 1) y del confirmatorio (Estudio 2) indican que la SECTS-2S tiene: (1) una estructura factorial de tres factores de primer orden (aceptación, conflicto negativo y distinción), (2) una adecuada consistencia interna y (3) validez concurrente. También mostró ser invariante en función del nivel competitivo de los jugadores. Por tanto, los resultados muestran que la SECTS-2S es un instrumento válido y fiable para analizar la comunicación intra-equipo en español.
Con respecto a la hipótesis 1, a través de los Estudios 1 y 2, se pretendía explorar y confirmar la estructura factorial propuesta por Sullivan y Short (2011). Tanto el AFE en el Estudio 1, como el AFC del Estudio 2 apoyaban la idea de una estructura con tres factores de primer orden, lo cual no concordaba con la escala original elaborada por Sullivan y Short (2011), compuesta por cuatro factores. Sin embargo, estos resultados están en línea con la versión británica del instrumento (SECTS-B; Sullivan & Callow, 2005), donde el AFC estableció únicamente tres factores.
En esta validación, los autores añadieron nuevos ítems al factor aceptación ya que dos ítems de aceptación y los cuatro ítems de conflicto positivo se agrupaban en un mismo factor, como ocurrió en el presente estudio. Además, Sullivan y Callow (2005) eliminaron el factor distinción por una carga inferior a la aceptable en todos sus ítems, mientras que la versión española solo tuvo que eliminar el ítem 1. Por tanto, dado que en nuestro caso todos los factores de aceptación y conflicto positivo se agruparon de forma conjunta, y dos ítems de distinción presentaron adecuada carga factorial, se decidió que la escala con tres factores tiene estructura factorial válida.
Además, respecto a la fiabilidad de la SECTS-2S, los valores de consistencia interna evidenciaron unos valores aceptables para los factores de aceptación, conflicto negativo y distinción (Nunnally & Bernstein, 1994). Estos resultados concuerdan con la versión original (Sullivan & Short, 2011). Por tanto, aunque se confirma la validez y la fiabilidad del SECTS-2S, no puede confirmarse la hipótesis 1 de trabajo, debido a que la estructura factorial evidenciada difiere de la validación original.
Con respecto a la hipótesis 2, se pretendió probar la validez discriminante entre los tres factores de primer orden evidenciados tras el AFE realizado en el Estudio 1 y el AFC completado en el Estudio 2. Centrando la atención a la relación entre los factores, los índices de correlación entre los tres fueron apropiados, con valores similares encontrados antes en la SECTS-2 por Sullivan y Short (2011). Además, estos resultados están en linea con los analizados en la validación inicial de la SECTS (Sullivan & Feltz, 2003) y con la SECTS-B (Sullivan & Callow, 2005).
Por ello, estos resultados sugieren que los factores del cuestionario tienen relación al tratarse de la misma variable, pero son lo suficientemente diferentes, al no haber evidenciado correlaciones cercanas a uno (Kline, 2015; Ntoumanis & Aggelonidis, 2004). Por tanto, al observar los resultados, se acepta la hipótesis 2, lo que confirma la validez discriminante de la SECTS-2S.
Con respecto a la hipótesis 3, para aceptar la validez nomológica de la escala, se probaron las relaciones entre los factores de la SECTS-2S y los factores correspondientes a cohesión grupal. De esta manera, se observaron correlaciones significativas entre los tres factores de la comunicación intra-equipo y los cuatro de la cohesión grupal. En esta línea, se observan correlaciones positivas entre los factores de aceptación y distinción con los cuatro factores de la cohesión.
Esta relación positiva entre la comunicación intra-equipo y la cohesión grupal concuerda con la observada en trabajos previos, donde una buena comunicación propició una mayor unión entre los miembros del grupo (McLaren & Spink, 2018a, 2018b, 2020; Smith, Arthur, Hardy, Callow, & Williams, 2013). Además, estos resultados coinciden con los analizados en la SECTS (Sullivan & Feltz, 2003), en la SECTS-B (Sullivan & Callow, 2005) y en la versión de la SECTS-2 (Sullivan & Short, 2011).
Igualmente, en línea con los resultados evidenciados en las anteriores validaciones de la SECTS, el factor denominado conflicto negativo mostró una correlación negativa con factores de la cohesión grupal (Choi et al., 2019). De esta manera, se ha demostrado que las correlaciones mostradas en la SECTS-2S coinciden con los resultados mostrados en anteriores validaciones (Sullivan & Callow, 2005; Sullivan & Feltz, 2003; Sullivan & Short, 2011). Incluso, en línea con los resultados mostrados en anteriores validaciones y la presente investigación, la relación entre el factor de distinción y el de AGT fue la única correlación que no mostró asociación significativa. En línea con los resultados encontrados, se confirma la hipótesis 3, lo que reafirma que esta escala posee una validez nomológica adecuada, en relación con la variable de la cohesión grupal.
Por último, para comprobar la invarianza de la SECTS-2S y poder emplearla en escenarios deportivos específicos, se pretendió analizar su comportamiento en contextos con deportistas principiantes y semiprofesionales. Las validaciones precedentes del SECTS-2S no evidenciaron la invarianza factorial con respecto a ningún subgrupo poblacional. No obstante, es un proceso importante en una validación para poder emplearlo en varios grupos poblacionales (Leo et al., 2015). En este caso, se ha demostrado que la SECTS-2S es invariante entre los participantes con un nivel competitivo principiante y aquellos semiprofesionales. Por tanto, se confirma la hipótesis 4 de la presente investigación.
Limitaciones, futuras líneas de investigación y conclusiones
A pesar del importante aporte de la presente investigación al estudio de la comunicación en los equipos deportivos, hay limitaciones que deben tenerse en cuenta para su utilización en el ámbito profesional y científico. La primera está relacionada con la muestra utilizada para la elaboración de ambos estudios, siendo bastante reducida el número de participantes correspondiente al género femenino.
Además, los participantes incluidos en ambos estudios fueron solamente jugadores de fútbol. Por tanto, para que las características de la SECTS-2S puedan extrapolarse a otros contextos deportivos y a ambos géneros, en futuros trabajos debe aumentarse la muestra de jugadoras y probar si la escala se comporta igual en ambos géneros y en diferentes deportes de equipo. En esta línea, a pesar de que el Estudio 1 se desarrolló en dos culturas diferentes de habla española, sería interesante corroborar los datos obtenidos en otras culturas para garantizar un instrumento de medición válido y fiable en diferentes países de habla hispana.
Por otro lado, pocas ocasiones todos los jugadores de los equipos incluidos en los dos estudios completaron el cuestionario. Ello imposibilita la validación a nivel de equipo. De esta manera, para futuros estudios debe intentarse introducir mayor número de jugadores por equipo y probar la validez de la escala en distintos niveles.
En conclusión, la traducción y adaptación de la SECTS-2 al español, compuesta por 14 ítems en total, es un instrumento válido y fiable para medir la comunicación intra-equipo en futbolistas de niveles principiante y semiprofesional. Tras las evidencias encontradas en los resultados, la SECTS-2S puede ser de gran utilidad para entrenadores o psicólogos deportivos que deseen analizar y comprobar la comunicación intra-equipo en los deportistas con los que trabajan.
