Introducción
Una pregunta universal que todo ser humano intenta resolver y que presenta diversas respuestas, teniendo en cuenta la individualidad humana en este sentido, es: ¿qué constituye una buena vida? En el marco de la psicología se ha intentado resolver esta pregunta, especialmente dentro del enfoque de la psicología positiva, que surge con base en las teorías humanistas (Maslow, 1943; Rogers, 1961), junto a la motivación humana descrita por Deci (1975), ya que evalúa y trata de explicar las bases del bienestar psicológico y los momentos de felicidad que están presentes en la vida de una persona.
Seligman y Csikszentmihalyi (2000) introducen en la comunidad científica el concepto psicología positiva. A su vez, tiempo atrás, Csikszentmihalyi (1975) estableció un constructo psicológico que intentaba dar respuesta a un fenómeno relacionado con el bienestar, el disfrute y la motivación. El constructo adoptó el nombre de flow o, como se traduce al español, flujo. El flujo es descrito como un estado psicológico complejo, en el que el individuo se sumerge de cuerpo y mente en una actividad. Al experimentar flujo, la alteración del tiempo, la pérdida de la conciencia y el disfrute en la tarea o actividad que se realiza son algunas de las experiencias que describen este constructo. Fernández-Abascal (2000) señala que algunas personas llegan a disfrutar de actividades que, por sí solas, resultarían aburridas para otros; así mismo, resalta que estas personas poseen la habilidad de transformar el aburrimiento en diversión, haciendo que las actividades o tareas sean más provechosas. Según Csikszentmihalyi (1988), las personas que logran experimentar este flujo acogen lo conocido como personalidad autotélica, es decir, la capacidad de la persona para automotivarse y disfrutar de actividades que para otras personas no producirían placer.
Este constructo ha presentado una estructura dimensional un poco confusa y, hasta cierto punto, contradictoria. Por ello, diferentes autores se han abocado a la tarea de consolidar su estructura dimensional. Mihaly Csikszentmihalyi, como autor principal del constructo, planteó una estructura dimensional luego de varios años de trabajo científico sobre el tema. Inicialmente se consideró una estructura de siete dimensiones (Csikszentmihalyi, 1975), a la cual se le fueron añadiendo, a través de los años, otras más, hasta llegar al resultado final de su planteamiento dimensional (Csikszentmihalyi, 1996). A partir de este se proponen nueve dimensiones para el constructo: equilibrio desafío/habilidad, retroalimentación inmediata, motivación intrínseca, sentido de control, objetivos claros, percepción alterada del tiempo, pérdida de autoconciencia, concentración en la tarea y experiencia autotélica.
El cuestionamiento a la estructura de nueve dimensiones surge tras los diversos modelos que se han venido planteando, en los que su operacionalización claramente difiere de lo planteado por Mihaly Csikszentmihalyi. Autores como Bakker (2008), Rheinberg, Vollmeyer y Engeser (2003) han propuesto modelos alternos con solidez científica para afirmar que su modelo logra caracterizar y operacionalizar el constructo de flujo. Por tal razón, en el tema de flujo la diversidad de modelos e instrumentos de medición es bastante
La operacionalización o medición de este constructo se establece con el instrumento denominado método de muestreo de experiencia (MME), compuesto por preguntas cerradas y algunas de respuesta abierta (Larson y Csikszentmihályi, 1983). Posteriormente, se adicionaron a la investigación diversos instrumentos de medición diseñados con estructuras unidimensionales y/o multidimensionales. Jackson y Marsh (1996) diseñaron un instrumento de medición con base en las nueve dimensiones de Csikszentmihalyi, para las actividades deportivas en específico, y presentaron por primera vez una investigación con analisis estadísticos factoriales, tanto exploratorios como confirmatorios del modelo. Así mismo, autores como Magyaródi, Nagy, Soltész, Mózes y Oláh (2013) propusieron un modelo para medir flujo bidimensional en población universitaria. Sin embargo, la diversidad de modelos y la poca consistencia que hay entre estos de las dimensiones que caracterizan el constructo desata muchas dudas a la hora de elegir un modelo para aplicar a una muestra en específico. En la Tabla 1 se presenta la cronología de la operacionalización que ha experimentado el constructo de flujo.
Tabla 1
Cronología de operacionalización del constructo psicológico de flujo
Tanto la población universitaria en diversas tareas como los deportistas en actividades deportivas presentan las características necesarias para experimentar flujo (Csikszentmihályi y Csikszentmihályi, 1992; Jackson, Ford, Kimiecik y Marsh, 1998; Bakker, 2008; Magyaródi et al. 2013). Jackson y Marsh (1996) manifiestan haber incluido en su población atletas universitarios; sin embargo, estos presentaban la connotación de realizar una actividad con fines de rendimiento en particular. La población universitaria que practica alguna actividad físico-deportiva durante su jornada académica, por lo general, no busca un rendimiento propiamente o en su defecto realiza esta actividad por un requisito que se debe cumplir dentro de su plan de estudio. Autores como Bakker, Golub y Rijavec (2017) han manifestado las características de la población universitaria frente al constructo de flujo. Con esto llegaron a validar un modelo tridimensional en esta población, con su respectiva adecuación. Estas dos posiciones, tanto el instrumento de nueve dimensiones como el de tres, validan su modelo para operacionalizar el flujo. No obstante, tener un instrumento propiamente validado en una población que cumpla con las características de ser universitarios que practican una actividad físico-deportiva sin fines de rendimiento hasta la fecha no se encuentra en la comunidad científica.
Como se ha manifestado, el constructo de flujo tiene diversos instrumentos de medición, los cuales cuentan con una adecuada confiabilidad y validez en diversas poblaciones. Jackson y Eklund (2002) señalan que el instrumento de medición FSS-2 tiene una confiabilidad de (α = 0,80-0,92), y que la validez del modelo propuesto en su investigación plantea un instrumento de 36 ítems con cuatro ítems por cada una de las nueve dimensiones, originalmente planteadas por Csikszentmihalyi (1996). A su vez, Godoy-Izquierdo et al. (2009) acogen la línea propuesta por Jackson y traduce la escala corta (short flow scale) que consta de nueve ítems, asumiendo cada uno como una de las nueve dimensiones planteadas por Csikszentmihalyi (1996), pero con la particularidad de identificar este instrumento como unidimensional. Esta versión traducida al español ha sido aplicada en deportes específicos como el atletismo, particularmente en maratonistas amateur. Sin embargo, no parece existir hasta la fecha un análisis de propiedades psicométricas de esta traducción ni una clara validación en población universitaria practicante de actividades físico-deportivas. Por tal razón, este análisis es inminente, ya que incluye todos los componentes necesarios para identificar las propiedades psicométricas que pueda tener esta escala de medición del constructo de flujo en población que practica actividades físico-deportivas. Con esto se espera obtener un posible instrumento de medición para este tipo de población, con el fin de satisfacer la necesidad de identificar en estas actividades dirigidas por profesores universitarios si esta población logra experimentar flujo durante la actividad.
Metodología
Participantes
El número de participantes consistió en un grupo de 515 sujetos de diversas actividades deportivas, impartidas en la Escuela de Educación Física y Deporte de la Universidad de Costa Rica; una muestra de hombres (n = 274) y mujeres (n = 241) distribuidos en 11 actividades deportivas diferentes (baloncesto, fútbol sala, balonmano, entrenamiento contra resistencia, defensa personal, yoga, softbol-béisbol, preparación física, karate do, ajedrez y vóleibol).
Un análisis de las propiedades psicométricas se rige bajo una serie de lineamientos en cuanto al número de sujetos necesarios para correr los diferentes análisis. Entre los lineamientos escogidos para esta investigación se tomó lo establecido por Comrey y Lee (1992), donde: n de 50 es muy deficiente, 100 es deficiente, 200 es aceptable, 300 es bueno, 500 es muy bueno y 1000 o más es excelente.
Instrumento
Escala breve de flujo (EBF) diseñada con el fin de aplicarla en deportistas de habla hispana. Consiste en una escala unidimensional de nueve ítems, uno por cada dimensión de flujo, con las mismas características que la escala corta FSS (Jackson y Marsh, 1996), pero, en este caso, con pequeñas modificaciones planteadas por Godoy-Izquierdo et al. (2009), las cuales lograron una confiabilidad (α = 0,80). Esta escala cuenta con un método Likert de 1 a 5 para obtener las respuestas a las afirmaciones (1 = nada de cuerdo y 5 = totalmente de acuerdo).
Procedimiento
El instrumento de medición fue aplicado con la aprobación previa del docente encargado del grupo deportivo y el consentimiento informado a cada estudiante. La aplicación de la escala se implementó al finalizar la actividad deportiva que realizaban, que era dirigida por un docente. Se brindaron las instrucciones necesarias para poder completar el instrumento, haciendo énfasis en deber ser contestada con base en la actividad que habían realizado en esa sesión de actividad físico-deportiva.
Análisis estadístico
Por medio del programa SPSS 24.0 se realizaron pruebas estadísticas KMO (Kaiser, 1974) y esfericidad de Bartlett (Bartlett, 1950). Seguidamente, se hizo un análisis correlacional entre ítems para extraer la varianza explicada por el instrumento, lo cual manifiesta el número de factores extraídos. Cada ítem contiene un peso factorial en cada factor extraído, que deben ser “rotados” para tener una mejor interpretación de la asignación factorial de cada ítem, y así se desarrollaría el analisis factorial exploratorio inicial. Así mismo, se logra extraer en este proceso la confiabilidad por medio del alfa de Cronbach (1951), que establece la consistencia interna del instrumento que surja del analisis realizado.
La ecuación estructural (análisis factorial confirmatorio) se aplica con el fin de confirmar los resultados del paso anterior. Por medio del programa AMOS 24.0., se identificó gráficamente la estructura de la escala con las cargas factoriales observadas en el análisis factorial exploratorio. Se siguió con la elección de índices de ajuste para el modelo graficado. Los índices de ajuste seleccionados para confirmar el modelo se presentan en la Tabla 2. Así mismo, se extrajeron valores de varianza promedio extraída y confiabilidad compuesta (Hair, Black, Babin y Anderson, 2019).
Tabla 2
Índices de ajuste para modelos estructurales diseñados en el paquete estadístico AMOS
Resultados
La estadística descriptiva en cuanto a las actividades físico-deportivas incluidas para el análisis psicométrico de la escala breve de flujo (EBF) se describe en la Tabla 3, en la que se resalta la proporción presentada en la muestra de 515 sujetos. El mayor porcentaje de participantes por actividad se encuentra en yoga (n = 87) y entrenamiento contra resistencia (n = 87), y el menor número de sujetos se encuentra en la actividad de softbol-béisbol (n =16).
Tabla 3
Descriptivo de la muestra subdividida por la actividad deportiva que realiza cada participante
Para Kerlinger y Lee (2002) la confiabilidad representa la falta de distorsión o precisión de un instrumento de medición. Aunque existen diversos tipos de confiabilidad, para esta investigación se llevó acabo el análisis de confiabilidad concerniente a la consistencia interna. Este análisis utiliza la fórmula propuesta por Cronbach (1951), conocida como alfa de Cronbach (α); se establece que una puntuación superior a 0,85 representa una adecuada confiabilidad en el instrumento. Para la EBF se obtuvo una puntuación superior al estándar que se establece en los estudios científicos (α = 0,874).
Las pruebas de KMO y esfericidad de Bartlett (Kaiser, 1974; Bartlett, 1950) son el primer paso para realizar un análisis factorial, ya que proporciona valores requeridos para proseguir con el análisis o, en su defecto, interrumpirlo. Para la prueba KMO es necesario presentar significancia y la prueba de esfericidad de Bartlett, que tiene como base la aproximación de χ2, ligada a los resultados obtenidos por KMO. Para la EBF se presentan los estándares requeridos para proseguir con el análisis factorial, ya que se obtuvieron valores estadísticos adecuados KMO (0,890 p < 0,001) y esfericidad de Bartlett (1911,9).
Las comunalidades extraídas en la solución factorial del instrumento presentan cargas que oscilan entre 0 y 1 en cada ítem del instrumento. Sin embargo, para extraer los factores se tomó en consideración la varianza explicada del instrumento. Jiménez, Herrera y Rojas (2002) definen la varianza explicada como la asociación entre la variable independiente (sus niveles) y la variable dependiente. De allí se extraen los valores propios (eigenvalues) que presenta un instrumento, siguiendo la regla de Kaiser, en la que se seleccionaron aquellos factores para los que sus eigenvalues superan la unidad. El instrumento de medición EBF cambia de estructura dimensional para la muestra empleada, con una estructura bidimensional que logra obtener una varianza explicada de 61,76 %.
Se ha extraído de cada ítem un peso factorial. Para una mayor claridad de la asignación de los ítems a los factores extraídos, se aplicó la rotación Oblimin. Esta rotación fue aplicada por la relación directa que existe entre los dos factores extraídos (0,522). La estructura final resultante tiene en cuenta para la primera dimensión o factor cuatro ítems (1, 2, 3 y 4), y en la segunda dimensión se alojan los ítems 5, 6, 7, 8 y 9.
Tabla 4
Cargas por factor de la escala breve de flujo
La ecuación estructural en la que se representa gráficamente la estructura dimensional resultante de EBF (Figura 1) muestra los diferentes pesos de regresión de los factores hacia los ítems y la covarianza entre los dos factores (0,800). Al calcular las estimaciones en las que se observan los índices de ajuste seleccionados, se logra obtener un adecuado ajuste del modelo para la muestra (Tabla 5), a pesar de que el valor de RMSEA se encuentra en el límite para considerar un ajuste adecuado (0,08). Así mismo, se extrajo la varianza promedio extraída (average variance extracted [AVE]), la cual busca evidenciar la validez convergente, tratando de hallar el grado de convergencia entre los ítems. Así pues, es una semejanza de la varianza explicada del análisis factorial exploratorio. Se espera obtener un valor igual o superior de 0,500. El valor obtenido en AVE se estableció en 0,530 con una confiabilidad compuesta de 0,900.
Figura 1
Ecuación estructural escala breve de flujo
Fuente: elaboración propia mediante el programa estadístico AMOS 24.0
Discusión
Como objetivo principal de esta investigación se encuentra el análisis de las propiedades psicométricas de la EBF. Al ser este un instrumento adoptado por la comunidad científica para medir el constructo psicológico de flujo deportivo, se intentó aplicar a una población universitaria que practica actividades físico-deportivas, y así poder contrastar el modelo del instrumento frente a la muestra seleccionada. Inicialmente, las propiedades psicométricas de EBF contaban con una estructura dimensional originalmente basada en las nueve dimensiones propuestas por Mihaly Csikszentmihalyi (1996), que está planteada con un ítem por cada dimensión, y es vista como un instrumento unidimensional. Sin embargo, esta investigación logra establecer que para una población universitaria que practica actividades físico-deportivas el instrumento de medición EBF presenta una modificación en su estructura dimensional, que se compone por dos dimensiones. A su vez, el número de ítems no presenta ninguna modificación ni eliminación.
Al no contar con un análisis de propiedades psicométricas (EBF), y al ser este el uno de los pocos instrumentos traducido al español que mantenía la base dimensional del autor principal del constructo de flujo, se logra corroborar la importancia de aplicar análisis factoriales a este tipo de instrumentos, cuando se van a aplicar a un tipo de población distinta con que fue diseñada. En este estudio se evidencia que la confiabilidad del instrumento, en cuanto a su consistencia interna, es más alta en comparación con el estudio de Godoy-Izquierdo et al. (2009), que pasa de α = 0,80 a α = 0,874, además de que aporta un valor de confiabilidad compuesta óptimo. Así mismo, la varianza explicada extraída aporta un valor razonable para el modelo bidimensional aquí extraído. En comparativa con un instrumento en el mismo idioma, Calero y Injoque-Ricle (2013) diseñan una versión en idioma español unidimensional con base en las nueve dimensiones de flujo planteadas por Csikszentmihalyi, para lo cual acogieron ítems de otras escalas, como las de Godoy-Izquierdo et al. (2009) y Jackson, Martin y Eklund (2008), e ítems creados a partir de entrevistas, que nombraron inventario breve de experiencias óptimas. Este instrumento logra obtener un porcentaje de varianza explicada muy bajo en comparación con el obtenido en esta investigación.
La confirmación de los resultados observados en la exploración inicial de la estructura dimensional del instrumento demuestra el buen ajuste al modelo con que una estructura bidimensional logra adaptarse a la muestra de estudiantes universitarios de actividades físico-deportivas. Igualmente, Calero y Injoque-Ricle (2013), al aplicar el analisis factorial confirmatorio y manejar índices de ajuste al modelo, como CFI y RMSEA, logran obtener valores adecuados como los de esta investigación. Sin embargo, las diferencias que se observan están en los diferentes pesos de regresión extraídos por el modelo unidimensional que se plantea en dicha investigación, pesos que van desde 0,49 hasta 0,81. Estos valores difieren de los extraídos en esta investigación. Así mismo, como lo señalan Jackson, Martin y Eklund (2008), contar con un instrumento práctico para evaluar un constructo psicológico como el flujo y, a parte, con la posibilidad de ser aplicado en diversas actividades físico-deportivas con la solidez estadística aquí utilizada, facilita la labor de investigadores, docentes, entrenadores o psicólogos del ámbito deportivo.
Para finalizar, se destaca el aporte a la comunidad científica de habla hispana, contribuyendo con un estudio científico psicométrico de un instrumento de medición del constructo de flujo. Este, en el marco de las actividades físico-deportivas, es de suma relevancia en la psicología deportiva, por la experiencia autotélica que puede desarrollar el deporte en una persona, y cómo este tipo de experiencia ayuda al disfrute en la actividad deportiva que se realiza, con lo que se resalta la experiencia de flujo en un clímax de la actividad que se realiza.