EVIDÊNCIAS DE VALIDADE DA ESCALA DE ATITUDE FACE AO LAZER

FATORIAL CONFIRMATÓRIA

A Análise Fatorial Confirmatória, conforme já assumido anteriormente, é a técnica mais utilizada para a confirmação de uma estrutura fatorial hipotetizada. Nesse tipo de análise fatorial, testa-se se a estrutura fatorial teórica se adequa aos dados observados (BENTLER, 1989; JÖRESKOG e SÖRBOM, 1989). No presente estudo, via método de estimação ML (Maximum Likelihood, ou Máxima Verossimilhança), testou-se a hipótese da estrutura fatorial da Escala de Atitude Face ao Lazer-r na composição de três fatores (itens 1 a 6 no fator 1 (Cognitivo), itens 7 a 12 no fator 2 (Afetivo) e itens 13 a 18 no fator 3 (Comportamental), conforme modelo teórico proposto subjacente à escala.

A avaliação do ajuste dos dados ao modelo foi realizada por meio de vários indicadores: Qui-quadrado (X²); Razão entre Qui-quadrado e Graus de Liberdade (χ²/GL); Root Mean Square Residual (RMR); Standardized Root Mean Square Residual (SRMR); Goodness of Fit Index (GFI); Adjusted Goodness of Fit Index (AGFI) e o Comparative Fit Index (CFI). Os resultados podem ser vistos na Tabela 6.

O teste Qui-quadrado (X²) é um dos principais testes utilizado com o objetivo de avaliar o ajustamento de um modelo. No presente estudo, o valor do teste de Qui-quadrado foi significante (χ2= 464,18, p< 0,001), o que sugere o não ajustamento dos dados ao modelo. Porém, para amostras grandes é esperado que esse índice atinja valor estatisticamente significante. Para se evitar o erro de rejeição de modelos apropriados é recomendado, nesta situação, o uso do teste do Qui- quadrado relativo ou ponderado (X²/GL). Quanto ao valor exato de qui-quadrado ponderado (X²/GL) capaz de definir o ajuste apropriado observa-se que não há consenso, sendo que autores como Wan (2002) e Kline (2005) indicam valor igual ou menor a 4,0 e Balbinotti e Barbosa (2008) consideram adequado menor que 5,0 ou preferencialmente menor que 2,0. No presente estudo o valor X²/GL obtido foi de 3,52.

O Goodness of Fit Index (GFI) e o Adjusted Goodness of Fit Index (AGFI) são medidas relacionadas à quantidade relativa de variância e covariância, sendo a segunda ajustada pelos graus de liberdade. De acordo com Hair et al (1998) e

Teixeira e Freire (2013) valores acima de 0,90 para esses índices indicam ajuste aceitável dos dados ao modelo proposto. Porém, Hatcher (1994), Balbinotti (2005), Balbinotti e Barbosa (2008) sugerem que valor igual ou acima de 0,85 para o índice GFI e igual ou acima de 0,80 para AGFI indicam um ajuste adequado. Conforme dados da Tabela 6, os valores obtidos para estes dois índices foram: GFI= 0,87 e AGFI= 0,82.

Tabela 6: Medidas de adequação do ajuste da análise fatorial confirmatória da EAFL-r

χ2 df χ2/gl RMR SRMR GFI AGFI CFI

464,18 132 3,52 0,04 0,06 0,87 0,82 0,86

Quanto aos índices Root Mean Square Residual (RMR) e o Standardized Root Mean Square Residual (SRMR), são índices em relação aos quais também se observa variação de critérios para avaliação da adequação do ajuste do modelo analisado. Em relação ao índice RMR, Gosling e Gonçalves (2003) e Balbinotti (2005), assumem que valores inferiores ou igual a 0,10 são considerados aceitáveis, enquanto Byrne (1998) e Diamantopoulos e Sigwaw (2000) apontam como ajuste aceitável valores inferiores a 0,05. No presente trabalho o RMR foi igual a 0,04. Em relação ao critério de avaliação do SRMR, Hu e Bentler (1999) indicam valores próximos ou menor que 0,08. O valor observado foi 0,06.

Quanto ao Comparative Fit Index (CFI) seus valores podem variar de zero a 1 (um) sendo recomendados valores acima de 0,90 (TEIXEIRA e FREIRE, 2013). Para este índice foi obtido o valor 0,86.

A análise dos valores obtidos em relação ao total de índices produzidos e dos critérios para avaliação mostra que, dos sete índices, em cinco os critérios estabelecidos na literatura foram alcançados. Apesar do valor do teste qui-quadrado ter sido significativo e o CFI apenas próximo ao valor desejado, o que é insatisfatório, obteve-se para X²/GL, RMR, SRMR, GFI e AGFI valores compatíveis com os critérios apresentados. Dessa forma, pelos dados obtidos considera-se possível afirmar que os resultados atingiram valores suficientes para se assumir um ajuste aceitável dos dados ao modelo testado e conclui-se que o modelo é plausível e indicativo da validade de constructo da Escala de Atitude Face ao Lazer-r.

Para analisar a qualidade do ajuste dos itens aos fatores da EAFL-r foram calculadas suas cargas fatoriais e realizados testes de significância (valores t> 1.96

indicam que o item apresenta carga significativa dentro do fator). Os resultados são apresentados na Tabela 7.

Tabela 7: Carga fatorial e valor de t, dos itens das subescalas da EAFL-r, pela Análise Fatorial Confirmatória

Fator Carga Valor de t

Cognitivo

1 – Envolver-se em atividades de lazer é uma boa forma de usar o tempo.

0.572 11.21* 2 – As atividades de lazer são benéficas para os indivíduos

e para as sociedades.

0.695 14.35* 3 – As atividades de lazer contribuem para a saúde das

pessoas.

0.723 15.14* 4 – As atividades de lazer aumentam a felicidade das

pessoas.

0.851 19.24* 5 – As atividades de lazer ajudam a renovar a energia de

uma pessoa.

0.817 18.06* 6 – As atividades de lazer ajudam os indivíduos a relaxar. 0.832 18.56*

Afetivo

7 – As minhas atividades de lazer me dão prazer. 0.555 10.26* 8 – Sinto que o lazer é bom para mim. 0.693 14.46* 9 – Gosto do tempo que passo quando estou envolvido(a)

em atividades de lazer.

0.667 12.82* 10 – As minhas atividades de lazer são reparadoras. 0.611 11.50* 11 – Sinto que o tempo que passo em atividades de lazer

não é tempo perdido.

0.550 10.13* 12 – Gosto das minhas atividades de lazer. 0.666 12.79*

Comportamental

13 – Dedico bastante tempo e esforço para me tornar mais competente nas minhas atividades de lazer.

0.575 9.96* 14 – Participaria de uma aula ou seminário para ser mais

capaz de melhor desenvolver as atividades de lazer.

0.494 8.40* 15 – Apoio a ideia de aumentar o meu tempo livre para poder

me envolver em mais atividades de lazer.

0.609 10.62* 16 – Envolvo-me em atividade de lazer mesmo quando ando

ocupado.

0.500 8.50* 17 – Gostaria de ter mais tempo de educação e preparação

para atividades de lazer.

0.543 9.33* 18 – Dentre as atividades que tenho dou grande prioridade às

de lazer.

0.502 8.55*

* Valores significativos das cargas padronizadas dos itens (p< 0.05) para valor de t< 1.96. Covariâncias entre fatores (p< 0.05): CovF1F2= 0,465. CovF1F3= 0.231. CovF2F3= 0,508.

Os resultados das cargas fatoriais, que variaram entre 0,494 e 0,851, apontam que todos os itens se apresentaram significativos estatisticamente (p˂ 0,05) no respectivo fator, conforme apresentado na tabela acima, e a sua estrutura fatorial confirma os três componentes da atitude face ao lazer. No entanto, é importante salientar que as menores cargas fatoriais podem ser observadas na subescala Comportamental. Isso reforça a ideia de que essa dimensão da escala merece atenção especial no que se refere à sua composição de itens e direcionamento teórico. Dessa maneira e de acordo com os resultados obtidos, é possível considerar a Escala de Atitude Face ao Lazer-r (Teixeira e Freire, 2013), com adequações semânticas realizadas, confiável e com evidências de validade para a população de estudantes brasileiros de ensino superior, pesquisada neste estudo.

3.2 ATITUDES FACE AO LAZER E VARIÁVEIS SOCIODEMOGRÁFICAS, ACADÊMICAS E DO LAZER

Nesse item, são apresentados inicialmente os dados sobre a frequência semanal de realização das atividades de lazer e dos fatores que dificultam a realização dessas atividades. Segue-se com a apresentação das análises das relações bivariadas e multivariadas (ANOVA e MANOVA) entre os resultados da Escala de Atitude Face ao Lazer-r (total e por componente) e variáveis sociodemográficas (idade, sexo e trabalho remunerado), acadêmicas (curso e etapa de formação) e com a frequência semanal de atividades de lazer praticadas pelos estudantes.

3.2.1 FREQUÊNCIA SEMANAL DE REALIZAÇÃO DE ATIVIDADES DE LAZER E