TEORIAS, PESQUISAS E ESTUDOS DE CASOS

 

 

Escala de hábitos de lazer: comprovação da sua estrutura fatorial e diferenças em função do sexo, idade e nível educacional de jovens de Montes Claros - MG

 

Scale of leisure habits: proof of factor structure and differences in the function of gender, age and educational level of young people from Montes Claros - MG

 

Escala de hábitos de ocio: comprobación de su estructura factorial y diferencias en función del sexo, edad y nivel educacional de jóvenes de Montes Claros - MG

 

 

Maria de Fatima de Matos Maia^I,1; Nilton Soares Formiga^II,2; Celina Aparecida Gonçalves Lima^I,3; Thatiana Maia Tolentino^III,4; Berenilde Valéria de Oliveira Sousa^I,5

^IUniv. Estadual de Montes Claros, MG - Brasil
^IIUniv. Potiguar, UNP, Natal, RN - Brasil
^IIIFaculdade Santo Agostinho de Sete Lagoas, MG - Brasil

 

 

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RESUMO

Uma consulta nos sites de busca por um construto psicológico que pudesse avaliar o tipo, frequência e intensidade dos hábitos de lazer na dinâmica psicossocial dos jovens indicou uma limitação de publicações em relação a esse assunto para jovens brasileiros. O objetivo foi verificar a consistência e manutenção da estrutura fatorial da medida da Escala de Atividades de Hábitos de Lazer aplicada em estudantes no norte de Minas Gerais. 691 adolescentes da cidade de Montes Claros participaram: 52% homens e 48% mulheres, entre 11 e 19 anos (M = 14,64, DP = 1,79; Mo = 15). O instrumento foi a Escala de Atividades de Hábitos de Lazer com três fatores: Lazer Instrutivo, Lúdico e Hedônico, além de um questionário de caracterização sociodemográfica. Para análise dos dados, utilizou-se o SPSS 21.0. Foram computadas estatísticas descritivas (tendência central e dispersão) e MANOVA. Realizou-se uma análise fatorial confirmatória com recurso ao programa estatístico AMOS 21.0. Os resultados evidenciaram a existência do modelo trifatorial hipotetizado, revelando uma associação Phi (φ) positiva entre os fatores. A MANOVA mostrou resultados significativos apenas para o efeito principal no nível escolar e sexo e para efeito de interação no nível escolar versus idade, todos em relação aos hábitos lúdicos. Destaca-se a garantia fatorial do modelo pretendido, o qual avalia as atividades dos hábitos de lazer, consideradas como atividades distintas, em intensidade e frequência, apresentadas pelos jovens quando já cumpriram suas atividades cotidianas. As saturações estiveram dentro do intervalo esperado, comprovando que não existem problemas da estimação proposta na medida da escala.

Palavras-chave: Construto psicológico; Indivíduos jovens; Hábitos de lazer.

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ABSTRACT

A query in the sites of search for a psychological construct that could evaluate the type, frequency and intensity of leisure habits in the psychosocial dynamics of the young indicated a limitation of publications in relation to this subject for young Brazilians. The objective was to verify the consistency and maintenance of the factorial structure of the measure of the Scale of Activities of Leisure Habits applied in students in the north of Minas Gerais. 691 adolescents from the city of Montes Claros participated: 52% men and 48% women, aged 11 and 19 years old (M = 14.64, SD = 1.79, Mo = 15). The instrument was the Scale of Activities of Leisure Habits with three factors: Instructional Leisure, Playful and Hedonic, in addition to a sociodemographic characterization questionnaire. For data analysis, SPSS 21.0 was used. Descriptive statistics (central tendency and dispersion) and MANOVA were computed. A confirmatory factorial analysis was performed using the AMOS 21.0 statistical program. The results evidenced the existence of the hypothetized trifactor model, revealing a positive Phi (φ) association between the factors. MANOVA showed significant results only for the main effect at school level and gender and for interaction effect at school level versus age, all in relation to play habits. We emphasize the factorial guarantee of the intended model, which evaluates the activities of leisure habits, considered as distinct activities, in intensity and frequency, presented by the young people when they have already completed their daily activities. The saturations were within the expected range, proving that there are no problems of the proposed estimation in the scale measurement.

Keywords: Psicological construct; Young people; Leisure habits.

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RESUMEN

Una consulta en los sitios de búsqueda por un constructo psicológico que pudiera evaluar el tipo, frecuencia e intensidad de los hábitos de ocio en la dinámica psicosocial de los jóvenes indicó una limitación de publicaciones en relación a ese asunto para jóvenes brasileños. El objetivo fue verificar la consistencia y mantenimiento de la estructura factorial de la medida de la Escala de Actividades de Hábitos de Ocio aplicada en estudiantes en el norte de Minas Gerais. Participaron 691 adolescentes de la ciudad de Montes Claros, siendo: 52% hombre y 48% mujeres, con edades entre 11 y 19 años (M = 14,64, DT = 1,79; Mo = 15). El instrumento fue la Escala de Actividades de Hábitos de Ocio con tres factores: Ocio Instrutivo, Lúdico y Hedónico, además de un cuestionario de caracterización sociodemográfica. Para el análisis de los datos, se utilizó el SPSS 21.0. Se calcularon estadísticos descriptivos (medidas de tendencia central y dispersión) y MANOVA. Se realizó un análisis factorial confirmatorio con recurso al programa estadístico AMOS 21.0. Los resultados evidenciaron la existencia del modelo multifactorial hipotetizado, revelando una asociación Phi (φ) positiva entre los factores. La MANOVA mostró resultados significativos sólo para el efecto principal en el nivel escolar y sexo y para efecto de interacción en el nivel escolar versus edad, todos en relación a los hábitos lúdicos. Se destaca la garantía factorial del modelo pretendido, el cual evalúa las actividades de los hábitos de ocio, consideradas como actividades distintas, en intensidad y frecuencia, presentadas por los jóvenes cuando ya cumplieron sus actividades cotidianas. Las saturaciones estuvieron dentro del intervalo esperado, comprobando que no existen problemas de estimación propuesta en la medida de la escala.

Palabras clave: Constructo psicológico; Individuos jóvenes; Hábitos de ocio.

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Introdução

O lazer compreende o tempo livre que cada pessoa dispõe para a realização de atividade de descanso ou diversão, independente do ambiente onde se está (Formiga, 2009). Para Chemim (2003), o lazer significa a possibilidade de o indivíduo poder desfrutar de um momento para si, escolhendo livremente entre descansar ou se divertir. Tais momentos de diversão, ocupados pelos jovens, vêm se caracterizando como um grande problema, pois na maioria das vezes as condições de lazer não satisfazem à família e à escola. Da mesma forma, os próprios jovens não se sentem livres o bastante para buscar o prazer real do divertimento, devido à dissonância entre as exigências da família e da escola e o que eles mesmos querem (Formiga, 2009).

O problema não é ter horas para se divertir, mas a qualidade desse divertimento. Certos hábitos de lazer podem estar relacionados à diversão e à formação sociocultural ou com o êxito escolar e uma qualidade de vida (Formiga, Gouveia, Omar, Ferreira, & Prestes, 2002). No entanto, algumas dessas atividades podem causar insatisfação à família e à escola, por transgredirem as normas sociais, desrespeitando valores humanos e a institucionalização do limite (Formiga, 2005; Formiga, 2010; Formiga, 2011).

Cada pessoa pode apresentar formas variadas para passar o seu tempo livre após seus compromissos diários. Isso pode se tornar um hábito, o qual poderá orientar o indivíduo a certas atividades de lazer diferenciadas, que vão da leitura, passeios com amigos e visitas familiares até experiências de risco (Formiga, Bonato, & Sarriera, 2011). É necessário que estas atividades promovam um reconhecimento no que diz respeito à aceitação e à prática social na escolha da diversão ideal para que a socialização entre a família, a escola, os amigos e consigo mesmo, ocorra de forma eficiente (Argyle, 1991).

O cotidiano das pessoas proporcionam hábitos que vão orientar o indivíduo de acordo com suas metas individuais e sociais, formando costumes de prazer, aborrecimento, informação e envolvimento social (Pais, 1998). Atualmente, os jovens têm investido o seu tempo em atividades de lazer que apresentam sensações ao extremo, visando mais ao aspecto individualista e centrado em si mesmo do que o comprometimento com o outro (Formiga, 2010). Tais atividades de lazer desenvolvidas pelos jovens vêm sendo questionadas pela sociedade no que se refere às condutas desviantes, que são aquelas atividades rotineiras ou estilos de vida dos jovens que violam as normas socialmente aceitas. O lazer deve ser direcionado para formação afetiva, intelectual e social das pessoas que fazem parte de seu convívio social e ir além das diferenças entre elas (Dumazedier, 1999; Murillo, 1996).

Sabendo da importância de um construto psicológico que pudesse avaliar o tipo, frequência e intensidade dos hábitos de lazer na dinâmica psicossocial dos jovens foi que, em consulta nos sites de busca da produção científica sobre o tema, observou-se que ainda tem sido limitada a publicação sobre uma medida autoavaliativa em relação aos hábitos de lazer em jovens brasileiros. Foi encontrada apenas a escala de atividades de hábitos de lazer, a qual vem sendo utilizada em distintos espaços geopolíticos e amostrais no Brasil.

Tendo por base a literatura sobre o tema, Formiga, Ayroza e Dias (2005) propuseram a Escala de Atividades de Hábitos de Lazer (EAHL). Esses autores desenvolveram e validaram um instrumento que avalia o comportamento dos jovens em seu tempo livre. Inicialmente, essa escala foi composta por 24 itens que analisam as atividades de lazer assumidas pelos sujeitos em seu tempo livre, buscando conhecer as escolhas e tendências das pessoas sobre os seus hábitos em tempo livre. A solução fatorial permitiu identificar três componentes com eigenvalue superior a 1,00, explicando em seu conjunto 27,9% da variância total e um alfa de Cronbach (α) geral da escala de 0,82. O primeiro fator, o Hábito Hedônico, apresentou uma consistência interna (α de Cronbach) de 0,80; o segundo fator, o Hábito Lúdico, obteve um alfa de 0,65; e, por fim, o terceiro, o Hábito Instrutivo, apresentou um alfa de 0,63.

Com isso, Formiga et al. (2005) definiram os seguintes tipos de lazer: Hedonismo (hábitos de consumo que enfatizam o prazer individual e imediato), Lúdico (utilização de jogos, brinquedos e divertimento em geral, como caráter instrumental do lazer, podendo ser experimentado sozinho ou em grupo) e o Instrutivo (enfatizando a experiência de aperfeiçoamento e crescimento desenvolvido pelos sujeitos, tornando-os capazes de escolhas de lazer e transmissão de conhecimentos).

Em estudos posteriores ao desenvolvido por Formiga et al. (2005), considerando a dinâmica do contexto social e sua influência na formação e organização do itens da EAHL, Formiga et al. (2011) sugeriram a redução da escala com 24 para 15 itens. Em uma pesquisa com distintas amostras em três estados brasileiros, foram observados indicadores estatísticos bem melhores do que aqueles previamente encontrados nos estudos de Formiga et al. (2005), tanto relacionado à organização fatorial quanto ao alfa de Cronbach, condição esta que permitiu utilizar, a partir dos achados de Formiga et al. (2011), a escala com 15 itens.

Para não deixar dúvidas sobre o instrumento reduzido, Formiga (2012), em um estudo com características amostrais próximas àquelas delineadas pelos autores supracitados, verificou a estrutura fatorial da EAHL, desta vez comparando a associação itens-fator e os indicadores psicométricos por tipo de escola (pública e privada), onde a organização fatorial confirmou a tridimensionalidade e a associação entre os fatores (Hedonismo, Lúdico e Instrutivo).

Com o objetivo de verificar a acurácia da EAHL, Formiga, Melo e Lima (2013) avaliaram a consistência dessa medida em uma amostra de atletas e não atletas, observando a manutenção da estrutura trifatorial, independente das amostras em questão. As atividades dos hábitos de lazer são reconhecidas pelos respondentes, diferenciando apenas quanto à intensidade nas dimensões do lazer. Por exemplo, os atletas foram mais hedonistas do que os não atletas e estes mais instrutivos e lúdicos em seu lazer. Formiga, Melo, Pires (2015), com base nos estudos de Formiga (2012) e Formiga et al. (2013), procuraram verificar se a medida EAHL variava de acordo com grupos amostrais (por exemplo: sexo, idade e tipo de escola). Os autores observaram que tanto a estrutura fatorial quanto a associação positiva entre os fatores da EAHL foram mantidas.

Nesse contexto, o presente estudo tem como objetivo verificar a consistência e manutenção da estrutura fatorial da medida das Atitudes de Hábitos de Lazer (EAHL) aplicada em uma amostra de estudantes no norte de Minas Gerais. Frente aos indicadores psicométricos, previamente observados em estudos anteriores no Brasil com a mesma escala, espera-se que, no presente estudo, a estrutura fatorial se mantenha.

 

Método

Amsostra

Trata-se de um estudo quantitativo, transversal e correlacional, no qual participaram 691 sujeitos da cidade de Montes Claros-MG, distribuídos no nivel educacional fundamental (47%) e médio (57%), sendo 52% do sexo masculino e 48% de sexo feminino, com idades compreendidas entre os 12 e 19 anos (M = 14,64, DP = 1,79; Mo = 15). A maioria (33%) tinha uma renda econômica que variava de R$724,00 a R$1.000,00. A amostragem foi não probabilística, mas intencional, pois buscava garantir os resultados com base na faixa etária salientada pela literatura desenvolvimentista quanto à intensidade do jovem apresentar a conduta desviante.

Quanto à significância da amostra para o presente estudo, esta foi calculada no pacote estatístico G Power 3.1, um software destinado a calcular o poder estatístico, isto é, o teste de hipótese, tendo como base não apenas o 'n' necessário para a pesquisa, mas também o tipo de cálculo a ser realizado (Faul, Erdfelder, Lang, & Buchner, 2007). Para a coleta de dados deste estudo, foi considerada uma probabilidade de 95% (p < 0,05), uma magnitude do efeito amostral (r > 0,30) e um padrão de poder hipotético (π > 0,80). A partir desses critérios, uma amostra mínima de 400 sujeitos revelou-se suficiente, tendo como indicadores: t > 1,98; π> 0,99; e p < 0,05.

Instrumento

Foi utilizada a Escala de Atividades de Hábitos de Lazer (EAHL), elaborada originalmente em português por Formiga et al. (2005). O instrumento é composto por 24 itens que avaliam as atividades de lazer assumido por cada sujeito a respeito da sua ocupação quando não se está fazendo nada (por exemplo: ler livros e revistas, ir à igreja, navegar na internet, comprar roupas, etc.). Para responder a esse instrumento, a pessoa deveria ler cada item e indicar com que frequência ocupava seu tempo quando ficava sem fazer nada, depois de todas suas obrigações cumpridas, utilizando para tanto uma escala de seis pontos, tipo Likert, com os seguintes extremos: 0 = Nunca e 5 = Sempre.

A escala revelou, a partir de uma análise exploratória, a existência de três fatores, explicando em seu conjunto 27,9% da variância total: Instrutivo, Lúdico e Hedonismo. Os indicadores de consistência interna estiveram, respectivamente, entre 0,63 e 0,80. Em um estudo desenvolvido por Formiga et al. (2005), avaliado a partir da teoria clássica do teste e análise fatorial confirmatória, viu-se a necessidade de reduzir a escala, a qual ficou com 15 itens, organizando nos fatores previamente encontrados pelos autores supracitados. Assim, em um outro estudo desenvolvido por Formiga et al. (2011), com amostras de três estados brasileiros, o objetivo era avaliar a consistência da organização fatorial da EAHL e os resultados revelaram indicadores psicométricos que garantiram a estrutura fatorial que contempla os 15 itens e os mesmos três fatores proposta pelos autores. Formiga, Melo, Pires e Aguiar (2013) confirmaram em um novo estudo a estrutura fatorial da EAHL, na qual o modelo trifatorial se manteve tanto considerando a amostra geral (609 sujeitos) quanto na especificidade amostral em função do sexo, idade (pré-adolescente e adolescente) e do tipo de escola (pública ou privada). A escala de 15 itens foi a utilizada neste estudo.

Caracterização Sociodemográfica

Além da EAHL, um questionário de caracterização sociodemográfica foi incluído para avaliar a caracterização dos participantes deste estudo no que diz respeito ao sexo, à idade, ao nível de escolaridade e à renda econômica, bem como realizar um controle estatístico de atributos que possam interferir diretamente nos resultados.

Procedimentos da Coleta de Dados

O instrumento da pesquisa foi administrado aos sujeitos do ensino fundamental e médio em distintas instituições públicas na cidade de Montes Claros-MG, em contexto de sala de aula. O tempo de duração de coleta foi de quatro meses. Aos respondentes era solicitada a participação no estudo de forma voluntária, explicando o objetivo da pesquisa.

As pessoas que mostraram interesse e que deram o seu consentimento em participar deste estudo foram conscientizadas de que não havia respostas certas ou erradas, e que respondessem de acordo com o que pensavam. Foi assegurado o anonimato das suas respostas e que estas mesmas seriam tratadas em um conjunto. Dessa forma, contando com as instruções necessárias para que o questionário pudesse ser respondido, os pesquisadores estiveram presentes durante toda a aplicação para o esclarecimento das dúvidas que surgissem. Um tempo médio de 50 minutos foi suficiente para concluir essa atividade.

Procedimentos Éticos

Todos os procedimentos adotados nesta pesquisa seguiram as diretrizes da Resolução CNS 466/12, entre outras normas expedidas pelo Conselho Nacional da Saúde - CNS -, bem como da Resolução 016/2012 do Conselho Federal de Psicologia. O projeto de pesquisa foi submetido a um Comitê deÉtica, no qual obteve a aprovação através do Parecer Consubstanciado Número 798.135, com Data da Relatoria 19/09/2014.

Análise dos dados

Para a análise dos dados deste estudo utilizou-se a versão 21.0 do programa estatístico SPSS para Windows. Foram computadas estatísticas descritivas (tendência central e dispersão) e MANOVA. Além desses cálculos, realizou-se uma análise fatorial confirmatória com recurso ao programa estatístico AMOS 21.0, com o intuito de se avaliar a consistência estrutural do modelo já previamente encontrado para a EAHL. Considerou-se como entrada a matriz de covariâncias, tendo sido adotado o estimador ML (Maximum Likelihood).

Uma vez que essa análise estatística é mais criteriosa e rigorosa, testouse a estrutura teórica quanto ao modelo bifatorial. Esta análise apresenta alguns índices que permitem avaliar a qualidade de ajuste do modelo proposto (Byrne, 1989; Joreskög & Sörbom, 1989; Van de Vijver & Leung, 1997; Hair, Anderson, Tatham, & Black, 2005), por exemplo: χ² (qui-quadrado), Goodness-of-Fit Index (GFI) e Adjusted Goodness-of-Fit Index (AGFI) são análogos ao R² em regressão múltipla; existem também Comparative Fit Index (CFI), Tucker-Lewis Index (TLI), Root-Mean-Square Error of Approximation (RMSEA), Expected Cross-Validation Index (ECVI) e Consistent Akaike Information Criterion (CAIC).

O Akaike's Information Criteria (AIC) é um critério que utiliza a parcimônia na avaliação do modelo, levando em conta o número de parâmetros estimados.É usados quando são comparados dois ou mais modelos. O modelo que apresenta melhor ajuste é o que possuiu menor AIC. Browne-Cudeck Criterion (BCC) é um critério que funciona da mesma maneira que o AIC e o CAIC com a diferença que impõe grandes penalidades para a complexidade do modelo. Bayes Information Criterion (BIC) mostra-se de forma mais consistente, uma vez que cada ajuste realizado nos componentes explicativos é gerado com base no ajuste adequado dos dados, penalizando severamente modelos com muitos parâmetros.

Além desses cálculos, foram realizados também tanto o cálculo de Confiabilidade Composta (CC) quanto o da Variância Média Extraída (VME). No primeiro indicador exige-se que o nível do escore seja acima de 0,70, enquanto no segundo indicador é preciso um nível acima de 0,50.

 

Resultados

A fim de atender à hipótese apresentada, gerou-se no programa estatístico AMOS 21.0 a proposta bifatorial da medida pretendida, a qual foi previamente estabelecida por Formiga et al. (2005). Foram gerados modelos comparativos, como o unifatorial e o ortogonal, sendo este com três fatores não relacionados, a fim de compará-los com o modelo oblíquo (com os três fatores interdependentes). Os resultados revelaram nas comparações que o modelo oblíquo apresentou melhores indicadores psicométricos em relação aos demais (Tabela 1).

Considerando os indicadores apresentados anteriormente, destaca-se que todas as saturações (Lambdas, λ) estiveram não somente dentro do intervalo esperado |0 - 1|, mas que foram estatisticamente diferentes de zero (t > 1.96, p < 0.05), não existindo problemas da estimação proposta nas medidas do EAHL, ou seja, superiores a zero e inferiores a um (Tabela 2).

Tais resultados corroboram a existência do modelo trifatorial hipotetizado para mensurar as atividades dos hábitos de lazer (hábitos hedonistas, lúdicos e instrutivos) nos jovens na cidade de Montes Claros-MG que participaram das pesquisas, revelando uma associação Phi (φ) positiva entre os fatores: Hábitos Lúdicos com Hábitos Hedonistas (0,46), Hábitos Instrutivos com Hábitos Hedonistas (0,39) e Hábitos Instrutivos com Hábitos Lúdicos (0,29), com p < 0,01.

Além dos indicadores psicométricos observados na Tabela 1, outros mais parcimoniosos (exemplo: AIC, BIC e BCC) garantiram o modelo hipotetizado justamente por serem resultados que acompanham o CAIC e ECVI. Esses indicadores servem para avaliar a adequação de um modelo determinado em relação a outros para comparação da melhor estrutura fatorial (neste caso, a proposta do modelo trifatorial oblíquo em relação ao modelo trifatorial ortogonal e unifatoiral). O modelo pretendido revelou melhores resultados em relação aos outros modelos (Tabela 3).

Com o objetivo de verificar a validade do construto em questão, realizouse o cálculo de Confiabilidade Composta (CC), o qual exige que o nível do escore seja acima de 0,70 e o da Variância Média Extraída (VME), neste estudo, seja um nível acima de 0,50 (Hair, Tatham, Anderson, & Black, 2005; Valentim & Damásio, 2016). Observou-se que para as os três modelos, o CC e o VME estiveram acima do exigido na literatura, evidenciando a confiabilidade e validade convergente do construto utilizado e segurança fatorial para a população juvenil (Tabela 2).

Além de se observar uma associação Phi (φ) entre os fatores com boa força associativa e na relação item-fator, tal resultado foi confirmado quando as estimativas de predição foram realizadas a partir da análise de regressão, a qual revelou, para o modelo hipotetizado a partir da identificação das variáveis que foram significativas e a razão critério, que estiveram dentro do que é estatisticamente exigido, com t > 1,96 e p < 0,05 (Tabela 4).

A partir desses resultados é possível destacar a garantia fatorial do modelo pretendido, o qual avalia as atividades dos hábitos de lazer, consideradas como atividades distintas em intensidade e frequência, apresentadas pelos jovens quando já cumpriram com suas tarefas cotidianas exigidas pela família, escola, etc., contemplando os fatores do hedonismo (diz respeito aos hábitos de consumo que enfatizam o prazer individual e imediato como único bem possível do indivíduo), lúdico (refere-se ao sujeito que utiliza jogos, brinquedos, passeio e divertimentos em geral, apresentando um caráter instrumental do lazer para divertir-se) e o instrutivo (atribui-se a experiência de aperfeiçoamento e crescimento social e cognitivo desenvolvido pelos sujeitos, tornando-os capazes de certas escolhas de lazer diferenciadas e exclusivas para eles, bem como para poder assumir uma atividade quanto à transmissão, habilitação e ensino de conhecimentos) (Formiga, 2009).

Essa medida evidencia que tais atividades, salientadas nas associações itens-fator, podem ser avaliadas a partir dos 15 itens distribuídos nos fatores supracitados. Porém, mesmo tendo confirmado a estrutura fatorial, procurou-se comparar, a partir de uma MANOVA, as pontuações médias das respostas dos sujeitos nas dimensões do lazer (hábitos hedonistas, lúdicos e instrutivos), considerando as variáveis sexo, idade e nível escolar, o que gerou resultados significativos apenas para o efeito principal no nível escolar e no sexo; e, para efeito de interação, somente o nível escolar (fundamental ou médio) versus idade, todos em relação aos hábitos lúdicos (Tabela 5).

Conforme os dados apresentados, observam-se três aspectos: que os homens apresentaram maiores escores do que as mulheres; no nível escolar, os sujeitos do fundamental tiveram escores mais altos do que aqueles do nível médio; e, por fim, em relação à interação entre nível escolar e idade, os sujeitos acima de 15 anos que estão no nível fundamental apresentaram escores superiores em relação às demais associações.

É preciso destacar, considerando o Lambda de Wilk´s e PO, que existe um conflito de interpretação. Se por um lado o Lambda foi próximo a 1,00, condição que existe uma parcimônia ao interpretar as diferenças entre os grupos, por outro lado o PO revelou indicadores que sustentam a hipótese experimental no efeito principal e de interação.

De forma geral, este estudo avaliou, inicialmente, a consistência da estrutura fatorial da medida das Atividades de Hábitos de Lazer, proposta por Formiga et al (2005). Nesta, com base nos resultados do autor, foram identificados três fatores: o Hedonismo, o Lúdico e o Instrutivo. Com isso, testouse tais fatores e as comparações, sendo: (a) Modelo 1: unifatorial, em que todos os itens da EAHL apresentam saturação em um único fator; (b) Modelo 2: por avaliar a estrutura com três fatores ortogonais; e c) Modelo 3: uma estrutura trifatorial ortogonal, proposta teoricamente pelos autores supracitados. Essa era a organização que se pretendia encontrar. Os resultados garantiram o modelo trifatorial, que apresentaram indicadores de qualidade de ajuste aceitáveis e foram melhores do que aqueles encontrados nos estudos anteriores com a mesma escala.

Então, o modelo multifatorial das Ati-vidades de Hábitos de Lazer contribuíram para autenticar a evidência psicométrica da organização fatorial desta medida, a qual enfatiza que as atividades de lazer referem-se à disposição que o jovem tem ao repetir uma atitude com fins de distração ou entrete-nimento, quando já cumpriu com todas as suas responsabilidades familiares ou não (Formiga, 2012), distribuídas em 15 itens nas atividades lúdicas, hedonistas e instrutivas. Além dos indicadores de qualidade de ajuste observados neste estudo, que se revelaram próximos às recomendações apresentadas na literatura (Byrne, 1989; Tabachnick & Fidell, 1996; Van De Vijver & Leung, 1997), outros deles não abordados nos estudos com essa medidas (por exemplo, AIC, BIC e BCC e CC e VME) reforçam mais ainda a proposta dessa organização fatorial.

Na MANOVA, os resultados revelaram informações convergentes às que já foram observadas em estudos anteriores (Formiga et al., 2005; Formiga et al., 2011; Formiga et al., 2013), como os hábitos de lazer, o lúdico em específico, que tem mais aderência pelos homens e pelos jovens do ensino fundamental. Esses achados são bem compreensíveis devido à condição cultural da sociedade e da escola. Por um lado, seria a função de instrumentalidade desse tipo de lazer destinada aos homens, o qual tem foco no uso de jogos, brinquedos, passeio e divertimentos e que, mesmo encontrando mulheres que participam dessas atividades, ainda assim a frequência masculina foi bem maior; Por outro, quanto ao fato do nível fundamental apresentar mais sujeitos com adesão ao lazer lúdico, esse resultado revela uma questão que, provavelmente, deverá se relacionar à função da própria dinâmica escolar nesse nível educacional no contexto pesquisado (por exemplo: ter um desenvolvimento integral de seus aspectos físico, psicológico, intelectual e social), exigindo com isso um conjunto de atividades que estariam tanto na formação educacional da aula quanto ao momento da diversão. Provavelmente, a concentração em um contexto escolar (escola pública) pode ter influenciado tais resultados, já que nos estudos anteriores as amostras eram compostas por jovens de escolas públicas e privadas e nelas os achados nos estudos dos autores supracitados (Formiga et al., 2005; Formiga et al., 2011; Formiga et al., 2013) evidenciaram diferenças significativas.

 

Conclusão

Com base nestes resultados, espera-se que os objetivos principais do estudo tenham sidos alcançados. Os achados desta pesquisa revelaram que não apenas o instrumento compreendeu uma estrutura fatorial que expressa um conjunto de atividades realizadas pelos jovens com uma frequência constante no seu dia a dia, mas também são visíveis os fatores de hábitos de lazer: Hedonismo, Lúdico e Instrutivo. No entanto, acredita-se que em futuros estudos, esta medida, possa relacionar a outras que contemplam construtos próximos ao conceitualmente avaliado no presente estudo.

É também importante realizar análises de divergências e convergências associadas ao EAHL, bem como verificar a manutenção dos fatores e a relação específica com seus itens em sua temporalidade, buscando avaliar a segurança entre fator e itens. Uma outra sugestão seria comparar a organização fatorial com base na quantidade dos itens da escala original (com 24 itens) e a escala do presente estudo (com 15 itens), avaliando a qualidade dos indicadores psicométricos em relação a sua associação fatorial.

Por fim, recomenda-se a atualização do instrumento através da inclusão de itens contemporâneos, como o lazer com jogos virtuais online, e também hábitos que salientem contextos culturais muito específicos: esporte e dinâmicas de diversão familiar, dos pares, etc.

 

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Recebido: 14/09/2017 / Corrigido: 12/11/2017 / Aceito: 14/11/2017.

 

 

1 Doutora em Ciências do Desporto. Docente da Universidade Estadual de Montes Claros. Líder do Grupo Integrado de Pesquisa em Psicologia do Esporte, Exercício e Saúde, Saúde Ocupacional e Mídia-GIPESOM. Montes Claros, MG. - Brasil. E-mail: mfatimaia@yahoo.com.br. End.: Campus Universitário Professor Darcy Ribeiro. Vila Mauricéia, s/108 - CCBS. -Montes Claros/MG - CEP 39.400-000 - Brasil. Tel: +55 (38) 3229-8406
2 Doutor em Psicologia Social pela Universidade Federal da Paraíba. Docente da Pósgraduação em Administração e Psicologia Organizacional (nível doutorado e mestrado) na Universidade Potiguar, Natal-RN, Brasil. E-mail: nsformiga@yahoo.com; nilton.soares@unp.br
3 Mestre em Ciências da Saúde. Docente da Universidade Estadual de Montes Claros. Líder do Grupo Integrado de Pesquisa em Psicologia do Esporte, Exercício e Saúde, Saúde Ocupacional e Mídia-GIPESOM. E-mail: celina.prof@bol.com.br
4 Doutora em Educação Física. Faculdades Santo Agostinho de Sete Lagoas, Sete Lagoas, MG - Brasil. E-mail: thatianam@hotmail.com
5 Mestre em atividades físicas. Grupo Integrado de Pesquisa em Psicologia do Esporte, Exercício e Saúde, Saúde Ocupacional e Mídia-GIPESOM. E-mail: berenilde.valeria7@gmail.com.br