Validez de constructo y consistencia interna de la versión brasileña de Leisure Attitude Measurement para los ancianos

Rev Esc Enferm USP reeusp Revista da Escola de Enfermagem da USP Rev. esc. enferm. USP 0080-6234 1980-220X Universidade de São Paulo, Escola de Enfermagem RESUMEN Objetivo: Evaluar la validez de constructo y la consistencia interna de la versión brasileña de la Leisure Attitude Measurement para los ancianos. Método: Estudio metodológico con enfoque cuantitativo. Los datos se recogieron durante tres meses, mediante visitas a domicilio, en una muestra aleatoria y representativa de 384 ancianos. La consistencia interna se midió mediante el coeficiente alfa de Cronbach. La validez de constructo se evaluó mediante el análisis factorial exploratorio. La extracción de factores se realizó por componentes principales, según el criterio de Kaiser, con rotación por solución Varimax. Resultados: Los participantes tenían una media de edad de 70,9 años y en su mayoría eran mujeres, casados, vivían con familiares, con entre uno y cuatro años de escolaridad e ingresos de hasta un salario mínimo. El modelo final del instrumento retuvo tres factores, bajo el criterio de parsimonia, explicando el 50% de la varianza de los datos, con un total de 27 ítems, distribuidos en los dominios cognitivo, afectivo y comportamental y con un coeficiente alfa de Cronbach global de 0,89. Conclusión: El modelo estructural propuesto mostró validez de constructo y consistencia interna adecuada y explicó el 50% de la variabilidad de los datos. Su aplicación permitirá conocer la realidad social y fomentar la actitud positiva y la participación de los ancianos en el ocio. INTRODUCTION Leisure is a complex phenomenon whose comprehension is based on diverse approaches(1). The leisure-work duality, which originated in the industrial society, defines leisure as a set of occupations in which individuals engage freely and disinterestedly after having complied with their social obligations. From a contemporary perspective, leisure may be conceived of as culture experienced during free time and as a human necessity((2-4)). Considering the multiple forms of satisfying this need, the meaning of leisure should not exclude work, but rather reflect their complementarity(2). The complementarity between leisure and work becomes clearer during age-related retirement, when individuals commonly have more free time due to the interruption or reduction of labor activities, being able to engage more frequently in pleasant activities. On the other hand, the process of retirement impacts the standards of activities, social contacts, and financial resources of individuals((5-7)) and - considering the enormous growth of the elderly population worldwide(5) - adds to other financial, social, and health issues(8). For these people, leisure habits established throughout life are particularly important, since leisure contributes to health, well-being, and management of time and negative life events, although it does not guarantee positive results(7). Leisure can be a means for the elderly to adapt to age-related changes either by maintaining their levels of activity and participation, substituting work, resignifying daily occurrences, or preserving valuable identity traits(9). Concerning health, engagement in leisure activities is a key factor for successful aging(4), as it promotes physical and mental health, social interactions, and quality of life while minimizing symptoms of depression and risk of cognitive and motor decline((7,10-12)) and increasing autonomy((8,11)), which makes this phenomenon significant for gerontological and geriatric nursing. Attitude towards leisure activities is the main determinant of participation in and satisfaction with these activities. Individuals with positive attitudes are known to usually evaluate their leisure experiences positively((7)). Attitude towards leisure includes cognitive, affective, and behavioral components, which refer, respectively, to knowledge and beliefs, feelings, and behavioral patterns related to leisure(13). Given the importance of attitude for engagement in leisure and its evident benefits, the scarcity of suitable tools to evaluate this construct is emphasized(14), mainly for the elder population(15). Most instruments on this topic either restrict the conception of leisure to frequency of participation in activities, overlooking its subjective meaning(14) or the amplitude of leisure contents, or are not available in Brazilian Portuguese(1). Considering that standardized evaluation instruments are an integrating part of nursing research and practice(16), the availability of a valid and trustworthy instrument to measure the attitudes of Brazilian elders towards leisure is relevant. With the objective of measuring attitude towards leisure in its cognitive, affective, and behavioral components, American authors have developed the Leisure Attitude Measurement (LAM)(17), which was adapted and validated for other countries, such as Korea, China, Iran, Turkey, and Portugal(13). Its adaptation to the Brazilian culture is directed at the elderly population and was named LAM - Versão Brasileira (LAM-VB); however, its psychometric qualities were yet to be tested. The objective of this study was to evaluate the construct validity and the internal consistency of LAM-VB for the elderly. METHOD Design of study This is a quantitative methodological study. Population This research was conducted with elderly living in the municipality of Maringá, in the state of Paraná, Brazil, registered in the 33 Basic Health Units which had teams of the Family Health Strategy *Estratégia Saúde da Família - ESF). The Municipal Health Office has authorized the access to the digital register, which included circa 50,000 elders in 2017; this corresponds to 12.30% of the general population estimated for this period. Sample During sampling, the rule for calculation of sample proportion was applied considering the finite population correction factor. The confidence level (1- a) was defined as 95% and error (e) was defined as 0.05. A prevalence (p) of 0.5 was set, given that the literature review had not provided the expected prevalence in this case. Considering N = 50,000 elderly, p = 0.5, error = 0.05, and Z = 1.96, the calculated sample totaled 384 elderly. Selection criteria The sample was randomly selected based on digital records of people who were over 60 in 2017. The inclusion criteria were being able to express clearly in Brazilian Portuguese, living in the urban area of the municipality, and having obtained a minimum score in the MiniMental State Examination (MMSE) according to education level(18). The exclusion criteria were not being registered in the system, error in ESF register (incomplete or unavailable address and elder’s name not corresponding to that of the resident of the informed address), change of residence, death, elder was not found at home after three attempts, and elder was unable to interact. Each excluded elder was substituted based on a randomly ordered list of extra sample units. The ineligible elders exceeded the 96 (25%) extra sample units included in the first random selection, mainly due to the data in the system not being up to date. Two other random selections of new extra sample units to match the calculated sample were thus required and were performed in different occasions Figure 1). Figure 1 Steps for sample selection of elders in the study -Maringá, PR, Brazil, 2018. Exclusion criteria 1st random selection 2nd random selection 3rd random selection Total Unable to communicate in Portuguese 02 - - 02 Living in a rural area 02 01 - 03 Did not meet the MMSE score 09 04 03 16 Unregistered 19 05 05 29 Register error 52 10 07 69 Change of address 30 03 04 37 Died 08 04 01 13 Not found after three attempts 37 03 10 50 Uncapable of interaction 07 01 02 10 Total 208 37 43 288 A total of 53 elders have refused participation, two elderly have been excluded of the second random selection due to having been selected previously, and four elders have been excluded from the third selection, since the representative sample was complete (n = 384). Data collection The data was collected from July to October 2018 in domiciliary visits by the researcher and five nursing academics, who received theoretical and practical training for seven days. Instructions were provided in printed material containing the topics 1) Approaching elders using an identification badge through simple language while maintaining an ethical posture; 2) Research explanation and reading the Informed Consent Form (ICF); 3) Interview, preferably outside the house to avoid privacy invasion, and permission for the presence of a relative whenever demanded; 4) Explanation for the correct self- and interviewer-administration of LAM-VB to ensure the elder’s understanding of the instructions to answer the instrument alone or to indicate the number which best represents their level of agreement with each read statement; 5) Timing for LAM-VB self- or interviewer-administration; 6) Verification of the informed data. During collection, the academics received every day an individual list with names and addresses of elders to be interviewed; each elder was assigned a number for instrument identification. The researcher supervised one academic each day and, by the end of the period, gathered the lists and filled instruments of all group for verification and archiving to guarantee data anonymity and confidentiality. An instrument for sociodemographic characterization (age, sex, education level, individual income, marital status, and living arrangement) elaborated by the researcher was used in addition to LAM-VB for the elderly population. Similarly to LAM, LAM-VB maintained, after cross-cultural adaptation, 36 items equally divided into cognitive, affective, and behavioral components of attitude towards leisure, with a five-point Likert-type scale as a system of response, in which “1” reveals an extremely negative attitude and “5” indicates an extremely positive attitude. Data treatment and analysis The data were tabulated into a spreadsheet of the application Excel and analyzed with the program Statistical Analysis Software (SAS, version 9.4). In the descriptive analysis, the mean and standard deviation of the answers to each item were calculated. The internal consistency of the instrument was measured with Cronbach alpha coefficient; values over 0.60 were considered acceptable due to this being an exploratory factor analysis (EFA). The construct validity of LAM-VB was evaluated through EFA after verification of sample adequacy, which used the criteria n>100, matrix correlation coefficients over 0.30, and Kaiser-Meyer-Olklin (KMO) test over 0.60. The method for factor extraction was per principal components (PC), according to Kaiser criterion, i.e., eigenvalue greater than one, in addition to an analysis of the explained variance. The rotation of factors was per the orthogonal Varimax method, maintaining the items with a minimum factor loading of 0.30. The estimate of the commonalities (h(2) was calculated accepting values greater than 0.30(19). Ethical aspects This study was approved by the Research Ethics Committee in Protocol n. 2.194.308/2017, in accordance with Resolution 466/12. All participating elders or their guardians have signed the Informed Consent Form (ICF). RESULTS The study participants were aged 61 to 93, with a mean age of 70.89 years (SD = 7.64), and were mostly female (62.76%), married, or in domestic partnership (61.20%), living with relatives (86.16%), with one to four years of education (50.52%), and a personal income of up to one minimum wage (48.95%) (Table 1). Table 1 Distribution of elders participating in the study per so-ciodemographic characteristics -Maringá, PR, Brazil, 2018. Variables n (%) Sex (n=384)       Male 143 (37.24%)     Female 241 (62.76%) Age group (n=379)       60 to 69 years old 190 (50.13%)     70 to 79 years old 131 (34.56%)     80+ years old 58 (15.31%) Marital status (n=384)       Single 21 (5.47%)     Married/Domestic partnership 235 (61.20%)     Separated 28 (7.29%)     Widow(er) 100 (26.04%) Lives (n=383)       Alone 53 (13.84%)     With relatives 330 (86.16%) Education (n=384)       Illiterate 45 (11.72%)     1 to 4 years of education 194 (50.52%)     5 to 8 years of education 60 (15.63%)     9 to 11 years of education 49 (12.76%)     11+ years of education 36 (9.37%) Personal income (n=380)       None 52 (13.68%)     Up to 1 minimum wage* 186 (48.95%)     1 to 2 minimum wages* 59 (15.53%)     2 to 3 minimum wages* 44 (11.58%)     3+ minimum wages* 39 (10.26%) * minimum wage during data collection: R$ 954.00 (BRL Brazilian Reais). Note: (n=384). The instrument LAM-VB was filled by 29.65% of the elderly and, for the rest, by the researcher/academic. In both cases, the mean time of filling was ten minutes. In the first phase of EFA, the correlation matrix and the Cronbach alpha coefficient (a) were analyzed for each domain and for the global LAM-VB. The cognitive domain has presented results over 0.30 for the correlation among items and the a coefficient (0.85), which indicates an appropriate reliability, and has been through no significant changes in the simulation for item exclusion; thus, all 12 items were considered for the analysis. The same was true of the affective domain, for which values of correlation between the items were higher than 0.50 and the a coefficient (0.92) showed no relevant changes upon item exclusion (Table 2). Table 2 Mean, standard deviation, correlation between items, and internai consistency per domain and global instrument -Maringá, PR, Brazil, 2018. Items Mean SD Correlation between items in the domain α* domain upon item exclusion Correlation item-total α*global instrument upon item exclusion Cognitive / n= 384           1 4.78 0.63 0.39 0.85 0.37 0.90 2 4.73 0.70 0.39 0.85 0.39 0.90 3 4.51 0.87 0.40 0.86 0.34 0.90 4 4.80 0.63 0.60 0.84 0.49 0.90 5 4.79 0.64 0.57 0.84 0.45 0.90 6 4.69 0.80 0.56 0.84 0.51 0.90 7 4.78 0.64 0.67 0.83 0.54 0.90 8 4.60 0.86 0.51 0.85 0.49 0.90 9 4.76 0.68 0.62 0.84 0.57 0.90 10 4.83 0.57 0.54 0.84 0.51 0.90 11 4.76 0.66 0.55 0.84 0.50 0.90 12 4.87 0.50 0.69 0.84 0.63 0.90 Affective             13 4.83 0.57 0.57 0.92 0.49 0.90 14 4.75 0.71 0.72 0.91 0.61 0.89 15 4.81 0.67 0.70 0.92 0.63 0.89 16 4.79 0.67 0.67 0.92 0.59 0.89 17 4.71 0.74 0.73 0.91 0.66 0.89 18 4.84 0.58 0.77 0.91 0.67 0.89 19 4.79 0.64 0.76 0.91 0.69 0.89 20 4.63 0.85 0.74 0.91 0.68 0.89 21 4.63 0.87 0.58 0.92 0.56 0.89 22 4.81 0.70 0.67 0.92 0.57 0.89 23 4.79 0.64 0.79 0.91 0.70 0.89 24 4.63 0.84 0.54 0.92 0.48 0.90 Behavioral / n= 384           26 4.17 1.41 0.37 0.62 0.35 0.90 28 4.23 1.37 0.41 0.60 0.34 0.90 29 4.01 1.47 0.47 0.57 0.45 0.90 34 3.65 1.58 0.39 0.61 0.37 0.90 35 3.78 1.60 0.39 0.61 0.35 0.90 * Cronbach alpha coefficient. As for the behavioral domain, seven items have presented correlations under 0.30 and were thus excluded from the analysis after repeated verifications for the elimination of each one: 25) “I do leisure activities frequently”; 27) “I buy goods and equipment to use in my leisure activities as my income allows”; 30) “Given a choice, I would live in an environment or city which provides for leisure”; 31) “I do some leisure activities even when they have not been planned.”; 32) “I would attend a seminar or a class to be able to do leisure activities better”; 33) “I support the idea of increasing my free time to engage in leisure activities”; and 36) “I give my leisure high priority among other activities”. For the five retained items (Table 2), the correlation presented values over 0.30 and sufficient reliability (a = 0.65). For the total of 29 items retained for analysis, the a coefficient was 0.92, revealing an appropriate reliability for the instrument. Also, in Table 2, all items are observed to present correlations over 0.30 and the a for the behavioral domain is shown to have increased from 0.60 to 0.90, approximately, when considering the instrument as a whole. In the second step of EFA, the extraction of factors by principal components was performed and five factors with eigenvalues > 1 were obtained, with their respective explained variances, in decreasing order: factor 1 - 10.03 (34.60%); factor 2 - 2.10 (7.25%); factor 3 - 1.76 (6.10%); factor 4 - 1.71 (4.25%); factor 5 - 1.23 (3.70%). However, the parsimony of the model was considered and modelling of factors 4 and 5 was removed, as their gain for the explanation of total variability of data would be of only 7.95%. The three factors together explain 47.95% of the total data variance. The sample presented an appropriate size for factor analysis and an excellent suitability of model adjustment (KMO = 0.92). The three domains presented factor loadings over 0.30 (Table 3), considering a sample composed of more than 350 subjects. However, when calculating the estimate of the commonalities, items one and two, which had already indicated small factor loadings, have also presented low commonalities (0.19 and 0.27, respectively). The excluded items were thus 1) “Engaging in leisure activities is a wise use of time”; and 2) “Leisure activities are beneficial to individuals and society”, and a new factor analysis was performed. Table 3 Principal component matrix after Varimax rotation of the 27 items of LAM-VB -Maringá, PR, Brazil, 2018.   Item Factor 1 Factor 2 Factor 3   3-People often develop friendships in their leisure. -0.05 0.46 0.38   4-Leisure activities contribute to one's health. 0.23 0.69 -0.02   5-Leisure activities increase one's happiness. 0.09 0.69 0.09   6-Leisure increases one's work productivity. 0.23 0.61 0.12 Cognitive 7-Leisure activities help to renew one's energy. 0.29 0.70 -0.03 8-Leisure activities can be a means for self-improvement. 0.23 0.51 0.19   9-Leisure activities help individuals to relax. 0.29 0.62 0.17   10-People need leisure activities. 0.30 0.45 0.08   11-Leisure activities are good opportunities for social contacts. 0.19 0.58 0.26   12-Leisure activities are important. 0.44 0.63 0.07   13-When I am engaged in leisure activities, the time flies. 0.60 0.20 0.03   14-My leisure activities give me pleasure. 0.75 0.20 0.08   15-I value my leisure activities. 0.71 0.30 0.03   16-I can be myself during my leisure. 0.69 0.17 0.17   17-My leisure activities provide me with delightful experiences. 0.73 0.23 0.18   18-I feel that leisure is good for me. 0.77 0.25 0.12 Affective 19-I like to take my time while I am engaged in leisure activities. 0.74 0.30 0.18   20-My leisure activities are refreshing. 0.71 0.22 0.25   21-I consider it appropriate to engage in leisure activities frequently. 0.55 0.28 0.19   22-I feel that the time I spend on leisure activities is not wasted. 0.70 0.22 0.00   23-I like my leisure activities. 0.79 0.25 0.15   24-My leisure activities absorb or get my full attention. 0.61 -0.05 0.28   26-Given a choice I would increase the amount of time I spend in leisure activities. 0.02 0.25 0.59   28-I would do more new leisure activities if I could afford the time and money. 0.05 0.15 0.63 Behavioral 29-I spend considerable time and effort to be more competent in my leisure activities. 0.26 0.10 0.62   34-I engage in leisure activities even when I am busy. 0.22 0.03 0.56   35-I would spend time in education and preparation for leisure activities. 0.17 0.00 0.62 In the second extraction of factors per principal components of the instrument with 27 items, four factors with eigenvalues > 1 were obtained, with their respective explained variances, in decreasing order: factor 1 - 9.69 (35.91%); factor 2 - 2.08 (7.73%); factor 3 - 1.74 (6.45%); factor 4 - 1.09 (4.07%). Factor 4 was removed from the analysis, considering the parsimony of the model and the small explained variance that it would add. The explanation of the total data variance through the three factors increased from 47.95% to 50% and KMO (0.92) was unchanged. For LAM-VB with 27 items, the a coefficient was 0.89 and for the cognitive, affective, and behavioral components, it was, respectively, 0.85, 0.92, and 0.65. The first factor, operationalized through the items 13 to 24, explained 35.91% of the total data variability, which makes it the most important dimension to explain the attitudes of the elderly towards leisure, and was interpreted as being the affective domain of LAM-VB. The second factor, which encompasses the items three to 12, explains 7.73% of data variability and was interpreted as being the cognitive domain of the instrument. The third factor, composed of the items 26, 28, 29, 34, and 35, has presented an explained variance of 6.45% and was interpreted as corresponding to the behavioral domain of LAM-VB (Table 3). Overall, 7.40% of the factor loadings for the items had average values (from 0.30 to 0.50), 66.67% presented moderate values (from 0.50 to 0.70) and 25.93% obtained high values (over 0.70). In factor 1 (affective domain), the factor loadings ranged from 0.55 (item 21) to 0.79 (item 23); in factor 2 (cognitive domain), the variation was from 0.45 (item 10) to 0.70 (item seven); finally, in factor 3 (behavioral domain), 0.56 (item 34) and 0.63 (item 28) were the lowest and the highest factor loadings, respectively. No item was observed to have a factor loading weighing in more than one factor with difference <0.15. Since two items have been excluded due to low community values, what indicates that these items were not linearly correlated to the group of the variables of the factor, these variables were recalculated (Table 4). Table 4 Estimated communalities for the items considered in the LAM-VB -Maringá, PR, Brazil, 2018. Cognitive Items 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 h2* *** *** 0.36 0.53 0.49 0.44 0.58 0.35 0.50 0.36 0.43 0.60 Affective Items 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24 h2* 0.40 0.61 0.59 0.53 0.62 0.67 0.66 0.62 0.41 0.55 0.70 0.45 Behavioral Items 25 26 27 28 29 30 31 32 33 34 35 36 h2* ** 0.42 ** 0.42 0.46 ** ** ** ** 0.36 0.41 ** * communality; ** Items excluded of the instrument for presenting a correlation between items lower than 0.30; *** items excluded of the instrument for presenting communalities lower than 0.30 in the first analysis. After reanalysis, all items reached desirable results, i.e., over 0.30. DISCUSSION The factor structure and the reliability of LAM-VB have been evaluated and the instrument was noticed to present appropriate psychometric properties in its application to the studied sample of elders, which makes it a useful tool for Brazilian studies on leisure. LAM-VB was applied as self- and interviewer-administered. The advantages of self-administration include saving resources, mainly when applying online questionnaires, in addition to eliminating interviewer bias; on the other hand, it may be faced with obstacles due to interviewee bias, mainly among participants with reading difficulties®(20). The values of the Cronbach alpha coefficient for the global instrument and for the three domains have shown a satisfactory reliability for LAM-VB. The values are more similar to those found in the reduced Portuguese version of LAM)13), for which the coefficient was 0.88 in the global instrument and 0.81, 0.85, and 0.76 in the cognitive, affective, and behavioral domains, respectively, than those of the original version)(17), in which 0.94 was obtained in the global assessment and 0.91, 0.93, and 0.89 in the cognitive, affective, and behavioral domains, in this order. The behavioral domain has shown the smallest coefficient, a finding which also corroborates the original Portuguese)(17) and reduced)(13) versions of LAM. This is believed to be due to the heterogeneity in the composition of the items of this domain)(17) and may indicate a weak association between attitude and behavior, suggesting that the attitude results of affective and cognitive reactions and which reflects behavioral intentions, but does not predict behavior(13). The low correlations have led to an empirical analysis)(19) for the exclusion of seven items of the behavioral domain. Considering the similarities between the languages, the reduced Portuguese version of LAM was observed to maintain six items in this domain)(13), supported by factor loadings over 0.50 and, out of these, four corresponded to items which were also maintained in LAM-VB. The two items maintained in the first and excluded from the second were related to individual disposition to watch a class or seminar to better conduct their leisure activities and to the prioritization of leisure among their activities. One item, which refers to the increase in the frequency of leisure given a higher availability of time and money, was maintained in LAM-VB and excluded from the Portuguese reduced version. These differences may be explained by the fact that the Portuguese version was aimed at young students whereas the Brazilian version was aimed at the elderly. Indeed, the education level and the income of most elders in this research suggest that leisure is not related to the understanding of theoretical knowledge or prioritizing of activities, but to time management and availability of financial resources, frequent conditions in retirement, a phase characterized by the interruption of labor activities)(6-7)). The structural assessment was continued with the employment of EFA instead of confirmatory factor analysis )CFA), although this is an adapted instrument, considering that there is no previous empirical evidence specifically for the characteristics of the selected sample)(21-22)). The model has shown an appropriate suitability for EFA through KMO test after adjustments. The sample, comprising 384 cases, seemed to meet the presuppositions for the tested instrument, since, out of 27 communalities, five presented a value under 0.4 and, out of three factors, two had more than six items. The literature reports the need for a sample of 400 subjects for commonalities around 0.30 and factors with three items; 200 subjects for commonalities between 0.40 and 0.70 and factors with three to four items; or from 150 to 200 subjects for factor loadings over 0.70 and at least six items per factor)(22). The factors were extracted through the PC technique and Varimax rotation was employed. The rotation of the axes enables any factor to be found, making the solution arbitrary; thus, a theory to support latent trait is required for rotation to work as hypothesis test and not as fishing for them)(19). The selection of factors to be retained in the analysis was based on the Kaiser rule and on the parsimony model and was determinant, since the insufficiency of factors would lead to the difficulty of interpretation of factor loadings and exceeding factors would create domains with little theoretical meaning)(22). The analysis of this research has supported the factors of the original version, but in the versions of Korea and China, for example, structures with four factors were found)(13). The factor loading values were found to be predominantly moderate. A minimum value of 0.30 and a difference over 0.15 between the factor loadings of the same item for the existing factors is recommended)(21). Concerning the commonalities, which estimate the part of variance of each item explained by the common underlying factor, two items have presented values under 0.30 in the first EFA, suggesting their elimination. From an empirical point of view, the understanding of leisure as effective time )item one) and as a beneficial practice for the whole society )item two) did not seem to conform with the rest of the domain. In both, the sociocultural context must be considered. The decision of excluding items implies a reanalysis for each eliminated item, since small variations may substantially modify the final result of the analysis)(21-22)). In the first case, the work-leisure duality and the obsolete concept of idleness may explain the issue of effective time, since, for the elderly, there may be the understanding that effective time is spent at work, which is overvalued in relation to leisure)(2). In the second situation, conceptions of enjoyment postulated in contemporary society, related to devious activities, such as alcohol and drug abuse)(23), may have led to a conflict with the conception of leisure for the elderly, which is subjective, making measuring this item difficult. To change such perspectives, developing educational interventions for leisure would be ideal)(8) as these are still rudimentary in Brazil. Although conserving three factors in the factor structure, LAM-VB has presented a shortened conformation in relation to the original version)(17), with 10, 12, and 5 items in the cognitive, affective, and behavioral domains, respectively, and 27 items in the global instrument, whose construct validity and reliability were satisfactory, which shows the influence of cultural factors on the construct; thus, this construct is expected to manifest differently in different cultures)(15). The adopted solution seemed to be the most appropriate for the studied population, but it must be reevaluated in further research. The present study has methodological limitations. The selected sample does not represent Brazilian elders in general, but those of the municipality in which the data was collected. The use of a Likert-type scale for calculating the score characterizes qualitative and polytomous variables, whereas the Pearson correlation matrix requires continuous variables and presupposes linear relations; this does not invalidate the results, considering the model suitability test. Test-retest reliability was not performed for assessing possible statistical differences between self- and interviewer-administration of LAM-VB. In addition, CFA is recommended to confirm the presented factor structure. CONCLUSION The results of this study proposed a structural model for LAM-VB which preserves three factors under the parsimony criterion and explains 50% of data variance and the appropriate suitability of model adjustment (KMO = 0.92). For the total 27 items of the final model, the a coefficient was 0.89 for the global instrument and 0.85, 0.92, and 0.65 for the cognitive, affective, and behavioral domains, respectively. The instrument can be administered in its current format, but complementary studies with distinct populations in Brazil and other psychometric tests are recommended to consolidate the instrument and guarantee its reproducibility. Since this is an adapted tool, LAM-VB may be compared in multicenter projects with instruments for other cultures. Concerning nursing practice, LAM-VB may help, within collective health, to raise indicators for the assessment and monitoring of health promotion actions, as well as to understand social reality. The development of educational strategies for leisure may transform beliefs and feelings of the elderly on this phenomenon and shape their global orientation towards life, aiming at fostering a positive attitude and facilitating their involvement in leisure activities. * Extracted from the thesis: “Adaptação transcultural e avaliação das propriedades psicométricas da Leisure Attitude Measurement para a pessoa idosa”, Universidade Estadual de Maringá, 2019. Financial support: Coordenação de Aperfeiçoamento de Pessoal de Nível Superior (CAPES). REFERENCES 1 1 Andrade RD, Schwartz GM, Tavares GH, Pelegrini A, Teixeira CS, Felden EPG. Construct validity and internal consistency in the Leisure Practices Scale (EPL) for adults. Ciênc Saúde Coletiva. 2018;23(2):519-28. doi: http://dx.doi.org/10.1590/1413-81232018232.11492016. Andrade RD Schwartz GM Tavares GH Pelegrini A Teixeira CS Felden EPG Construct validity and internal consistency in the Leisure Practices Scale (EPL) for adults Ciênc Saúde Coletiva 2018 23 2 519 528 doi: http://dx.doi.org/10.1590/1413-81232018232.11492016 2 2 Roscoche LF. Trabalho, lazer e religião: uma aproximação. Licere. 2016;19(2):388-420. Roscoche LF Trabalho, lazer e religião uma aproximação Licere 2016 19 2 388 420 3 3 Castro VC, Carreira L. Leisure activities and attitude of institutionalized elderly people: a basis for nursing practice. Rev Latino Am Enferm. 2015;23(2):307-14. doi: http://dx.doi.org/10.1590/0104-1169.3650.2556 Castro VC Carreira L Leisure activities and attitude of institutionalized elderly people a basis for nursing practice Rev Latino Am Enferm 2015 23 2 307 314 doi: http://dx.doi.org/10.1590/0104-1169.3650.2556 4 4 Michèle J, Guillaume M, Alain T, Nathalie B, Claude F, Kamel G. 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Leisure Sci. 2015;3 7(4):3 73-90. doi: http://dx.doi.org/10.1080/01490400.2015.1016563 Dattilo J Lorek A Mogle J Sliwinski M Freed S Frysinger M Perceptions of leisure by older adults who attend senior centers Leisure Sci 2015 3 7 4 3 73 3 90 http://dx.doi.org/10.1080/01490400.2015.1016563 12 12 Kim J, Irwin L, Kim M, Chin S, Kim J. The role of leisure engagement for health benefits among Korean older women. Health Care Women Int. 2015;36(12):1 357-74. doi: http://dx.doi.org/10.1080/07399332.2015.1077843 Kim J Irwin L Kim M Chin S Kim J The role of leisure engagement for health benefits among Korean older women Health Care Women Int 2015 36 12 1 1 doi: http://dx.doi.org/10.1080/07399332.2015.1077843 13 13 Teixeira A, Freire T. The Leisure Attitude Scale: psychometrics properties of a short version for adolescents and young adults. Leisure Loisir. 2013;37(1). doi: http://dx.doi.org/10.1080/14927713.2013.776748 Teixeira A Freire T. The Leisure Attitude Scale: psychometrics properties of a short version for adolescents and young adults Leisure Loisir 2013 37 1 http://dx.doi.org/10.1080/14927713.2013.776748 14 14 Martínez-Rodríguez S, Iraurgi I, Gómez-Marroquin I, Carrasco M, Ortiz-Marqués N, Stevens AB. Psychometric properties of the Leisure Time Satisfaction Scale in family caregivers. Psicothema. 2016;28(2):207-1 3. doi: http://dx.doi.org/10.7334/psicothema2015.278 Martínez-Rodríguez S Iraurgi I Gómez-Marroquin I Carrasco M Ortiz-Marqués N Stevens AB Psychometric properties of the Leisure Time Satisfaction Scale in family caregivers Psicothema 2016 28 2 207 201 doi: http://dx.doi.org/10.7334/psicothema2015.278 15 15 Ferreira HG, Barham EJ. Estrutura fatorial da versão brasileira do california older person's pleasant events Schedule. Aval Psicol. 2017;16(4):405-14. doi: http://dx.doi.org/10.15689/ap.2017.1604.12627 Ferreira HG Barham EJ Estrutura fatorial da versão brasileira do california older person's pleasant events Schedule Aval Psicol 2017 16 4 405 414 doi: http://dx.doi.org/10.15689/ap.2017.1604.12627 16 16 Streiner DL, Kottner J. Recommendations for reporting the results of studies of instrument and scale development and testing. J Adv Nurs. 2014;70(9):1970-9. doi: http://dx.doi.org/10.1111/jan.12402 Streiner DL Kottner J Recommendations for reporting the results of studies of instrument and scale development and testing J Adv Nurs 2014 70 9 1970 1979 doi: http://dx.doi.org/10.1111/jan.12402 17 17 Ragheb MG, Beard JG. Measuring Leisure Attitude. 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El análisis factorial exploratorio de los ítems: una guía práctica, revisada y actualizada. An Psicol. 2014;30(3):1 151-69. doi: http://dx.doi.org/10.6018/analesps.30.3.199361 Lloret-Segura S Ferreres-Traver A Hernández-Baeza A Tomás-Marco I El análisis factorial exploratorio de los ítems una guía práctica, revisada y actualizada An Psicol 2014 30 3 1 1 doi: http://dx.doi.org/10.6018/analesps.30.3.199361 23 23 Stodolska M, Berdychevsky L, Shinew KJ. Gangs and deviant leisure. Leisure Sci. 2019;41(4):278-93. doi: http://dx.doi.org/10.1080/014 90400.2017.1329040 Stodolska M Berdychevsky L Shinew KJ Gangs and deviant leisure Leisure Sci 2019 41 4 278 293 doi: http://dx.doi.org/10.1080/014 90400.2017.1329040 ARTIGO ORIGINAL Validade de constructo e consistência interna da versão brasileira da Leisure Attitude Measurement para idosos* 0000-0002-6615-0859 Castro Vivian Carla de 1 0000-0001-9825-3062 Radovanovic Cremilde Aparecida Trindade 2 0000-0002-7869-540X Dellaroza Mara Solange Gomes 3 0000-0002-7905-2393 Pedroso Bruno 4 0000-0002-6253-5962 Silva Eraldo Schunk 5 0000-0003-3891-4222 Carreira Lígia 2 1 Centro Universitário de Campo Mourão, Departamento de Medicina, Campo Mourão, PR, Brasil. 2 Universidade Estadual de Maringá, Departamento de Enfermagem, Maringá, PR, Brasil. 3 Universidade Estadual de Londrina, Departamento de Enfermagem, Londrina, PR, Brasil. 4 Universidade Estadual de Ponta Grossa, Departamento de Educação Física, Ponta Grossa, PR, Brasil. 5 Universidade Estadual de Maringá, Departamento de Estatística, Maringá, PR, Brasil. Autor correspondente: Vivian Carla de Castro, Rua Sebastião Domingos Sabaini, 570B, Jardim Itália, CEP 87060-668 - Maringá, PR, Brasil. [e-mail] RESUMO Objetivo: Avaliar a validade de constructo e a consistência interna da versão brasileira da Leisure Attitude Measurement para a pessoa idosa. Método: Estudo metodológico, de abordagem quantitativa. Os dados foram coletados durante três meses, por meio de visitas domiciliares, em amostra aleatória e representativa de 384 idosos. A consistência interna foi medida pelo coeficiente alfa de Cronbach. A validade de constructo foi avaliada pela análise fatorial exploratória. A extração dos fatores foi realizada por componentes principais, segundo o critério de Kaiser, com rotação pela solução Varimax. Resultados: Os participantes tinham em média 70,9 anos e eram, na maioria, mulheres, casados, residentes com familiares, com um a quatro anos de estudo e renda de até um salário mínimo. O modelo final do instrumento conservou três fatores, sob o critério da parcimônia, explicando 50% da variância dos dados, com 27 itens totais, distribuídos nos domínios cognitivo, afetivo e comportamental e com coeficiente alfa de Cronbach global de 0,89. Conclusão: O modelo estrutural proposto mostrou validade de constructo e consistência interna adequada e explicou 50% da variabilidade dos dados. Sua aplicação permitirá conhecer a realidade social e incentivar atitude positiva e engajamento de idosos no lazer. DESCRITORES: Idoso Atividades de Lazer Qualidade de Vida Saúde do Idoso Enfermagem Geriátrica Estudo de Validação INTRODUÇÃO O lazer constitui-se um fenômeno complexo cuja compreensão está pautada em diversas abordagens®. A dualidade lazer-trabalho, oriunda da sociedade industrial, determina o lazer como um conjunto de ocupações com as quais o indivíduo se envolve de forma livre e desinteressada após cumprir suas obrigações sociais. Em uma perspectiva contemporânea, o lazer pode ser concebido como a cultura viven-ciada no tempo disponível e como necessidade humana(2-4). Considerando as múltiplas formas de satisfazer essa necessidade, o significado do lazer não deve excluir o trabalho, mas refletir a complementaridade de ambos(2). Durante a vida, a complementaridade entre lazer e trabalho se torna mais evidente em face da aposentadoria condicionada à idade, momento em que os indivíduos, normalmente, passam a contar com maior quantidade de tempo disponível, devido à extinção ou redução de atividades laborais, podendo dedicar-se mais às atividades prazerosas. Por outro lado, o processo de aposentadoria representa um impacto nos padrões de atividades, contatos sociais e recursos financeiros dos indivíduos)(5-7)) e, diante do exorbitante crescimento da população idosa no cenário mundial(5), soma-se a outras questões de ordem financeira, social e de saúde(8). Para essas pessoas, os padrões de lazer criados ao longo da vida são especialmente importantes, pois, embora não garanta resultados positivos, o lazer contribui para a saúde, bem-estar e para o gerenciamento do tempo e dos eventos negativos da vida(7). O lazer pode ser um meio para a adaptação dos idosos às modificações do envelhecimento, seja mantendo os níveis de atividade e participação, em substituição ao trabalho, seja ressignificando os acontecimentos cotidianos ou sustentando aspectos valiosos de identidade(9). No tocante à saúde, o engajamento em atividades de lazer é um fator-chave para o envelhecimento bem-sucedido(4), pois promove saúde física e mental, interações sociais e qualidade de vida, ao passo que minimiza sintomas de depressão e risco de declínio cognitivo e motor®(10-12)), podendo ainda auxiliar no exercício da autonomia(8,11), o que torna esse fenômeno substancial para a enfermagem gerontogeriátrica. O principal determinante da participação e satisfação com as atividades de lazer é a atitude relacionada a ele. Sabe-se que indivíduos com atitudes positivas tendem a avaliar favoravelmente as experiências de lazer(7). A atitude relacionada ao lazer inclui os componentes cognitivo, afetivo e comportamental, os quais se referem, respectivamente, aos conhecimentos e crenças, sentimentos e padrões de comportamento relacionados ao lazer(13). Diante da importância da atitude para o engajamento no lazer e dos seus benefícios evidentes, destaca-se a escassez de ferramentas adequadas para avaliar esse constructo)(14), sobretudo na população idosa)(15). A maioria dos instrumentos ligados a esse universo limita a concepção de lazer à frequência de participação nas atividades, desconsiderando a subjetividade de seu significado)(14) e a amplitude dos conteúdos do lazer, ou é apresentada em idioma estrangeiro)(1). Sabendo que instrumentos de avaliação padronizados são parte integrante da pesquisa e da prática de enfermagem)(16), é relevante a disponibilização de um instrumento válido e confiável para mensurar a atitude de idosos brasileiros frente ao lazer. Com o intuito de mensurar separadamente a atitude relacionada ao lazer nos componentes cognitivo, afetivo e comportamental, foi desenvolvida por autores americanos a Leisure Attitude Measurement )LAM))(17), a qual foi adaptada e validada para outros países, como Coreia, China, Irã, Turquia e Portugal)(13), bem como para a cultura brasileira, com direcionamento para o público idoso, denominando-se LAM - Versão Brasileira )LAM-VB), porém ainda sem o teste de suas qualidades psicométricas. O objetivo do presente estudo foi avaliar a validade de constructo e a consistência interna da LAM-VB para a pessoa idosa. MÉTODO Tipo de estudo Pesquisa metodológica de abordagem quantitativa. População A pesquisa foi realizada com os idosos residentes no município de Maringá, PR, Brasil, cadastrados em 33 Unidades Básicas de Saúde que contavam com equipes da Estratégia Saúde da Família )ESF). Concedida a autorização pela Secretaria Municipal de Saúde, foi possível acessar o sistema de cadastros informatizados, que registrou cerca de 50.000 idosos em 2017, representando 12,30% da população geral estimada para o período. Definição da amostra Para a amostragem, aplicou-se a regra para o cálculo de amostras para proporções, considerando-se o fator de correção para populações finitas. Definiu-se um nível de confiança )1- a) de 95% e um erro )e) de 0,05. Estipulou-se uma prevalência )p) de 0,5, visto que a revisão da literatura não trouxe a prevalência esperada neste caso. A partir de N= 50.000 idosos, p= 0,5, erro =0,05 e Z= 1,96, a amostra calculada foi de 384 idosos. Critérios de seleção A amostra foi selecionada por sorteio aleatório, com base nos cadastros informatizados de pessoas maiores de 60 anos, até o ano de 2017. Foram critérios de inclusão dos sujeitos no estudo a capacidade de se comunicar com clareza no idioma português do Brasil, residir na zona urbana do município e a obtenção do escore mínimo no Miniexame do Estado Mental )MEEM) de acordo com o nível de escolaridade)(18). Por sua vez, os critérios de exclusão abrangeram cadastro não registrado no sistema, erro no cadastro da ESF )endereço incompleto ou inexistente e nome do idoso não correspondente ao morador do endereço informado), mudança de domicílio, falecimento, idoso não encontrado no domicílio após três tentativas de visita e idoso incapaz de interagir. Cada idoso excluído foi substituído a partir de uma lista de unidades amostrais extras, por ordem de sorteamento. Os casos de inelegibilidade superaram as 96 (25%) unidades amostrais extras incluídas no primeiro sorteio, sobretudo devido à desa-tualização dos dados no sistema, fazendo-se necessários outros dois sorteios, realizados em ocasiões distintas, de novas unidades amostrais extras para atingir a amostra estipulada (Figura 1). Figura 1 Etapas para a seleção da amostra de idosos do estudo -Maringá, PR, Brasil, 2018. Critérios de exclusão 1° sorteio 2° sorteio 3° sorteio Total Não se comunicavam em português 02 - - 02 Residiam em área rural 02 01 - 03 Não atingiram pontuação MEEM 09 04 03 16 Cadastro não registrado 19 05 05 29 Erro de cadastro 52 10 07 69 Mudaram-se 30 03 04 37 Faleceram 08 04 01 13 Não encontrados após três visitas 37 03 10 50 Incapazes de interagir 07 01 02 10 Total 208 37 43 288 Ressalta-se que 53 idosos se recusaram a participar da pesquisa; foram excluídos dois idosos do segundo sorteio, por já terem sido sorteados anteriormente, e quatro idosos do terceiro sorteio, devido ao alcance da amostra representativa (n = 384). Coleta de dados A coleta de dados ocorreu entre julho e outubro de 2018, por meio de visita domiciliar, realizada pela pesquisadora e por cinco acadêmicas de enfermagem, as quais receberam treinamento teórico-prático durante sete dias. As instruções fornecidas foram disponibilizadas em material impresso contendo: 1) Abordagem aos idosos em uso de crachá de identificação, por meio de linguagem simples e mantendo postura ética; 2) Explicação da pesquisa e leitura do Termo de Consentimento Livre e Esclarecido (TCLE); 3) Realização da entrevista, preferencialmente em ambiente externo ao domicílio, evitando invasão de privacidade, e permissão da presença de familiar sempre que solicitado; 4) Explicação para o correto auto ou heteropreenchimento da LAM-VB, certificando-se da compreensão, pelo idoso, das instruções para responder ao instrumento sem auxílio ou indicar o número que melhor representasse seu nível de concordância com cada afirmação lida; 5) Cronometragem do tempo para auto ou heteropreenchimento da LAM-VB; 6) Conferência dos dados preenchidos. Durante a coleta, as acadêmicas recebiam, por dia, uma lista individual com nome e endereço dos idosos a serem entrevistados, sendo designado, para cada idoso, um número para identificação dos instrumentos. A pesquisadora acompanhava uma acadêmica a cada dia e, ao final do período, recolhia as listas e instrumentos preenchidos de todo o grupo para conferência e armazenamento, a fim de garantir o anonimato e a confidencialidade dos dados. Utilizou-se um instrumento para caracterização sociodemográfica (idade, sexo, nível educacional, renda pessoal, estado civil e arranjo domiciliar), elaborado pela pesquisadora, e a LAM-VB para a população idosa. Assim como a LAM, a LAM-VB permaneceu com 36 itens, divididos igualmente nos componentes cognitivo, afetivo e comportamental da atitude em relação ao lazer, após a adaptação transcultural, utilizando como sistema de resposta a escala do tipo Likert em cinco níveis, em que “1” revela atitude extremamente negativa e “5” indica atitude extremamente positiva. Análise e tratamento dos dados Os dados foram tabulados em planilha do aplicativo Excel e analisados no Programa Statistical Analysis Software (SAS, versão 9.4). Na análise descritiva, calcularam-se a média e o desvio-padrão das respostas para cada item. A consistência interna do instrumento foi medida pelo coeficiente alfa de Cronbach, sendo considerados aceitáveis valores acima de 0,60, por se tratar de estudo com análise fatorial exploratória (AFE). A validade de constructo da LAM-VB foi avaliada por meio da AFE, posteriormente à verificação da adequabilidade da amostra, que utilizou como critérios n>100, coeficientes da matriz de correlação com valor acima de 0,30 e teste de Kaiser-Meyer-Olklin (KMO) com valor acima de 0,60. O método de extração dos fatores foi por componentes principais (CP), de acordo com o critério de Kaiser, isto é, com eigenvalue maior que um, além de analisar a variância explicada. A rotação dos fatores se deu pelo método ortogonal de Varimax, mantendo-se os itens com carga fatorial mínima de 0,30. Calculou-se a estimativa das comunalidades (h(2), aceitando-se valores acima de 0,30(19). Aspectos éticos A pesquisa foi aprovada pelo Comitê de Ética em Pesquisa sob o Protocolo n° 2.194.308/2017, de acordo com a Resolução 466/12. Todos os idosos participantes ou seus responsáveis assinaram o Termo de Consentimento Livre e Esclarecido (TCLE). RESULTADOS Os participantes do estudo tinham entre 61 e 93 anos de idade, com média de 70,89 anos (DP = 7,64), e eram, em sua maioria, do sexo feminino (62,76%), casados ou em união estável (61,20%), residiam com familiares (86,16%), possuíam entre um e quatro anos de estudo (50,52%) e renda pessoal de até um salário mínimo (48,95%) (Tabela 1). Tabela 1 Distribuição dos idosos participantes do estudo segundo características sociodemográficas -Maringá, PR, Brasil, 2018. Variáveis n (%) Sexo (n=384)       Masculino 143 (37,24%)     Feminino 241 (62,76%) Faixa etária (n=379)       60 a 69 anos 190 (50,13%)     70 a 79 anos 131 (34,56%)     80 anos ou + 58 (15,31%) Estado civil (n=384)       Solteiro(a) 21 (5,47%)     Casado(a)/União estável 235 (61,20%)     Separado(a) 28 (7,29%)     Viúvo(a) 100 (26,04%) Reside (n=383)       Sozinho(a) 53 (13,84%)     Com familiares 330 (86,16%) Escolaridade (n=384)       Analfabeto(a) 45 (11,72%)     1 a 4 anos de estudo 194 (50,52%)     5 a 8 anos de estudo 60 (15,63%)     9 a 11 anos de estudo 49 (12,76%)     11 anos de estudo ou + 36 (9,37%) Renda pessoal (n=380)       Nenhuma 52 (13,68%)     Até 1 salário mínimo* 186 (48,95%)     1 a 2 salários mínimos* 59 (15,53%)     2 a 3 salários mínimos* 44 (11,58%)     3 salários mínimos* ou + 39 (10,26%) * Salário mínimo no período da coleta: R$ 954,00. Nota: (n=384). A LAM-VB foi preenchida por 29,65% dos idosos e, para os demais, pela pesquisadora/acadêmica. Em ambos, o tempo médio de preenchimento foi dez minutos. Na primeira fase da AFE, analisaram-se a matriz de correlação e o coeficiente alfa de Cronbach (a) para cada domínio e para a LAM-VB global. O domínio cognitivo apresentou resultados acima de 0,30 na correlação entre itens e o coeficiente a (0,85), que indicou boa confiabilidade, não sofreu alterações significativas na simulação para exclusão de itens; assim, foram considerados os 12 itens para a análise. O mesmo ocorreu no domínio afetivo, em que os valores da correlação entre itens foram maiores do que 0,50 e o coeficiente a (0,92) não mostrou alterações relevantes caso algum item fosse excluído (Tabela 2). Tabela 2 Média, desvio-padrão, correlação entre itens e consistência interna segundo o domínio e instrumento global -Maringá, PR, Brasil, 2018. Itens Média DP Correlação entre itens do domínio α* domínio se o item for excluído Correlação item-total α* instrumento global se o item for excluído Cognitiva/ n = 384           1 4,78 0,63 0,39 0,85 0,37 0,90 2 4,73 0,70 0,39 0,85 0,39 0,90 3 4,51 0,87 0,40 0,86 0,34 0,90 4 4,80 0,63 0,60 0,84 0,49 0,90 5 4,79 0,64 0,57 0,84 0,45 0,90 6 4,69 0,80 0,56 0,84 0,51 0,90 7 4,78 0,64 0,67 0,83 0,54 0,90 8 4,60 0,86 0,51 0,85 0,49 0,90 9 4,76 0,68 0,62 0,84 0,57 0,90 10 4,83 0,57 0,54 0,84 0,51 0,90 11 4,76 0,66 0,55 0,84 0,50 0,90 Afetiva             12 4,87 0,50 0,69 0,84 0,63 0,90 13 4,83 0,57 0,57 0,92 0,49 0,90 14 4,75 0,71 0,72 0,91 0,61 0,89 15 4,81 0,67 0,70 0,92 0,63 0,89 16 4,79 0,67 0,67 0,92 0,59 0,89 17 4,71 0,74 0,73 0,91 0,66 0,89 18 4,84 0,58 0,77 0,91 0,67 0,89 19 4,79 0,64 0,76 0,91 0,69 0,89 20 4,63 0,85 0,74 0,91 0,68 0,89 21 4,63 0,87 0,58 0,92 0,56 0,89 22 4,81 0,70 0,67 0,92 0,57 0,89 23 4,79 0,64 0,79 0,91 0,70 0,89 24 4,63 0,84 0,54 0,92 0,48 0,90 Comportamental / n =384         26 4,17 1,41 0,37 0,62 0,35 0,90 28 4,23 1,37 0,41 0,60 0,34 0,90 29 4,01 1,47 0,47 0,57 0,45 0,90 34 3,65 1,58 0,39 0,61 0,37 0,90 35 3,78 1,60 0,39 0,61 0,35 0,90 * coeficiente alfa de Cronbach. Já no domínio comportamental, sete itens apresentaram correlação abaixo de 0,30 e, portanto, foram excluídos da análise após verificações sucessivas para a eliminação de cada um: 25) “Pratico atividades de lazer com frequência.”; 27) “Conforme minha renda permite, compro produtos e equipamentos para usar nas minhas atividades de lazer.”; 30) “Se pudesse escolher, viveria em um lugar ou uma cidade que oferece mais opções de lazer.”; 31) “Pratico algumas atividades de lazer mesmo quando elas não foram planejadas.”; 32) “Assistiria a um seminário ou a uma aula para poder praticar melhor as atividades de lazer.”; 33) “Apoio a ideia de aumentar meu tempo disponível para participar de atividades de lazer.”; e 36) “Dou prioridade para o lazer entre as minhas outras atividades.”. Para os cinco itens retidos (Tabela 2), a correlação retornou valores maiores do que 0,30 e confiabilidade suficiente (a = 0,65). Para o total de 29 itens retidos para análise, o coeficiente a foi de 0,92, revelando boa confiabilidade do instrumento. Ainda na Tabela 2, observa-se que todos os itens apresentaram correlações acima de 0,30 e que o coeficiente a do domínio comportamental passou de 0,60 a 0,90, aproximadamente, ao se considerar o instrumento como um todo. Na segunda etapa da AFE, procedeu-se à extração de fatores por componentes principais e obtiveram-se cinco fatores com eigenvalues > 1, com as respectivas variâncias explicadas, em ordem decrescente: fator 1 - 10,03 (34,60%); fator 2 - 2,10 (7,25%); fator 3 - 1,76 (6,10%); fator 4 -1,71 (4,25%); fator 5 - 1,23 (3,70%). Todavia, optou-se por considerar a parcimônia do modelo e retirar da modelagem os fatores 4 e 5, cujo ganho em explicação da variabilidade total dos dados seria de apenas 7,95%. Os três fatores juntos explicaram 47,95% da variância total dos dados. A amostra apresentou tamanho apropriado para a análise fatorial e ade-quabilidade do ajuste do modelo excelente (KMO = 0,92). Os três domínios apresentaram cargas fatoriais acima de 0,30 (Tabela 3), levando em conta uma amostra maior do que 350 sujeitos. No entanto, ao calcular a estimativa das comu-nalidades, verificou-se que os itens um e dois, que já haviam indicado cargas fatoriais pequenas, mostraram também baixas comunalidades (0,19 e 0,27, respectivamente). Assim sendo, optou-se por excluir tais itens - a saber: 1) “Participar de atividades de lazer é uma forma inteligente de utilizar o tempo.”; e 2) “As atividades de lazer são benéficas para os indivíduos e para a sociedade.” - e proceder a nova análise fatorial. Tabela 3 Matriz de componentes principais após rotação de Varimax dos 27 itens da LAM-VB -Maringá, PR, Brasil, 2018.   Item Fator 1 Fator 2 Fator 3 Cognitivo 3-As pessoas costumam fazer amizades durante o lazer. -0,05 0,46 0,38 4-As atividades de lazer contribuem para a saúde dos indivíduos. 0,23 0,69 -0,02 5-As atividades de lazer deixam as pessoas mais felizes. 0,09 0,69 0,09 6-O lazer aumenta a produtividade dos indivíduos no trabalho. 0,23 0,61 0,12 7-As atividades de lazer ajudam a renovar as energias das pessoas. 0,29 0,70 -0,03 8-As atividades de lazer podem ser uma forma de aperfeiçoamento pessoal. 0,23 0,51 0,19 9-As atividades de lazer ajudam os indivíduos a relaxar. 0,29 0,62 0,17 10-As pessoas precisam de atividades de lazer. 0,30 0,45 0,08 11-As atividades de lazer são boas oportunidades para o convívio social. 0,19 0,58 0,26 12-As atividades de lazer são importantes. 0,44 0,63 0,07 13-Quando estou envolvido(a) em atividades de lazer, o tempo passa rápido. 0,60 0,20 0,03 14-Minhas atividades de lazer me dão prazer. 0,75 0,20 0,08 15-Valorizo as minhas atividades de lazer. 0,71 0,30 0,03 16-Sinto-me à vontade durante meu lazer. 0,69 0,17 0,17 17-Minhas atividades de lazer me proporcionam experiências prazerosas. 0,73 0,23 0,18 18-Sinto que o lazer é bom para mim. 0,77 0,25 0,12 Afetivo         19-Gosto de aproveitar cada momento quando estou envolvido(a) em atividades de lazer. 0,74 0,30 0,18 20-Minhas atividades de lazer são revigorantes. 0,71 0,22 0,25 21-Considero apropriado participar de atividades de lazer com frequência. 0,55 0,28 0,19 22-Sinto que o tempo que utilizo em atividades de lazer não é tempo perdido. 0,70 0,22 0,00 23-Gosto das minhas atividades de lazer. 0,79 0,25 0,15 24-Minhas atividades de lazer recebem toda a minha atenção. 0,61 -0,05 0,28 26-Se eu pudesse escolher, aumentaria o tempo que passo praticando atividades de lazer. 0,02 0,25 0,59 28-Faria mais atividades de lazer novas se tivesse mais tempo e dinheiro. 0,05 0,15 0,63 Comportamental 29-Dedico bastante tempo e esforço para ser mais competente nas minhas atividades de lazer. 0,26 0,10 0,62 34-Envolvo-me em atividades de lazer mesmo quando tenho pouco tempo disponível. 0,22 0,03 0,56 35-Dedicaria tempo em educação e preparação para as atividades de lazer. 0,17 0,00 0,62 Na segunda extração de fatores por componentes principais do instrumento com 27 itens, obtiveram-se quatro fatores com eigenvalues > 1, com as respectivas variâncias explicadas, em ordem decrescente: fator 1: 9,69 (35,91%); fator 2: 2,08 (7,73%); fator 3: 1,74 (6,45%); fator 4: 1,09 (4,07%). O fator 4 foi retirado da análise, considerando a parcimônia do modelo e a pequena variância explicada que acrescentaria. A explicação da variância total dos dados pelos três fatores aumentou de 47,95% para 50% e o KMO (0,92) não apresentou alterações. Para a LAM-VB com 27 itens, o coeficiente a foi de 0,89 e para os domínios cognitivo, afetivo e comportamental permaneceram, respectivamente, em 0,85, 0,92 e 0,65. O primeiro fator, operacionalizado pelos itens 13 a 24, explicou 35,91% da variabilidade total dos dados, tornando-se a dimensão mais importante para explicar as atitudes dos idosos relacionadas ao lazer, e foi interpretado como sendo o domínio afetivo da LAM-VB. O segundo fator, que compreende os itens de três a 12, explica 7,73% da variabi- itens 26, 28, 29, 34 e 35, apresentou uma variância explicada lidade dos dados e foi interpretado como sendo o domínio de 6,45% e foi interpretado como sendo o domínio compor-cognitivo do instrumento. O terceiro fator, composto pelos tamental da LAM-VB (Tabela 3). No geral, 7,40% das cargas fatoriais dos itens tinham valores regulares (de 0,30 a 0,50), 66,67% apresentavam valores moderados (de 0,50 a 0,70) e 25,93% obtiveram valores altos (maiores que 0,70). No fator 1 (domínio afetivo), as cargas fatoriais variaram entre 0,55 (item 21) e 0,79 (item 23); no fator 2 (domínio cognitivo), a variação foi de 0,45 (item 10) a 0,70 (item sete); por fim, no fator 3 (domínio compor-tamental), 0,56 (item 34) e 0,63 (item 28) representaram a menor e a maior carga fatorial, respectivamente. Em nenhum item foram observadas cargas fatoriais que pesavam em mais de um fator com diferença <0,15. Tendo em vista que dois itens foram excluídos devido a baixos valores das comunalidades, o que indica que esses itens não estavam linearmente correlacionados ao grupo de variáveis do fator, procedeu-se a um novo cálculo dessas variáveis (Tabela 4). Tabela 4 Comunalidades estimadas para os itens considerados na LAM-VB -Maringá, PR, Brasil, 2018. Cognitiva Itens 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 h2* *** *** 0,36 0,53 0,49 0,44 0,58 0,35 0,50 0,36 0,43 0,60 Afetiva Itens 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24 h2* 0,40 0,61 0,59 0,53 0,62 0,67 0,66 0,62 0,41 0,55 0,70 0,45 Comportamental Itens 25 26 27 28 29 30 31 32 33 34 35 36 h2* ** 0,42 ** 0,42 0,46 ** ** ** ** 0,36 0,41 ** * comunalidade; ** itens excluídos do instrumento por apresentarem correlação entre itens abaixo de 0,30; *** itens excluídos do instrumento por apresentarem comunalidades abaixo de 0,30 na primeira análise. Após a nova análise, todos os itens alcançaram resultados desejáveis, acima de 0,30. DISCUSSÃO Foram avaliadas a estrutura fatorial e a confiabilidade da LAM-VB e constatou-se que o instrumento possui propriedades psicométricas adequadas à sua aplicação para a amostra de idosos estudada, tornando-se uma ferramenta útil para estudos nacionais sobre o lazer. A LAM-VB foi aplicada nas formas de auto e heteropreenchimento. A autoaplicação tem como vantagem a economia de recursos, especialmente ao usar questionários online, além de eliminar o viés do entrevistador; por outro lado, pode ser dificultada pelo viés do entrevistado, sobretudo entre os participantes com dificuldades de leitura(20). Os valores do coeficiente alfa de Cronbach para o instrumento global e para os três domínios atestaram confiabilidade satisfatória à LAM-VB. Os valores se assemelham mais aos encontrados na versão portuguesa reduzida da LAM13, para a qual o coeficiente foi 0,88 no instrumento global e 0,81, 0,85 e 0,76 nos domínios cognitivo, afetivo e comportamental, respectivamente, do que na versão original(17), em que se obteve 0,94 na avaliação global e 0,91, 0,93 e 0,89 nos domínios cognitivo, afetivo e comportamental, nessa ordem. O domínio comportamental apresentou o menor coeficiente, achado que também corrobora as versões portuguesas ori-ginal(17) e reduzida(13) da LAM. Acredita-se que o ocorrido se deva à heterogenicidade na composição de itens desse domínio(17) e possa indicar associação fraca entre atitude e comportamento, sugerindo que a atitude resulta de reações afetivas e cognitivas e que reflete intenções comportamentais, mas não prevê o comportamento(13). A presença de baixas correlações levou à análise empí-rica(19) para a exclusão de sete itens do domínio comporta-mental. Considerando-se a semelhança entre os idiomas, observou-se que a versão portuguesa reduzida da LAM manteve seis itens nesse domínio(13), apoiados em cargas fatoriais maiores do que 0,50 e, destes, quatro correspondem a itens também mantidos na LAM-VB. Dois itens mantidos na primeira e excluídos na segunda relacionam-se à disposição do indivíduo em assistir aula ou seminário para realizar melhor suas atividades de lazer e à priorização do lazer dentre as suas atividades. Um item, que diz respeito ao aumento na frequência do lazer em face de maior disponibilidade de tempo e dinheiro, foi mantido na LAM-VB e excluído na versão reduzida de Portugal. As diferenças podem ser justificadas pelo fato de que a versão portuguesa se destinou a jovens estudantes e a versão brasileira, a idosos. De fato, o nível educacional e a renda da maioria dos idosos da pesquisa levam a crer que a realização do lazer parece não estar atrelada à aquisição de conhecimento teórico ou à priorização de atividades, mas ao gerenciamento do tempo e à disponibilidade de recursos financeiros, condições frequentes na aposentadoria, fase caracterizada pelo desligamento das atividades laborais((6-7)). A avaliação estrutural seguiu com o emprego da AFE em detrimento da análise fatorial confirmatória (AFC), ainda que se trate de um instrumento adaptado, considerando que não há evidências empíricas prévias especificamente para as características da amostra selecionada((21-22)). O modelo mostrou boa adequabilidade para AFE pelo teste KMO após as adequações. A amostra de 384 casos pareceu satisfazer os pressupostos para o instrumento testado, pois, das 27 comunalidades, cinco apresentaram valor menor do que 0,4 e, dos três fatores, dois possuíam mais de seis itens. A literatura aponta que é necessária uma amostra de 400 sujeitos para comunalidades em torno de 0,30 e fatores com três itens; 200 sujeitos para comunalidades entre 0,40 e 0,70 e fatores com três a quatro itens; ou de 150 a 200 sujeitos para cargas fatoriais acima de 0,70 e pelo menos seis itens por fator(22). A extração de fatores ocorreu pela técnica de CP e utilizou-se a rotação Varimax. A rotação dos eixos permite que qualquer fator seja descoberto, tornando a solução arbitrária; logo, é indispensável a existência de uma teoria que fundamente o traço latente para que a rotação funcione como teste de hipótese e não como pesca delas(19). A seleção dos fatores a serem retidos na análise se baseou na regra de Kaiser e na parcimônia do modelo e foi determinante, pois a insuficiência de fatores levaria à dificuldade de interpretação das cargas fatoriais e fatores excedentes criariam domínios com pouco significado teórico((22)). A análise da presente pesquisa suportou os fatores da versão original, mas nas versões da Coreia e da China, por exemplo, foram encontradas estruturas com quatro fatores(13). Os valores de carga fatorial encontrados foram predominantemente moderados. Recomenda-se um valor mínimo de 0,30 e diferença maior que 0,15 entre as cargas fatoriais de um mesmo item para os fatores existentes(21). Quanto às comunalidades, que estimam a parte da variância de cada item explicada pelo fator comum subjacente, dois itens apresentaram valores inferiores a 0,30 em uma primeira AFE, indicando sua eliminação. Do ponto de vista empírico, o entendimento do lazer como forma de tornar o tempo útil (item um) e como uma prática benéfica para toda sociedade (item dois) não pareceu coadunar com o restante do domínio. Em ambos, deve-se considerar o contexto sociocultural. A decisão de excluir itens implica a realização de nova análise para cada item eliminado, já que pequenas variações podem modificar substancialmente o resultado final da análise((21-22)). No primeiro caso, a dualidade trabalho-lazer e a concepção defasada de ócio podem explicar a questão de utilidade do tempo, já que, para os idosos, pode haver o entendimento de que tempo útil é aquele que se gasta com trabalho, supervalo-rizado em relação ao lazer(2). Na segunda situação, concepções de diversão postuladas pela sociedade contemporânea, ligadas a atividades desviantes, como abuso de álcool e entorpecentes(23), podem ter levado a um conflito com a concepção de lazer para os idosos, que é subjetiva, tornando difícil a men-suração generalizada desse item. Para mudar tais perspectivas, seria ideal desenvolver intervenções educativas para o lazer(8) que, no Brasil, ainda são rudimentares. Embora tenha conservado três fatores na estrutura fatorial, a LAM-VB apresentou uma conformação abreviada em relação à versão original(17), com 10, 12 e 5 itens nos domínios cognitivo, afetivo e comportamental, respectivamente, e 27 itens no instrumento global, cuja validade de constructo e confiabilidade foram satisfatórias, o que evidencia a influência de fatores culturais no constructo; portanto, é esperado que esse constructo se manifeste de maneira distinta em uma ou outra cultura(15). A solução adotada pareceu a mais adequada para a população em questão, mas, naturalmente, deve ser reavaliada em pesquisas futuras. O presente estudo possui limitações metodológicas. A amostra selecionada não representa os idosos brasileiros em geral, mas os do município onde os dados foram coletados. O uso de uma escala do tipo Likert para o cálculo do escore caracteriza variáveis qualitativas e de natureza politômica, enquanto a matriz de correlação de Pearson requer variáveis contínuas e pressupõe relações lineares, o que não invalida os resultados, tendo em vista o teste de adequabilidade do modelo. Não foi realizada a confiabilidade teste-reteste para avaliação de possíveis diferenças estatísticas entre auto e heteropreen-chimento da LAM-VB. Ademais, sugere-se a realização de AFC para confirmação da estrutura fatorial apresentada. CONCLUSÃO Os resultados desta pesquisa propuseram para a LAM-VB um modelo estrutural que conservou três fatores, sob o critério da parcimônia, explicando 50% da variância dos dados e boa adequabilidade do ajuste do modelo (KMO = 0,92). Para os 27 itens totais do modelo final, o coeficiente a foi de 0,89 para o instrumento global e 0,85, 0,92 e 0,65 para os domínios cognitivo, afetivo e comportamental, respectivamente. O instrumento pode ser administrado em seu formato atual, mas recomendam-se estudos complementares com populações distintas dentro do país e outros testes psicométricos para consolidar o instrumento e garantir sua reprodutibilidade. Por se tratar de uma ferramenta adaptada, a LAM-VB permite comparações, em projetos multicêntricos, com outras culturas. No que tange à prática de enfermagem, a LAM-VB poderá auxiliar, no âmbito da saúde coletiva, a levantar indicadores de avaliação e monitoramento das ações de promoção da saúde, bem como no conhecimento da realidade social. O desenvolvimento de estratégias de educação para o lazer poderá transformar crenças e sentimentos dos idosos sobre esse fenômeno e moldar sua orientação global para a vida, com vistas a nutrir uma atitude positiva e facilitar o envolvimento em atividades de lazer. * Extraído da tese: “Adaptação transcultural e avaliação das propriedades psicométricas da Leisure Attitude Measurement para a pessoa idosa”, Universidade Estadual de Maringá, 2019. Apoio financeiro: Coordenação de Aperfeiçoamento de Pessoal de Nível Superior (CAPES).