escala de esperança

Referência:
Pais Ribeiro, J., Pedro, L., & Marques, S, (2006).Contribuição para o estudo psicométrico e
estrutural da escala de esperança (de futuro). In: I.Leal, J. Pais-Ribeiro & S.Neves, (Edts.).
Actas do 6º Congresso Nacional de Psicologia da Saúde (pp.75-81). Lisboa: ISPA
CONTRIBUIÇÃO PARA O ESTUDO PSICOMÉTRICO E ESTRUTURAL DA ESCALA
DE ESPERANÇA (DE FUTURO)
J. Pais Ribeiro, Luisa Pedro e Susana Marques
Faculdade de Psicologia e de Ciências da educação –Universidade do Porto
A esperança (hope) é uma variável psicológica que tem, recentemente, sido objecto de
interesse, embora a sua conceptualização se estenda desde há cerca de 40 anos (Snyder,
1995). Snyder et al. (1991) explicavam que na definição clássica se assumia que a esperança
era uma percepção generalizada que os objectivos podem ser alcançados. No
desenvolvimento do construto e do modo de o avaliar, estes autores definem “esperança”
como um bloco cognitivo baseado na sensação de determinação triunfante para a acção, em
conjunto com a planificação de maneiras de alcançar os objectivos. Identificam dois factores
que se juntam para formar a esperança; “Iniciativa” (Agency) – sensação de determinação
triunfante (ou ganhadora) sobre a consecução de objectivos pessoais, no passado, presente e
futuro. Este componente da esperança é o combustível do segundo componente; “Caminhos”
(Pathways) - sensação de que é capaz de gerar planos bem sucedidos para alcançar os
objectivos.
O objectivo da presente trabalho é estudar as propriedades psicométricas e estruturais da
escala de esperança desenvolvida por Snyder et al. (1991) tendo em vista a sua aplicação a
doentes com esclerose múltipla.
MÉTODO
A escala de esperança foi submetida a um processo de tradução, revisão da tradução,
discussão da validade de conteúdo (de modo a garantir que cada item, do ponto de vista
teórico, mede o que pretende medir), verificação da complexidade da questão e da adequação
cultural, cognitive debriefing com a população alvo com qualificações escolares mais baixas,
revisão geral do questionário, nomeadamente a aparência final.
Participantes
Participaram 184 sujeitos que constituíram uma amostra de conveniência, com idade
M=39,90, DP=9,52, variando entre 16 e 70 anos; com escolaridade M=9,50, DP=4,71, entre 3
e 19 anos de escolaridade, 83,5% do sexo feminino, 108 doentes com diagnóstico de esclerose
múltipla e 76 sem doença. De salientar que esta amostra é claramente distorcida no sentido
em que a maioria são doentes com esclerose múltipla e a maioria são mulheres.
Snyder et al. (1991), no desenvolvimento da escala utilizou predominantemente estudantes
universitários e mais duas amostras de doentes do foro da doença mental. No estudo de
Snyder o comportamento das amostras é diferente sugerindo que ou a idade ou a condição
podem de algum modo alterar o padrão de respostas, embora não modificando as qualidades
métricas e estruturais da escala.
Material
Segundo proposta dos autores, no acto de aplicação a escala de esperança deverá designar-se
por “Escala de Futuro”. Ela contém 12 itens (apresentados como uma afirmação), oito itens
que avaliam a esperança mais quatro distractores. Dos oito itens que avaliam a esperança,
quatro itens avaliam a “iniciativa”, passada, presente e futura, mais quatro itens que avaliam
os “caminhos”. Aos sujeitos é pedido que leiam cada afirmação e que respondam de que
modo consideram que a ela se lhes aplica, numa escala ordinal, ou de quatro (Snyder et
al.1991) ou de oito pontos (Snyder, 2002) entre totalmente falso (=1) e totalmente verdade
(=8). A escala fornece três notas, uma de esperança global resultante da soma de todos os oito
itens mais uma nota por cada dimensão da esperança resultante da soma do grupo de quatro
itens que compõem cada uma delas.
Procedimento
Após a construção da versão portuguesa da escala, como descrito antes, ela foi passada a uma
população doente pertencente a um hospital central de uma grande cidade de Portugal. Foram
seguidos todos os procedimentos éticos de acordo com a Declaração de Helsínquia e as regras
do hospital.
No tratamento estatístico seguimos os passos dados pelos autores e comparando os resultados
com os seus. A análise estatística recorreu ao SPSS, v13 e ao EQS, v.6.1 (Bentler & Wu,
1995) para a análise factorial confirmatória. Os autores originais para este último
procedimento recorreram ao LISREL e, não o fizemos por o EQS disponibilizar indicadores
aperfeiçoados.
RESULTADOS
Análise factorial exploratória
A escala foi submetida a análise factorial exploratória reproduzindo os procedimentos dos
autores, que recorreram à análise em componentes principais com rotação oblíqua.
Recorrendo à regra Kaiser, ou seja conservar os factores com valores próprios superiores a
um, o estudo original encontra dois factores que explicam entre 52 e 63% da variância nas
várias amostras. No estudo aqui apresentado, seguindo a regra Kaiser encontramos somente
um factor que explica 51,55% da variância total. Dado que, claramente, os autores encontram
sempre dois factores em amostras diferentes, ignorámos a regra kaiser e realizámos a análise
forçada a dois factores, solução que explica 63,44% da variância total. O quadro 1 mostra a
carga factorial encontrada:
Quadro 1- análise em componentes principais com rotação oblíqua forçada a dois factores.
Componentes
1- Consigo pensar em muitas maneiras de me livrar de enrascadas
2- Persigo os meus objectivos com muita energia
4- Qualquer problema tem muitas soluções
6- Consigo pensar em muitas maneiras para alcançar as coisas da
vida que são importantes para mim
8- Mesmo quando os/as outros/as perdem a coragem, eu sei que
consigo encontrar uma maneira de resolver o problema
9- A minha experiência de vida preparou-me bem para o futuro
10- Tenho tido bastante sucesso na vida
12- alcanço os objectivos que defini para mim próprio/a
caminhos
iniciativa
0,43
0,66
0,43
0,73
0,91
0,48
0,44
0,66
0,88
0,85
Conservam-se no quadro todos os valores de carga factorial superiores a 0,25; Escala de
iniciativa itens:1, 4, 6, 7; escala de caminhos itens: 2,9,10,12
A análise do quadro mostra a existência de dois itens (dois e oito) que carregam em
magnitude semelhante os dois factores. Na versão original, e para as oito amostras utilizadas,
tal padrão nunca se verifica para o item dois mas verifica-se para o item oito em três delas,
nomeadamente numa das duas amostras com doentes. Isso pode sugerir que o item oito tem
problemas lexicais que acompanham os diversos idiomas e que o item dois precisaria de ser
aperfeiçoado na sua versão Portuguesa.
Consistência interna e correlação entre dimensões
A inspecção da consistência interna mostra valores de alfa de Cronbach de 0,76 para
“iniciativa” e de 0,79 para “caminhos” enquanto para a escala global apresenta valores de
0,86. Na versão original e para as diferentes amostras os autores encontraram valores entre
0,74 e 0,84 para a escala total, entre 0,71 e 0,76 para a sub-escala “iniciativa”, entre 0,63 e
0,80 para “caminhos”. O quadro 2 mostra os valões da consistência interna na diagonal, entre
parêntesis, e as correlações sub-escalas entre si e com a escala total.
Quadro 2- correlação entre sub-escalas e entre estas e a escala total e consistência interna na
diagonal entre parêntesis
iniciativa caminhos
esperança
esperança
(0,86)
iniciativa
caminhos
0,92
0,91
(0,76)
0,68
(0,79)
Os valores de consistência interna tendem a ser mais elevados na versão aqui em estudo do
que na original. A correlação entre dimensões apresenta valores elevados (0,68), mais
elevados do que as encontradas pelos autores, que variaram entre 0,38 e 0,46 para as amostras
de estudantes e entre 0,46 e 0,57 para as amostras de doentes. Na versão portuguesa as duas
sub-escalas partilham cerca de 50% da variância, o que poderá questionar a existência de duas
sub-escalas. Inspeccionando a correlação sub-escalas escala total verifica-se que os valores da
correlação são muito semelhantes, significando que cada uma delas explica bem a escala total
(mais de 80% da variância da escala total)
Análise factorial confirmatória
Dada a existência de dúvidas se na versão portuguesa existem, de facto, dois factores ou
somente um, realizámos uma análise factorial confirmatória. Esta análise estrutural permitirá
afirmar se o modelo de dois factores ou de o um factor é adequado ou se ambos são
adequados. Utilizámos o programa EQS V6.1 para testar a adequação do modelo de um ou
dois factor, recorrendo ao Comparative Fit Index (CFI) e ao Root Mean Square Error of
Approximation (RMSEA). O CFI consiste numa revisão dos índices de ajustamento anteriores
o Normed Fit Index (NFI) que subestimava o ajustamento em amostras pequenas. O CFI
avalia a adequação do modelo hipotético por comparação com o pior (independente) modelo.
Se o modelo proposto não significar uma melhoria em relação ao modelo pior então o seu
valor será próximo de zero (Bentler, 1995). O CFI toma em consideração o tamanho da
amostra e, segundo Bentler e Bonett (1980), quando os índices de ajustamento são superiores
a 0,90, a análise indica que a solução é boa. Ainda de acordo com estes autores, quando o
RMSEA é inferior a 0,10 a análise indica que a solução é adequada.
A inspecção da solução para um factor mostra um χ2=69,86, para 20 graus de liberdade, p
<0,0001, um CFI=0,91, e um RMSEA=0,11 (intervalo de confiança a 90% para o RMSEA,
0,08, 0,14).
A inspecção da solução de dois factores mostra um χ2=181,58, para 20 graus de liberdade, p <
0,0001, um CFI=0,70, e um RMSEA=0,21 (intervalo de confiança a 90% para o RMSEA,
0,18, 0,23).
A análise estrutural mostra que o modelo de um factor cai dentro dos valores fronteira
propostos por Bentler e Bonett (1980), enquanto o modelo de dois factores já fica
suficientemente longe para ser posto em causa como modelo adequado.
Conclusão
O estudo mostra a existência de propriedades métricas e estruturais aceitáveis para a solução
em estudo, se se considerasse somente um factor. A versão de dois factores é problemática tal
como mostra a análise factorial confirmatória, alertando para a necessidade de aprofundar as
propriedades desta versão da escala, ou se tal deriva da distorção da amostra que serviu de
base para o estudo. De qualquer modo as propriedades métricas em geral, são suficientemente
boas para que o questionário possa ser utilizado como instrumento de medida.
REFERÊNCIAS
Bentler, P. M. (1995). EQS Structural Equations Program manual. Los Angeles, CA: BMDP
Statistical Software.
Bentler, P. M., & Bonett, D. G. (1980). Significance tests and goodness-of-fit in the analysis
of covariance structures. Psychological Bulletin, 88, 588-606.
Bentler, P.M. & Wu, E.J. (1995) EQS/Windows user’s guide. Los Angeles: BMDP: Statistical
software.
Snyder, C. (1995). Conceptualizing, measuring, and nurturing hope. Journal of Counseling &
Development,73,355-360
Snyder, C. (2002). Hope theory: rainbows in the mind. Psychological Inquiry,13(4), 249-275
Snyder, C., Harris, C., Anderson, J., Holleran, S., Irving, I., Sigmon, S., et al. (1991). The will
and the ways: development and validation of an individual-differences measure of hope.
Journal of Personality and Social Psychology, 60,570-585