Escala de Disposição para Perdoar: estrutura, consistência interna e invariância fatorial

Willingness to Forgive Scale: Structure, reliability and factorial invariance

Resumos

Este artigo teve como objetivo adaptar para o contexto brasileiro a Escala de Disposição para Perdoar, conhecendo evidências de validade (fatorial e convergente) e precisão (consistência interna, homogeneidade e confiabilidade composta). Nesse sentido, realizaram-se dois estudos. No estudo 1, participaram 220 estudantes universitários de uma instituição privada de João Pessoa, Paraíba, com idade média de 24 anos (81,7% do sexo feminino), que responderam à Escala de Disposição para Perdoar e a perguntas demográficas. Uma análise de componentes principais revelou uma estrutura unifatorial, explicando 44,3% da variância total, com alfa de Cronbach (α) de 0,88. No estudo 2, participaram 302 estudantes universitários de uma instituição pública da mesma cidade, apresentando idade média de 22 anos (52,3% do sexo masculino), tendo respondido aos mesmos instrumentos. Uma análise fatorial confirmatória corroborou a estrutura unifatorial (Goodness-of-Fit Index = 0,90, Root Mean-Square Error of Approximation = 0,09), que se mostrou invariante quanto ao gênero dos participantes (ΔRoot Mean-Square Error of Approximation <0,01). Além disso, observaram-se índices favoráveis de precisão (α = 0,85, homogeneidade = 0,30 e confiabilidade composta = 0,85), mostrando evidências de validade convergente (Variância Média Extraída = 0,82). Concluiu-se que a medida apresenta evidências de validade e precisão no contexto de pesquisa, porém são demandados novos estudos sobre sua estabilidade temporal e validade discriminante.

Aplicação do teste; Perdão; Validade

The aim of the article was to adapt the Willingness to Forgive Scale for the Brazilian context and to know its evidence of validity (factorial and convergent) and reliability (internal consistency, homogeneity, and composite reliability). In this regard, two studies were conducted. In study 1, 220 undergraduate students from a private university from João Pessoa, Paraíba, with a mean age of 24 years (81.7% female) answered the Willingness to Forgive Scale and demographic questions. A principal components analysis revealed a one-factor structure, which accounted for 44.3% of the total variance, with a Cronbach's alpha of 0.88. In study 2, 302 undergraduate students from a public university in the same city, with mean age of 22 years (52.3% men) answered the same instruments. A confirmatory factor analysis confirmed the one-factor structure (Goodness-of-Fit Index = 0.90, Root Mean-Square Error of Approximation = 0.09), which showed to be invariant regarding participants' gender (ΔRoot Mean-Square Error of Approximation <0.01). Furthermore, good indicators of reliability (α = 0.85, homogeneity = 0.30, and composite reliability = 0.85) were observed showing evidence of convergent validity (Mean Extracted Variance = 0.82). In conclusion, this measure collected evidence of validity and reliability considering the research context; nevertheless, further studies must be conducted to verify its temporal stability and discriminant validity.

Testing; Forgiveness; Validity

Há algum tempo a Psicologia tem se interessado pelo estudo do perdão. Esse construto é considerado como potencial promotor de bem-estar psicológico, fomentando diversos estudos em virtude de suas implicações na saúde mental e física dos seres humanos (DeShea, 2003; Gouveia et al., 2009; Karremans, Van Lange, Ouwerkerk, & Kluwer, 2003). Dito construto pode ser definido de três perspectivas: (1) resposta a transgressões: as pessoas transformam as respostas negativas para com o transgressor, a transgressão em si ou suas consequências em respostas neutras ou positivas; (2) disposição da personalidade: o perdão é entendido como uma propensão para perdoar, que se expressa, conscientemente ou não, em situações da vida diária que implicam dano e conflito; e (3) característica de unidades sociais: o ato de perdoar é compreendido como um atributo similar à intimidade, confiança ou compromisso, sendo algumas estruturas ou instituições sociais caracterizadas por promoverem um alto grau de perdão (e.g., casamento, família, comunidade) (McCullough & Witvliet, 2002; Menezes, 2009).

Menezes (2009) alerta para algumas dificuldades de conceituar o perdão em outros contextos (e.g., o perdão por parte das pessoas comuns, no seu cotidiano, a familiares e amigos) pelo fato de os processos intrapessoais envolvidos em seus componentes essenciais não poderem ser observados diretamente. Porém, há relativa concordância entre os autores quanto ao perdão ser um traço ou comportamento adaptável (Mauger et al., 1992; McCullough, 2000).

A propósito das definições acerca desse construto, talvez sejam McCullough e Witvliet (2002) os autores que mais simples e diretamente o conceituam. Especificamente, tratam o perdão como uma mudança intraindividual e pró-social que a pessoa experimenta quando perdoa a um transgressor dentro de um contexto determinado. Portanto, o perdão se apresenta como um sentimento ou uma vivência pessoal diante de uma ação que, por qualquer razão, magoou ou feriu a pessoa, que tem a prerrogativa ímpar de perdoar ou não o perpetrador. Contudo, não se pode confundir esse conceito com termos congêneres, mas que guardam especificidade, embora sejam comumente utilizados indistintamente na linguagem cotidiana (e.g., indulgência, absolvição, desculpa, esquecimento, negação, reconciliação). Nesse sentido, enfatiza-se que o perdão guarda uma conotação jurídica e implica que uma transgressão foi justificada (DeShea, 2003; Menezes, 2009).

Apesar de ser factível definir o perdão de modo relativamente simples, o ato de perdoar não é uma tarefa fácil. O verdadeiro perdão demanda um trabalho intrapsíquico importante, e ser capaz de lidar de maneira eficaz com os danos provocados por outra pessoa, causados intencional ou involuntariamente, é um desafio humano contínuo. Desse modo, existem pessoas que são prontamente descritas e percebidas como mais propensas ao perdão, dotadas de uma capacidade consistente de agir de modo completamente disposto a perdoar, o que faz com que demonstrem dita disposição na maioria das circunstâncias. Isso é contrário à concepção do perdão como situacional (Suwartono, Prawasti, & Mullet, 2007). Portanto, a disposição para perdoar compreende um traço psicológico, sendo relativamente duradoura. Porém, essa disposição não é imutável, ou seja, trata-se de uma variável contingencial, podendo ser modificada e variar de uma pessoa a outra, envolvendo um conjunto de pensamentos, sentimentos, motivações e comportamentos.

Tendo em conta a centralidade que o perdão assume na vida das pessoas, promovendo o bem-estar psicológico e a harmonia nas relações interpessoais, parece justificável promover esforços para a mensuração desse construto, bem como verificar seus correlatos. Isso motivou o presente empreendimento a focar na medida do perdão. Antes de descrever os estudos, entretanto, cabe destacar as definições sobre o perdão, tratando-o como um traço de personalidade.

Disposição para perdoar

Os seres humanos parecem ter uma propensão inata para retribuir um comportamento interpessoal negativo com outro ainda mais negativo. Por exemplo, observações cotidianas revelam que, quando insultada por um amigo, abandonada por um namorado ou atacada por um inimigo, a maioria das pessoas é motivada a evitá-lo em situações futuras ou a se vingar do perpetrador. Esse fenômeno parece ter base biológica, ocorrendo também no mundo animal, em que certos primatas demonstram comportamentos de retaliação após terem sido vitimados por outro animal, mesmo depois de bastante tempo decorrido (McCullough & Witvliet, 2002).

Embora as motivações pós-transgressão sejam destrutivas, a resposta de vingança é geralmente a mais potente e quase sempre a mais vislumbrada, pois a memória tem a capacidade de recordar uma mágoa por tempo indefinido. A propósito, quando se recorda uma ofensa, mantendo ressentimento, sente-se novamente a raiva original, dirimindo a possibilidade de perdoar ao perpetrador da ação (Enright, 2008; McCullough & Witvliet, 2002).

Segundo McCullough e Witvliet (2002), um mecanismo capaz de obstruir esse ciclo vicioso e impedir a vingança é o perdão; por meio dele, as pessoas minimizam as respostas negativas em relação ao transgressor, aumentando a motivação para respostas positivas. Isso as leva a vivenciar mais estados positivos de bem-estar subjetivo, assim como outros benefícios, a exemplo de redução do stress, diminuição da tensão arterial, melhor qualidade do sono, fortalecimento do sistema imunológico, alívio de dores crônicas, vida mais longa, desenvolvimento de habilidade social e visão positiva do mundo (McCullough, 2000).

Diversos estudos têm procurado conhecer as variáveis que funcionam como potenciais explicadores ou promotores da disposição para perdoar. Nesse sentido, McCullough (2000) descreve uma série dessas variáveis, que podem ser categorizadas em termos de processos cognitivos e emocionais (e.g., empatia, compreensão da perspectiva do ofensor, ruminação e supressão), qualidades do relacionamento (e.g., proximidade, compromisso e satisfação) e fatores situacionais (e.g., pedido de desculpa, inevitabilidade da ação). Nessa direção, comportamentos pró-sociais (e.g., gratidão) e traços de personalidade (e.g., amabilidade) se configuram como propulsores da disposição para perdoar (Deshea, 2003; Koutsos, Wertheim, & Kornblum, 2008). Contudo, apesar dos benefícios do ato de perdoar, observações não sistemáticas dão conta de que sua prática é incipiente na sociedade atual, principalmente quando se trata de uma conotação autêntica e voluntária dessa ação, que é o esperado por parte daquele que a apresenta diante de um transgressor arrependido.

Parece evidente que a disposição para perdoar se constitui um construto central na Psicologia, associando-se a estados emocionais, variáveis interpessoais, situacionais e demográficas (Gouveia et al., 2009; Koutsos et al., 2008; Rique & Camino, 2010). Isso não minimiza sua condição de ser um traço, mas tão somente acentua que pode ser modificável. Contudo, estima-se que pessoas que apresentam essa disposição em maior magnitude tendem a emitir respostas que consistentemente revelam sua prontidão a perdoar, independentemente da situação (DeShea, 2003).

Diante desse contexto, medir a disposição para perdoar parece fundamental, pois permite estimar a magnitude com que as pessoas a apresentam, conhecer seus correlatos e promover oportunidades de fazê-las desfrutar os aspectos positivos do perdão. Nesse âmbito, é importante ressaltar que os intentos para mensurar o perdão têm sido feitos, sobretudo, por meio de cenários, descrevendo-se situações cotidianas nas quais o emprego do perdão se faz necessário. Indica-se a seguir o que foi encontrado sobre a medição desse construto, expressando sua definição operacional.

Instrumentos de disposição para perdoar

Com o intuito de conhecer os instrumentos disponíveis sobre disposição para perdoar, realizaram-se buscas em bases de dados nacionais e internacionais. No âmbito internacional, realizou-se busca, no dia 5 de novembro de 2013, na base de dados PsycInfo. No caso, foi introduzido o termo "willingness to forgive", encontrando-se 78 registros, incluindo artigos, capítulos de livro, livros e teses. Não obstante, inserindo o termo "assessment" na busca, o montante foi reduzido para quatro registros. Portanto, apesar de ser recente o interesse da Psicologia por essa temática, parece evidente sua inserção em revistas científicas de diversas áreas (e.g., personalidade, psicologia social, avaliação psicológica, psicologia clínica, aconselhamento psicológico).

Quanto à busca no contexto nacional na data indicada, consideraram-se quatro bases de dados (IndexPsi, PePSIC, SciELO e LILACS) vinculadas à Biblioteca Virtual em Saúde (BVSPsi). Entrando com o descritor "perdão", encontraram-se 60 registros. Contudo, o interesse deste estudo está na "disposição para perdoar", e com esta denominação um único registro foi localizado, mas sem relação direta com o tema de estudo (Ciscon-Evangelista & Menandro, 2011). Considerando o Scholar Google, entrando com o descritor "disposição para perdoar", encontraram-se 55 registros, mas restringindo a busca ao título do artigo, apenas uma referência foi verificada, descrevendo uma pesquisa que correlacionou a disposição para perdoar com duas variáveis psicológicas (desejabilidade social e religiosidade) (Gouveia et al., 2009).

Nesse sentido, considerando os resultados antes descritos, observa-se a carência de estudos sobre a disposição para perdoar, especificamente no Brasil, talvez refletindo a recenticidade da temática no país, onde os estudos se intensificaram apenas a partir do inicio do presente século. Tal aspecto pode justificar a carência de medidas adaptadas à realidade brasileira que a avaliem (Santana & Lopes, 2012). Desse modo, justificam-se esforços para construir uma medida de disposição para perdoar, e logo desenvolver estudos para explicar essa conduta. Contudo, antes de qualquer tentativa nessa direção, é crucial checar a viabilidade de contar com uma medida adequada que represente o fenômeno, adaptando-a de outro contexto cultural.

Apesar de não emergirem na busca realizada, algumas medidas para avaliar o perdão estão disponíveis (Kanz, 2000; McCullough et al., 1998). Contudo, podem ser observados problemas nessas medidas, como, por exemplo, considerar o perdão como estado ou avaliar aspectos como vingança e atitudes frente ao perdão, e não considerá-lo como uma disposição em si, que transcende cenários em que seu emprego é pouco provável. Tais limitações levaram DeShea (2003) a propor um instrumento para avaliar a disposição para perdoar como um traço, focando em cenários que simulam situações reais, tendo apresentado parâmetros aceitáveis. Desse modo, pareceu razoável adaptá-lo ao contexto brasileiro, favorecendo estudos complementares sobre o construto.

Willingness to Forgive scale

Trata-se de um instrumento para avaliar a disposição para perdoar como um traço, definido em termos de uma predisposição para engajar-se em processo de liberação de ressentimento frente a transgressões interpessoais (DeShea, 2003). A Willingness to Forgive (WTF), desenvolvida por DeShea (2003), faz uso de cenários escritos como se a transgressão acabasse de ocorrer, de modo que os participantes possam dar sua primeira impressão de como eles estariam dispostos a perdoar à pessoa destacada no cenário. Os cenários não incluem pedido de desculpas dos transgressores, procurando limitar a informação ao ato de transgressão em si. No desenvolvimento da WTF, a autora levou em conta a inclusão de relatos que abordassem duas dimensões principais: empatia e vingança, considerando que tais aspectos são importantes no processo de perdoar ao transgressor. Outros dois critérios foram levados em conta: (1) os cenários descritos deveriam envolver amigos(as), namorado(a), familiares e colegas de trabalho, e (2) as respostas a cada cenário deveriam ser dadas em escala tipo Likert.

DeShea (2003) realizou dois estudos a partir dos quais propôs a medida. No primeiro, a pesquisadora descreveu 38 cenários, respondidos por 317 pessoas nos Estados Unidos (média de 21,7 anos de idade). Por meio de análise fatorial (método de máxima verossimilhança e rotação promax), foram identificados cinco fatores. Eliminando cinco itens que apresentaram saturações inferiores a 0,40, três fatores emergiram, correspondendo respectivamente a 39,6, 8,6 e 5,5% da variância total. Enquanto o primeiro fator pareceu evidente, não foi nítida a existência dos dois outros. Assim, sem uma base teórica clara, a autora recorreu à Teoria de Resposta ao Item para decidir acerca da melhor solução fatorial; segundo seu entendimento, se a suposição de unidimensionalidade fosse questionável, poder-se-ia pensar na solução com três fatores.

Além do anteriormente descrito, comparou-se a confiabilidade de uma solução com o primeiro fator e de outra solução incorporando todos os itens, observando-se que a primeira alternativa era mais plausível. Esta apresentou Root Mean-Square Error of Approximation (RMSEA) de 0,05, tendo os itens sido adequados, variando aceitavelmente em termos de localização e mostrando erros de estimação pequenos e alta precisão (Item R = 0,99 e Pessoa R = 0,94), sugerindo que os itens funcionaram conjuntamente para discriminar os participantes.

Embora tenha sido demonstrada a adequação do fator único, reunindo 19 itens da WTF, optou-se por reduzi-la. No caso, consideraram-se diferen-tes critérios: correlações item-total, média de res-posta no item, peso da saturação, possibilidade de expressar a resposta em escala tipo Likert e tratar tipos diferentes de relacionamentos. Posterior-mente, checou-se a versão atual, que reuniu 12 itens, apresentando alfa de Cronbach de 0,91. Suas pontuações se mostraram pouco afetadas pela desejabilidade social (r = 0,11, p < 0,05), correlacionando-se negativamente com vingança (r = -0,26, p < 0,001).

No estudo 2, participaram 99 estudantes universitários com idade média de 21,6 anos. Eles responderam a medidas de gratidão, autoestima, big five e personalidade narcisista. Primeiramente, checou-se a consistência interna (alfa de Cronbach) da WTF, que se mostrou adequada (α = 0,89). Em seguida, suas pontuações foram correlacionadas com as demais medidas, verificando-se correlação positiva com gratidão (r = 0,49, p < 0,01) e negativa com neuroticismo (r = -0,54, p < 0,01). Contudo, não se correlacionou com a medida de narcisismo (r = -0,08).

Em resumo, esta parece ser uma medida adequada. Além de admitir uma estrutura simples, representada por um único fator, apresenta evidências de validade fatorial, validade convergente e discriminante, e consistência interna. Ademais, reúne outras características que justificam seu uso no contexto da pesquisa, como contar com poucos itens, ser autoaplicável e utilizar um simples lápis e papel. Destaca-se, igualmente, que se empregam como estímulo situações variadas que simulam transgressões interpessoais, evento típico para denotar o construto perdão (Terzino, 2010).

Desse modo, tomando em conta a escassez de estudos no Brasil que meçam o perdão como uma disposição, decidiu-se adaptar a medida ora tratada. Especificamente, realizaram-se dois estudos para checar sua validade de construto (estrutura fatorial, consistência interna e validade convergente). A WTF foi traduzida como Escala de Disposição para Perdoar (EDP).

Estudo 1. Adaptação da Escala de Disposição para Perdoar

Este estudo objetivou adaptar a Escala de Disposição para Perdoar para o contexto brasileiro. Especificamente, procurou-se traduzi-la, reunindo evidências preliminares de sua validade fatorial e consistência interna.

Participantes

Participaram da pesquisa 220 estudantes universitários de uma instituição privada de João Pessoa (PB). Estes tinham idade média de 24 anos (Desvio-Padrão - DP = 7,50), sendo a maioria do sexo feminino (81,7%) e solteira (74,4%). Tratou-se de uma amostra de conveniência, tendo participado as pessoas que, presentes em sala de aula e convidadas, decidiram colaborar voluntariamente.

Instrumentos

Os participantes foram solicitados a responder uma folha impressa nos dois lados, contendo as seguintes partes: (a) Escala de Disposição para Perdoar: Originalmente elaborada no contexto estadunidense por DeShea (2003), trata-se de uma medida autoaplicável, composta por 12 itens redigidos em forma de cenários, simulando situações de transgressões envolvendo pessoas com as quais o indivíduo potencialmente convive (e.g., "Seu (sua) namorado(a), com quem você esteve se relacionando durante dois anos, diz para você que quer se separar e admite que esteve envolvido(a) com outras pessoas durante todo o tempo que vocês namoraram"). Após ler cada cenário, o respondente deve focar no ator principal da transgressão e responder, em escala de sete pontos, o quão disposto estaria a perdoá-lo, variando de 0 (Nada disposto a perdoar) a 6 (Totalmente disposto a perdoar); e (b) informações demográficas, incluindo-se ao final do questionário quatro perguntas: idade, gênero, estado civil e nível de religiosidade.

Quanto à tradução da EDP, esta foi realizada do inglês para o português por dois psicólogos bilíngues. Posteriormente, um terceiro psicólogo, também bilíngue, comparou as versões nos dois idiomas. Uma versão final, prezando pelo consenso das traduções, compôs sua versão preliminar. Por último, comprovou-se sua validação semântica, reunindo dez participantes da população-meta, igualmente distribuídos quanto ao sexo. Estes responderam o instrumento de acordo com as instruções e a escala de resposta proposta, assinalando toda dúvida ou incompreensão. Avaliou-se se as instruções eram suficientes, se os itens estavam legíveis e se poderiam ser respondidos na escala proposta. Não foi preciso realizar nenhuma modificação, resultando em versão experimental, disponível na Web (http://vvgouveia.net).

Procedimentos

Solicitou-se ao professor de cada disciplina a permissão para realizar a pesquisa. Com sua concordância, procedeu-se à solicitação aos estudantes presentes, informando que sua participação seria voluntária e anônima. A aplicação foi realizada em ambiente coletivo de sala de aula, porém as respostas foram individuais. Três colaboradores se encarregaram de coletar os dados, esclarecendo dúvidas sobre como responder os instrumentos. Indicou-se que os participantes poderiam interromper sua participação se o desejassem. Todos assinaram o Termo de Consentimento Livre e Esclarecido, conforme Resolução do Conselho Nacional de Saúde n° 466/12. A pesquisa foi aprovada pelo Comitê de Ética em Pesquisa com Seres Humanos (Protocolo nº 0157/09, Centro de Ciências da Saúde, Universidade Federal da Paraíba). O tempo médio de participação foi de 15 minutos.

Os dados foram analisados com o Predictive Analytics Soft Ware (PASW). Calcularam-se estatísticas descritivas, análise de Componentes Principais (CP) e análise paralela. Comprovou-se, ainda, a consistência interna (alfa de Cronbach) da medida de disposição para perdoar, admitindo-se o valor mínimo de 0,70 (Pasquali, 2003).

Resultados

Inexistindo evidências de adequação psicométrica da EDP no contexto brasileiro, decidiu-se proceder com análises eminentemente exploratórias. Primeiramente, comprovou-se a possibilidade de realizar uma análise fatorial com a matriz de correlações entre os itens, o que foi justificado [Kaiser-Meyer-Olkin - KMO = 0,90 e Teste de Esfericidade de Bartlett, χ² (66) = 958,70, p <0,001]. Realizou-se uma análise de Componentes Principais sem fixar rotação ou número de componentes a extrair. Adotando o Critério de Kaiser (eingenvalue igual ou superior a 1), observaram-se dois componentes (5,34 e 1,11), que explicaram conjuntamente 53,8% da variância total. Considerando o Critério de Cattell (distribuição gráfica dos eingenvalues), admitem-se até três componentes, embora os dois primeiros sejam mais nítidos. Com o fim de dirimir a dúvida acerca do número de componentes a reter (Laros, 2005), checou-se a solução mais adequada por meio da análise paralela (Critério de Horn). Nes-se caso, adotaram-se os mesmos parâmetros do banco original de dados, isto é, 220 participantes e 12 itens, realizando 1.000 simulações. O segundo eingenvalue gerado pela análise paralela (percentil 95%) foi de 1,29, superior ao segundo valor próprio observado (1,11), sugerindo adotar uma estrutura unifatorial. Desse modo, voltou-se a realizar a análise de Componentes Principais, fixando a extração de um único componente.

O componente geral de disposição para perdoar apresentou eigenvalue de 5,31, explicando 44,3% da variância total, reunindo os 12 itens dessa medida com saturações superiores a 0,50; sua consistência interna (alfa de Cronbach) foi 0,88. Portanto, os achados corroboraram os de DeShea (2003) quanto à estrutura e confiabilidade da medida. Entretanto, considerando a natureza exploratória das análises, demanda-se confirmar sua estrutura unidimensional, o que se leva a cabo no próximo estudo.

Estudo 2. Comprovação da Estrutura e Invariância Fatorial

Este estudo procurou corroborar a unidimensionalidade da EDP. Especificamente, objetivou testar sua estrutura fatorial, averiguando evidências de sua invariância fatorial - nesse caso, tendo-se em conta a variável sexo, que pode afetar a pontuação das pessoas em perdão (Gouveia et al., 2009; Rique & Camino, 2010). Por fim, verificaram-se evidências de consistência interna, Confiabilidade Composta (CC) e validade convergente da medida.

Participantes

A pesquisa teve a participação de 302 estudantes universitários de uma instituição pública da cidade de João Pessoa (PB), com idade média de 22 anos (DP = 5,24), sendo a maioria do sexo masculino (52,3%) e solteira (86,3%). Tratou-se de uma amostra de conveniência (não probabilística).

Instrumentos e Procedimentos

Os participantes responderam a um questionário similar àquele do Estudo 1, com duas partes: EDP e Informações Demográficas. Seguiram-se os mesmos procedimentos do estudo anterior, tendo esta pesquisa se inserido naquela proposta geral e recebido o mesmo parecer favorável do Comitê de Ética.

Os dados foram analisados com o PASW e Analysis of Moment Structures(AMOS). Calcularam-se estatísticas descritivas e alfa de Cronbach com o primeiro programa, sendo com o segundo efetuadas as análises fatoriais confirmatórias. Adotou-se o método Máxima Verossimilhança, usando a matriz de covariância entre os itens. Os seguintes indicadores de ajuste foram considerados (Byrne, 2010): (1) razão Quiquadrado por graus de liberdade do modelo (χ²/gL), recomendando-se valores entre 2 e 3, aceitando-se até 5; (2) Goodness-of-Fit Index (GFI) e Adjusted Goodness-of-Fit Index (AGFI), que indicam quanto de variância é explicada pelo modelo, admitindo-se valores próximos a 0,90 ou superiores; (3) Comparative Fit Index (CFI), que é um índice adicional de ajuste, admitindo-se valores próximos a 0,90 ou superiores; e (4) RMSEA, com Intervalo de Confiança de 90% (IC90%), que leva em conta os residuais, sendo que um valor próximo a zero significa que o modelo é ajustado, pois os residuais se aproximam desse valor; sugere-se que o RMSEA deva se situar entre 0,05 e 0,08, aceitando-se até 0,10.

Para checar a invariância fatorial têm sido recomendados diferentes indicadores, sendo o mais tradicional o Δχ². Entretanto, ele apresenta limitações, como a sensibilidade ao tamanho da amostra (Damasio, 2013). Portanto, priorizou-se o ΔRMSEA, que pode ser tomado como referência para avaliar se as restrições mantêm o modelo invariante através dos múltiplos grupos; sugere-se que o modelo é invariante se o ΔRMSEA for menor que 0,015 (Wu, Li, & Zumbo, 2007).

Por fim, reuniram-se evidências complementares de validade de construto da medida. Nesse caso, a partir dos coeficientes padronizados da análise fatorial confirmatória, calcularam-se a Variância Média Extraída (VME) e a Confiabilidade Composta (CC); (Gouveia & Gabriel, 2013). Valores iguais ou superiores a 0,50 e 0,70, respectivamente, asseguram a adequação da medida (Fornell & Larcker, 1981). A VME pode ser considerada indicadora de validade convergente de cada fator, isto é, o quanto ele explica o conjunto de itens; e o valor da CC pode contribuir para dirimir dúvidas quanto ao alfa de Cronbach, que é influenciado pelo número de itens e pressupõe que os erros de medida sejam independentes e os itens tenham tau equivalência (Pasquali, 2003).

Resultados

Pretendeu-se confirmar a estrutura previamente observada, conhecendo ainda evidências de sua invariância fatorial (considerando a variável sexo) e indicadores de fidedignidade (alfa de Cronbach e Confiabilidade Composta da medida) e validade convergente.

Comprovação da estrutura fatorial

Coerente com o proposto por DeShea (2003) e levando em conta os achados do estudo anterior, checou-se a adequação de uma estrutura unifatorial, isto é, todos os 12 itens saturando em um único fator geral de disposição para perdoar. Os indicadores de ajuste foram como se descreve: χ²/g.l. = 3,39, GFI = 0,90, AGFI = 0,85, CFI = 0,87 e RMSEA = 0,089 (IC90% = 0,075-0,104). Todas as saturações (λ, lambdas) foram superiores a 0,40, com valor médio de 0,57 (amplitude de 0,47 a 0,72), sendo estatisticamente diferentes de zero (λ ≠ 0; z >7, p < 0,001). A Figura 1 resume o modelo.

Figura 1.
Estrutura Fatorial da Escala de Disposição para Perdoar.

Testando a invariância fatorial

Conhecida a estrutura fatorial, decidiu-se verificar sua invariância em relação ao sexo dos participantes. Testaram-se dois tipos principais de restrições, admitindo invariância de cargas fatoriais e erros de medida. Os indicadores de ajuste dos modelos restritos foram comparados com aqueles do modelo sem qualquer restrição. A análise fatorial confirmatória multigrupo apoiou a invariância configural (χ²/g.l.= 2,50, RMSEA = 0,06). Por outro lado, apesar de o Δχ² não ter mostrado invariância residual, o valor do ΔRMSEA indicou um ajuste que aponta um modelo invariante (Wu et al., 2007). Portanto, a estrutura unifatorial da EDP parece equivalente para homens e mulheres. Quando as cargas fatoriais foram restringidas (invariância métrica), o ΔRMSEA correspondente (-0,004) sugeriu que o modelo seguiu invariante, uma vez que esse coeficiente foi inferior ao ponto de corte admitido (ΔRMSEA <0,015); achados similares foram verificados para as invariâncias estrutural (ΔRMSEA = 0,000) e residual (ΔRMSEA = -0,004).

Consistência interna, validade convergente e confiabilidade composta

Primeiramente, procurou-se avaliar a consistência interna dessa medida, considerando o alfa de Cronbach. Constatou-se valor de 0,85, que poderia diminuir com a retirada de algum de seus 12 itens; a correlação média interitens foi de 0,32. Quanto a evidências complementares de validade de construto, os valores de VME (validade convergente) e CC (precisão, confiabilidade) foram 0,82 e 0,85, respectivamente.

Discussão

Os resultados da pesquisa foram consistentes com os observados em outros estudos que utilizaram a EDP (DeShea, 2003), trazendo evidências de sua validade de construto (validade fatorial, validade convergente e consistência interna) e reforçando sua adequação psicométrica.

Estrutura e invariância fatorial

Coerente com os achados de DeShea (2003), observaram-se soluções com múltiplos fatores para sua medida. Porém, a estrutura unidimensional foi a mais plausível, emergindo espontaneamente (sem impor restrições), conforme observado no estudo 1, sobretudo quando utilizado procedimento mais robusto para a definição do número de fatores, como a análise paralela (Hayton, Allen, & Scarpello, 2004). Os itens apresentaram saturações elevadas, superando 0,50 (Clark & Watson, 1995). Corroborando esses achados, o estudo 2 apresentou indicadores de ajuste que, embora não perfeitos, aproximaram-se daqueles desejáveis (e.g., GFI = 0,90 e RMSEA <0,10; Byrne, 2010). Além disso, levando em conta uma variável que é preponderante para o construto perdão, como o sexo (Gouveia et al., 2009; Rique & Camino, 2010), constatou-se que esta medida apresentou invariância fatorial, com ΔRMSEA menor que 0,01 (Wu et al., 2007).

Consistência interna, confiabilidade composta e validade convergente

Em seus estudos, DeShea (2003) relatou alfas de Cronbach superiores a 0,80, que estão acima do que tem sido recomendado na literatura (Clark & Watson, 1995; Pasquali, 2003). Nessa direção, observaram-se coeficientes iguais ou superiores a 0,85, corroborando esse parâmetro psicométrico. Reforçando o achado anteriormente referido, a correlação média interitens se situou acima de 0,30 (Clark & Watson, 1995), e a confiabilidade composta foi de 0,85, superior ao recomendado (Pasquali, 2003).

Embora o conceito recorrente de evidências de validade convergente indique a associação do instrumento com outros que medem presumível e teoricamente o mesmo construto (Pasquali, 2003), no estudo 2 foi introduzida uma alternativa que se centra na medida em si. Especificamente, tomou-se em conta a VME, que traduz o quanto o construto latente (fator) possibilita explicar o conjunto de itens que o mensura (Fornell & Larcker, 1981). O coeficiente observado foi superior ao que é tido como referência (VME >0,050), assegurando evidências desse tipo de validade (Fornell & Larcker, 1981).

De acordo com os resultados, parecem existir evidências de validade (fatorial e convergente) e precisão (consistência interna, homogeneidade e confiabilidade composta) da EDP. Portanto, pode-se pensá-la como uma medida adequada para avaliar a disposição para perdoar como um traço, justificando-se seu uso no contexto brasileiro.

Não obstante, cabe reconhecer limitações potenciais dos estudos. Por exemplo, consideraram-se amostras de uma única cidade, que pode não ser representativa do universo brasileiro nem mesmo do paraibano. Além disso, caberá conhecer sua estabilidade temporal (teste-reteste) e validade discriminante em relação a outros construtos, como agressão e vingança (Spratto, 2011; Terzino, 2010).

Considerando a natureza social do perdão, promotor de harmonia social, valerá a pena avaliar em que extensão essa medida se correlaciona com diferentes indicadores de desejabilidade social (DeShea, 2003; Gouveia et al., 2009). Se esta presumível relação, ainda que de baixa a moderada, puder ser observada, ela merece atenção. Portanto, quiçá valerá a pena desenvolver uma medida de associação implícita do perdão (Goldring, 2011; Gouveia, Athayde, Mendes, & Freire, 2012), que possa ser menos afetada pela desejabilidade social. Nesse caso, caberá, ainda, conhecer com que magnitude as medidas explícita e implícita do perdão podem estar correlacionadas entre si, e em que sentido elas se diferenciam com relação a determinados critérios, como podem ser a crença no mundo justo, a honra e o desejo de revanche.

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• Apoio: Conselho Nacional de Desenvolvimento Científico e Tecnológico (Processo n° 485548/2012-7).

Datas de Publicação

• Publicação nesta coleção
  Jun 2015

Histórico

• Recebido
  06 Maio 2013
• Revisado
  10 Fev 2014
• Aceito
  25 Fev 2014