Evidências de Validade da Escala de Paixão pelo Trabalho em Amostras Brasileiras

Validity Evidences of Passion towards Work Scale in Brazilian Samples

Evidencias de Validez de la Escala de Pasión por el Trabajo en Muestras Brasileñas

Resumo

O estudo adaptou e reuniu evidências de validade de estrutura interna, convergente e de consistência interna da Escala de Paixão pelo Trabalho no contexto brasileiro. A amostra foi composta por 504 trabalhadores brasileiros de ambos os sexos (55% do sexo feminino) e idade média de 33,32 anos. Os participantes responderam presencialmente ou na versão on-line a instrumentos para avaliação da paixão pelo trabalho e de sentimentos e atitudes positivas e negativas em relação a ele. As análises fatoriais confirmatórias evidenciaram que a versão brasileira da escala reproduziu integralmente a estrutura original do instrumento, composta por 14 itens e dois fatores (Paixão Harmoniosa e Paixão Obsessiva). Tais dimensões apresentaram correlações positivas ou negativas com atitudes e sentimentos positivos ou negativos em relação ao trabalho, conforme hipotetizado. Concluiu-se que o instrumento apresentou propriedades psicométricas que recomendam seu uso em investigações futuras destinadas a avaliar o grau da paixão pelo trabalho.

Palavras-chave:
validade estatística; psicometria; saúde do trabalhador; qualidade de vida

Abstract

The study adapted and gathered evidence of internal structure, convergent validity and internal consistency of the Passion For Work Scale in the Brazilian context. The sample consisted of 504 Brazilian workers of both sexes (55% female) with a mean age of 33.32 years. Participants answered presential or online versions of the instruments for the evaluation of passion for work and positive and negative feelings and attitudes towards work. The confirmatory factor analysis showed that the Brazilian version of the scale fully reproduced the original instrument internal structure, consisting of 14 items and two factors (Harmonious Passion and Obsessive Passion). These factors showed positive or negative correlations with attitudes and sentiments towards work, as predicted by the hypotheses. It was concluded that the instrument presented psychometric properties that recommend its use in future studies to assess the degree of passion for work.

Keywords:
statistical validity; psychometrics; worker’s health; quality of life

Resumen

El estudio adaptó y reunió evidencias de validez de estructura interna, convergente y de consistencia interna de la Escala de Pasión por el Trabajo en el contexto brasileño. La muestra fue compuesta por 504 trabajadores brasileños de ambos sexos (55% sexo femenino) con edad media de 33,32 años. Los participantes respondieron presencialmente y en la versión online a instrumentos para evaluar la pasión por el trabajo y las actitudes y sentimientos positivos y negativos direccionados al mismo. Análisis factoriales confirmatorios mostraron que la escala reprodujo integralmente la estructura original del instrumento, compuesto por 14 ítems y dos factores ( Pasión Armoniosa y Pasión Obsesiva). Tales dimensiones mostraron correlaciones positivas o negativas con actitudes y sentimientos positivos o negativos direccionados al trabajo, como estaba previsto por las hipótesis. Se llegó a la conclusión de que el instrumento presentó propiedades psicométricas que recomiendan su uso en futuras investigaciones destinadas a evaluar el grado de pasión por el trabajo.

Palabras-clave:
validez estadística; psicometría; salud del trabajador; calidad de vida

A Psicologia estruturou-se, principalmente, nos pilares das Ciências Médicas, procurando, dessa forma, investigar as causas e os efeitos da doença mental. Assim é que, por muito tempo, ela se concentrou no tratamento das patologias, o que contribuiu para a classificação e o diagnóstico de várias doenças (Seligman, 2004; Seligman & Csikszentmhihalyi, 2000). Em reação a esse foco direcionado às doenças e aos problemas, surge, no início do século XXI, o movimento da Psicologia Positiva, impulsionado, sobretudo, pelos estudos de Seligman (2004), que tinham como objetivo central trazer à tona as características humanas positivas e a busca da felicidade.

De modo mais específico, a Psicologia Organizacional e do Trabalho, que se dedica ao estudo científico das atitudes, sentimentos e comportamentos manifestos no contexto do trabalho e das organizações (Landy & Conte, 2016), também enfatizou, por muito tempo, os fenômenos negativos presentes nas organizações, como o estresse, o burnout e a violência no trabalho, dentre outros (Turner, Barling, & Zacharatos, 2005). No entanto, o movimento da Psicologia Positiva rapidamente se expandiu para essa área de estudos, que vinha se mostrando carente de novas teorias e conceitos que abordassem o contexto do trabalho com o intuito de reforçar as características positivas, e não a cura das negativas (Luthans, 2002). Tal expansão levou a uma releitura de fenômenos tradicionalmente investigados no campo do comportamento organizacional e à introdução de fenômenos até então pouco pesquisados, como é o caso da paixão pelo trabalho, que pode ser definida como um estado psicológico caracterizado por sentimentos positivos em relação às tarefas e às responsabilidades laborais executadas pelo indivíduo, devido a tais atividades mostrarem-se significativas para ele (Perttula, 2004).

Para avaliá-la, foi desenvolvida a Escala de Paixão pelo Trabalho, de Vallerand e Houlfort (2003). O instrumento já apresentou evidências de validade em amostras canadenses (Vallerand & Houlfort, 2003), espanholas (Orgambídez-Ramos, Borrego-Alés, & Gonçalves, 2014) e portuguesas (Gonçalves, Orgambídez-Ramos, Ferrão, & Parreira, 2014). Inexistem, porém, até o momento, estudos brasileiros com esse foco, conforme levantamento realizado em bases de dados nacionais (Scielo, PePSIC, Banco de teses da CAPES), no mês de dezembro de 2016.

Contudo, a disponibilização de um instrumento de avaliação da paixão pelo trabalho, com boas características psicométricas, aos pesquisadores brasileiros, reveste-se de relevância pelo fato de o referido instrumento poder contribuir para a realização de estudos futuros com amostras brasileiras, destinados a expandir a rede nomológica do construto Paixão pelo Trabalho, que ainda se encontra em plena construção (Zigarmi, Nimon, Houson, Witt, & Diehl, 2011). Fundamentando-se em tais considerações, a presente pesquisa teve como objetivo adaptar e reunir evidências iniciais de validade de estrutura interna, convergente e de consistência interna da Escala de Paixão pelo Trabalho no Brasil.

Conceito e Modelo de Paixão

A paixão em geral é um construto que há bastante tempo vem sendo abordado pela Psicologia e pela Filosofia (Perttula & Cardon, 2012; Vallerand & Houlfort, 2003). De acordo com Vallerand et al. (2003), o referido construto pode ser definido como um desejo ou força em direção a algo de que se gosta e acredita ser importante, razão pela qual o indivíduo investe seu tempo e energia na realização daquela atividade.

Um dos principais modelos desenvolvidos para descrever a paixão em geral é o Modelo Dualista da Paixão (DMP), de Vallerand et al. (2003), que a classifica em duas dimensões: paixão obsessiva e paixão harmoniosa, em que ambas as dimensões refletem um forte desejo de se engajar nas atividades. Na paixão obsessiva, porém, o indivíduo não possui controle sobre o desejo de se engajar nas atividades que executa, o que o leva a vivenciar sentimentos de ansiedade e afetos negativos, bem como manifestar comportamentos pouco flexíveis, o que se reverte em prejuízos nos níveis intrapessoal e interpessoal (Vallerand, 2012). Na paixão obsessiva não há, portanto, controle sobre a internalização das experiências que o indivíduo vivencia e que passam a fazer parte de sua identidade (Vallerand & Houlfort, 2003; Vallerand et al., 2003). A paixão harmoniosa, por outro lado, encontra-se alinhada com os desejos pessoais do indivíduo, o que o leva a manter o controle sobre o desejo de se engajar nas atividades que executa e a vivenciar sentimentos de interesse e motivação pela atividade (Vallerand et al., 2003). Nesse caso, portanto, a internalização é autônoma, na medida em que o indivíduo detém o controle das experiências que vivencia e que passam a fazer parte de sua identidade (Vallerand & Houlfort, 2003; Vallerand et al., 2003).

No contexto do trabalho, Perttula (2004) define a paixão como um estado psicológico caracterizado por sentimentos positivos em relação às tarefas e responsabilidades laborais executadas pelo indivíduo, decorrentes do fato de elas se mostrarem significativas para ele, razão pela qual ele se identifica com tais atividades e procura mantê-las. Zigarmi, Houson, Witt e Diehl (2010), por sua vez, tomando por base estudos de natureza cognitiva e afetiva, conceituam a paixão pelo trabalho como um estado emocional que leva o indivíduo a persistir em suas atividades e a apresentar resultados positivos em seu trabalho. A paixão pelo trabalho caracteriza-se, portanto, como uma característica individual, expressa em sentimentos intensos e positivos em relação ao trabalho, que levam o indivíduo a investir força e energia interna na realização de suas tarefas laborais (Perttula & Cardon, 2012).

Aplicando o Modelo Dualista da Paixão (DMP), de Vallerand et al. (2003), à paixão pelo trabalho, Vallerand e Houlfort (2003) dividem o referido construto em duas dimensões: paixão harmoniosa e paixão obsessiva pelo trabalho. A paixão obsessiva costuma provocar sentimentos de ansiedade e afetos negativos em relação ao trabalho, ao longo do tempo, enquanto a paixão harmoniosa leva o indivíduo a vivenciar sentimentos positivos em relação ao seu trabalho, em face do alinhamento existente entre as características de seu trabalho e seus desejos pessoais (Mageau & Vallerand, 2007; Vallerand, Paquet, Philippe, & Charest, 2010; Vallerand, 2012).

Confirmando tais argumentos, correlações positivas moderadas a altas (r = 0,38 a 0,61) têm sido observadas entre a paixão harmoniosa e o engajamento no trabalho (Ho, Wong, & Lee, 2011; Trépanier, Fernet, Austin, Forest, & Vallerand, 2014), os afetos positivos (r = 0,43 a 0,44) (Stoeber, Harvey, Ward, & Childs, 2011; Vallerand et al., 2003) e a satisfação no trabalho (r = 0,50 a 0,68) (Gonçalves et al., 2014; Ho et al., 2011; Houlfort, Philippe, Vallerand, & Ménard, 2014; Orgambídez-Ramos et al., 2014). Além disso, correlações fracas e negativas (r = - 0,23) têm sido verificadas entre a paixão harmoniosa e os afetos negativos (r = - 0,24) (Vallerand et al., 2003) e o burnout (r = - 0,31) (Vallerand et al., 2010).

No que diz respeito à paixão obsessiva, uma correlação baixa e positiva (r = 0,17) foi verificada entre a paixão obsessiva e os afetos positivos (Stoeber et al., 2011), bem como correlações positivas e moderadas (r = 0,31 a 0,32), entre a paixão obsessiva e a satisfação no trabalho (Gonçalves et al., 2014; Ho et al, 2011; Orgambídez-Ramos et al., 2014). Foram ainda observadas correlações positivas variando de baixas a altas (r = 0,25 a 0,45) entre a paixão obsessiva e os afetos negativos (Stoeber et al., 2011) e o burnout (r = 0,56) (Trépanier et al., 2014), além de uma correlação positiva baixa entre a paixão obsessiva e a depressão (r = 0,12) (Houlfort et al., 2014).

A Medida da Paixão

Referenciando-se ao Modelo Dualista da Paixão (DMP), Vallerand et al. (2003) desenvolveram a Escala de Paixão para avaliar o referido construto. A escala contém duas dimensões: paixão obsessiva e paixão harmoniosa.

Na busca de evidências de validade para a escala, foram conduzidos quatro estudos. O primeiro objetivou analisar a validade fatorial da escala, com os participantes sendo divididos aleatoriamente em dois grupos. Os dados do primeiro grupo foram direcionados para uma análise fatorial exploratória (utilizando a solução de máxima verossimilhança), e os do segundo, para a confirmação da estrutura interna da escala por meio da análise fatorial confirmatória. Além disso, foi verificada a consistência interna dos dois fatores: paixão obsessiva (α = 0,89) e paixão harmoniosa (α = 0,79).

O segundo estudo buscou evidências de validade convergente da escala, com os resultados demonstrando que a paixão harmoniosa correlacionou-se positivamente com os afetos positivos e com o desempenho dos atletas no decorrer da temporada, enquanto a paixão obsessiva correlacionou-se positivamente com os afetos negativos e, negativamente, com o desempenho. A terceira pesquisa, de natureza longitudinal, pretendeu justificar os motivos pelos quais os indivíduos continuavam a exercer uma atividade que lhes gerava afetos negativos (Vallerand et al., 2003) e concluiu que a paixão obsessiva estava diretamente associada a uma rígida característica de persistência, mesmo quando em condições adversas.

O quarto estudo, por fim, identificou as relações entre a paixão obsessiva e o comportamento de jogo autodestrutivo. Os resultados comprovaram a hipótese inicial de que os indivíduos que experimentavam problemas graves com o jogo apresentavam níveis significativamente mais elevados de paixão obsessiva que os jogadores regulares de cassino, numa evidência de que a paixão obsessiva tem implicações para o comportamento autodestrutivo.

A versão da escala de paixão adaptada ao contexto do trabalho foi desenvolvida por Vallerand e Houlfort (2003). Tal escala também se compõe de duas dimensões: paixão obsessiva e paixão harmoniosa.

Na busca de evidências de validade da Escala de Paixão pelo Trabalho, Vallerand e Houlfort (2003) realizaram dois estudos experimentais, com os resultados demonstrando que os indivíduos mais apaixonados pelo seu trabalho apresentavam índices de ajustamento psicológico melhores que aqueles que demonstravam menor paixão pelo trabalho. A consistência interna das dimensões de paixão harmoniosa e paixão obsessiva, calculados pelo alfa de Cronbrach, foram, respectivamente, iguais a 0,70 e 0,85.

Conforme já mencionado, um dos objetivos do presente trabalho foi reunir evidências iniciais de validade convergente da Escala de Paixão pelo Trabalho (Vallerand & Houlfort, 2003) em amostras brasileiras. Considerando-se que a paixão harmoniosa costuma apresentar altas correlações com o engajamento no trabalho e, consequentemente, maiores níveis de bem-estar (Mageau & Vallerand, 2007; Vallerand, 2012), hipotetizou-se que haveria uma correlação positiva forte entre a paixão harmoniosa e o engajamento no trabalho (H1), os afetos positivos (H2) e a saúde mental (H3). Por outro lado, seria de se esperar uma correlação negativa fraca entre a paixão harmoniosa e os afetos negativos (H4). Considerando-se, ainda, que a paixão obsessiva costuma apresentar correlações baixas a moderadas com o engajamento no trabalho e as emoções negativas (Mageau & Vallerand, 2007; Vallerand, 2012), hipotetizou-se que a paixão obsessiva apresentaria uma correlação positiva moderada com o engajamento (H5) e os afetos negativos (H6), e uma correlação negativa fraca com os afetos positivos (H7) e a saúde mental (H8).

Método

Participantes

A amostra foi composta por 504 trabalhadores brasileiros de diversas profissões e de ambos os sexos (55% do sexo feminino), provenientes de todas as regiões do país, sendo que a maioria concentrou-se nos estados de Mato Grosso (45%) e do Rio de Janeiro (23,6%). A idade dos participantes variou de 18 a 58 anos (M = 33,32; DP = 10,07), o tempo de serviço, de 1 (um) a 50 anos (M = 11,93; DP = 10,13), e a faixa salarial da maioria, de um a três salários mínimos (43,3%) e de três a cinco salários mínimos (17,9%). No que diz respeito à escolaridade, 71,5% possuíam ensino Superior Completo, sendo que 42,3% tinham também pós-graduação. Quanto ao estado civil, grande parte era casada (48,8%) e não possuía filhos (59,9%). Para inclusão no estudo, utilizou-se o critério de o participante estar trabalhando e possuir pelo menos um ano de experiência em sua respectiva função.

Instrumento

A paixão pelo trabalho foi avaliada pela Escala de Paixão pelo Trabalho de Vallerand e Houlfort (2003), composta por 14 itens, distribuídos em duas dimensões: paixão harmoniosa e paixão obsessiva, com sete itens cada (exemplos de itens: “Tenho quase um sentimento obsessivo pelo meu trabalho”; “Meu trabalho reflete as qualidades que eu gosto em mim”), a serem respondidos em escalas tipo Likert de sete pontos, variando de discordo totalmente (1) a concordo totalmente (7). Na adaptação da escala para o português do Brasil, ela foi traduzida da língua inglesa para o português, por dois profissionais da área da Psicologia e, retraduzida para o inglês, após isso, buscou-se verificar a equivalência semântica entre a primeira e segunda tradução. Em seguida, ela foi submetida a um consenso final, mediante a análise de outro profissional da área de Psicologia.

O engajamento no trabalho foi avaliado pela versão reduzida da Escala de Engajamento no Trabalho (UWES), de Schaufeli e Bakker (2003), adaptada para o contexto brasileiro por Ferreira et al. (2016). Ela é composta de nove itens (por exemplo: “Em meu trabalho, sinto-me repleto (cheio) de energia”; “Estou entusiasmado com meu trabalho”), a serem respondidos em escalas tipo Likert de sete pontos, variando de nunca (0) a diariamente (6). A consistência interna da escala no estudo de Ferreira et al. (2016), avaliada pelo alfa de Cronbach, foi igual a 0,91, e na atual pesquisa, igual a 0,94.

Na avaliação da saúde mental, foi utilizada a versão abreviada do Questionário de Saúde Geral de Goldberg (1972), adaptado para o Brasil por Gouveia et al. (2003). Ele é composto por 12 itens (por exemplo: “Tem se sentido pouco feliz e deprimido?”; “Tem perdido a confiança em si mesmo?”), a serem respondidos em escalas tipo Likert de quatro pontos, variando de absolutamente não (1) a muito mais do que de costume (4). A consistência interna da escala, no estudo de Gouveia et. al. (2003) foi igual a 0,84, e nesta pesquisa, igual a 0,86.

Os afetos positivos e negativos foram mensurados por meio da versão reduzida da Escala de Afetos no Trabalho de Daniels (2000), adaptada ao contexto brasileiro por Ferreira Silva, Fernandes e Almeida (2008). O instrumento é composto de 20 itens (por exemplo: “inspirado”; “furioso”), a serem respondidos em escalas tipo Likert de cinco pontos, variando de nunca (1) a sempre (5). Os itens são distribuídos em duas dimensões: afetos positivos e afetos negativos, as quais, na versão de Ferreira et al. (2008), apresentaram coeficientes de consistência interna iguais 0,93 e 0,90, respectivamente e, nesta pesquisa, 0,94 e 0,89, respectivamente.

Procedimentos de Coleta e Análise de Dados

A pesquisa foi inicialmente submetida ao Comitê de Ética em Pesquisa da instituição dos autores e aprovada com o n.º 1.178.162. A coleta de dados foi realizada em versão impressa (17,1%) e em versão on-line (82,9%). Na versão impressa, os questionários foram aplicados pela primeira autora, na ordem mencionada na seção de instrumentos, em diferentes instituições públicas e privadas, sendo entregues individualmente e recolhidos logo após o seu preenchimento, que durou cerca de 20 minutos. Na versão on-line, foi inserido no aplicativo Google Docs uma versão idêntica à impressa e os convites à participação foram enviados por e-mail ou postados em dois sites de relacionamento: Facebook e Linkedin. Nas duas modalidades de aplicação houve concordância prévia sobre a participação na pesquisa, mediante o preenchimento do Termo de Consentimento Livre e Esclarecido (TCLE).

Com o intuito de verificar a estrutura interna da Escala de Paixão pelo Trabalho, procedeu-se à Análise Fatorial Confirmatória, por meio da Modelagem de Equações Estruturais. Os parâmetros foram estimados por meio do estimador de máxima verossimilhança (ML). Para a avaliação do ajuste do modelo aos dados, foram considerados os seguintes indicadores: qui-quadrado, Root-Mean-Square Error of Approximation (RMSEA), Comparative Fit Index (CFI) e Tucker-Lewis Index (TLI) (Byrne, 2001). Foram adotados, como bons índices de ajustes, valores abaixo de 0,08 para o RMSEA e valores maiores que 0,95 para o CFI e para o TLI (Hu &Bentler, 1995).

A consistência interna do instrumento foi analisada por meio do coeficiente alfa de Cronbach e do ômega hierárquico. Com o objetivo de avaliar a precisão dos escores estimados por meio do modelo estrutural do instrumento, utilizou-se o índice de confiabilidade composta, no qual são considerados aceitáveis valores acima de 0,70.

A validade convergente da escala foi investigada por meio de correlações (r de Pearson) entre os escores do instrumento e os escores globais das medidas a ele relacionadas. Na avaliação de magnitude dessas correlações, foram adotados os critérios estabelecidos por Miles e Shevlin (2001), que classificam as correlações em baixas (0,10 a 0,29), moderadas (0,30 a 0,49) e altas (acima de 0,50).

Resultados

Tomando por base estudos anteriores com o referido instrumento (Orgambídez-Ramos et al., 2014; Vallerand & Houlfort, 2003), foram testados inicialmente três modelos (de duas dimensões independentes, de duas dimensões independentes com um fator de segunda ordem e um modelo bifactor). A comparação dos índices de ajuste obtidos em cada um dos modelos evidenciou que apenas o modelo bifactor apresentou índices de ajustes aceitáveis (Tabela 1). Nesse modelo, um fator geral, associado à paixão pelo trabalho, explicou parte da variância dos itens; e dois fatores específicos (paixão obsessiva e paixão harmoniosa), ortogonais à dimensão geral, explicaram parte da variância remanescente, não explicada pela dimensão geral. No entanto, observou-se que o item 8 não se correlacionou com a paixão obsessiva, mas apresentou alta correlação com a dimensão geral da escala (carga fatorial = 0,84), razão pela qual optou-se pela manutenção desse item na escala.

Tabela 1
Índices de Ajuste dos Diferentes Modelos Testados para a Escala de Paixão pelo Trabalho

Índices	χ2 (gl)	TLI	CFI	RMSEA	AIC	BIC
Dois fatores não correlacionados	754,92 (76)	0,82	0,84	0,13	24467,74	24645,09
Segunda Ordem	613,41 (75)	0,85	0,88	0,12	24328,23	24509,80
Bifactor	254,03 (64)	0,94	0,96	0,08	23992,86	24225,10

• Notas. χ²= qui-quadrado; gl = graus de liberdade; TLI = Tucker-Lewis Index; CFI = Comparative fit index; RMSEA = Root mean square error of approximation; SRMR = Standardized Root Mean Square Residual; AIC = Akaike criterion index; BIC = Bayesian criterion index.

As cargas fatoriais não padronizados do modelo bifactor são apresentadas na Tabela 2, na qual se pode observar que, em um intervalo de confiança de 95%, não há nenhum valor zero, bem como todos os valores referentes à razão crítica são superiores a 1,96, numa indicação de que todos os parâmetros avaliados são significativamente diferentes de zero. As cargas fatoriais padronizadas obtidas pelos itens no modelo final são apresentadas na Figura 1.

Tabela 2
Cargas Fatoriais não Padronizadas dos Itens da Escala de Paixão pelo Trabalho

Cargas fatoriais não padronizadas (Erro padrão)
Itens	Paixão Geral	Harmoniosa	Obsessiva
Item 1	1,00	1,01(0,06)	-
Item 2	1,23 (0,10)	1,16 (0,06)	-
Item 3	1,17 (0,10)	1,25 (0,06)	-
Item 4	1,22 (0,11)	1,13 (0,06)	-
Item 5	1,15 (0,12)	1,08 (0,07)	-
Item 6	1,61 (0,15)	0,85 (0,07)	-
Item 7	1,70 (0,18)	0,24 (0,07)	-
Item 8	2,37 (0,24)	-	-
Item 9	2,22 (0,23)	-	0,42 (0,08)
Item 10	2,35 (0,25)	-	0,36 (0,09)
Item 11	1,80 (0,20)	-	0,74 (0,08)
Item 12	1,11 (0,16)	-	1,01 (0,08)
Item 13	1,08 (0,14)	-	0,95 (0,07)
Item 14	0,78 (0,16)	-	0,88(0,10)
Indicadores de ajuste
χ²(gl) = 254,03 (64)	RMSEA (IC 90%) = 0,08 (0,07-0,09)
TLI = 0,94	CFI = 0,96

Figura 1
Modelo final da Escala de Paixão pelo Trabalho com as cargas fatoriais padronizadas.

Na Tabela 2, é possível verificar que as médias das cargas fatoriais foram iguais a 0,57, 0,56 e 0,42, para a dimensão geral e para as dimensões específicas (paixão harmoniosa e obsessiva), respectivamente. Para os itens de 1 a 7, a média das diferenças entre as cargas fatoriais da dimensão geral e da dimensão específica de paixão harmoniosa foi igual a -0,04, indicando que os itens contribuem, em média, de maneira praticamente semelhante para a estimação dos escores dessas dimensões. Para os itens de 9 a 14, a média das diferenças entre as cargas da dimensão geral e da dimensão de paixão obsessiva foi igual a 0,17, indicando que os itens contribuem, em média, de maneira levemente superior para a estimação da dimensão geral. Em suma, as cargas fatoriais sustentam a estimação simultânea de uma dimensão geral de paixão pelo trabalho, bem como duas dimensões específicas. Ademais, ressalta-se que as médias das cargas fatoriais em cada dimensão são parecidas entre si, o que oferece sustentação adicional ao modelo bifactor.

Com o objetivo de averiguar se ambas as modalidades de aplicação (on-line e presencial) eram equivalentes, foi realizada a análise de invariância do instrumento. Os resultados apresentados na Tabela 3 demonstram que a diminuição do ajuste do modelo é tolerável (∆CLI < 0,01) quando fixados, progressivamente, o número de itens e fatores (invariância configural), cargas fatoriais (invariância métrica) e interceptos (invariância escalar). Tais resultados indicam que a utilização da Escala de Paixão pelo Trabalho em formato eletrônico ou lápis e papel não enviesa os parâmetros dos itens e fatores.

Tabela 3
Análise de Invariância do Instrumento

Modelo	χ2 (gl)	RMSEA (IC 90%)	CFI	BIC
Configural	360,541 (128)	0,085 ( 0,075 - 0,095)	0,947	24417,098
Métrica	423,868 (155)	0,083 (0,074 - 0,092)	0,939	24312,416
Escalar	461,902 (169)	0,083 ( 0,074 - 0,092)	0,934	24263,334

Os índices de consistência interna da escala total (α = 0,91) e de suas dimensões (paixão harmoniosa - α = 0,90; paixão obsessiva - α = 0,86) indicaram a precisão adequada na estimação dos escores. Com relação à confiabilidade composta, tanto a dimensão geral quanto a dimensão paixão harmoniosa apresentaram bons índices: 0,88 e 0,77, respectivamente. A dimensão paixão obsessiva apresentou índice muito próximo ao aceitável, 0,57. Além disso, foi avaliado o grau na qual uma pontuação total reflete uma variável comum, por meio do ômega hierárquico (dimensão geral - ω_h = 0,70; paixão harmoniosa - ω_h = 0,17; paixão obsessiva - ω_h = 0,07). Tais estimativas de baixos índices nos fatores específicos, com relação ao fator geral, demonstram que os escores estimados para a dimensão geral são mais precisos do que os escores para as específicas (Rios & Wells, 2014).

Por se tratar de um modelo bifactor, foi ainda analisado o grau em que os escores totais refletem uma variável comum (Rios & Wells, 2014), por meio da variação comum extraída (ECV) e do percentual de correlações não contaminadas (PUC), que foram iguais a 0,57 e 0,60, respectivamente. Tais valores indicam que, embora o modelo sustente uma dimensão geral, é importante estimar a variância remanescente explicada pelas dimensões específicas. As diferenças entre as cargas do modelo bifactor e do modelo unidimensional variaram de 0,01 a 0,25 (média = 0,13), sendo que a diferença de oito cargas (57%) foram superiores a 0,10. Tais resultados indicam que um modelo puramente de um fator tenderia a superestimar a unidimensionalidade dos escores.

Para a verificação da validade convergente da Escala de Paixão pelo Trabalho, calcularam-se inicialmente as médias, os desvios padrão e as correlações entre as diferentes escalas do estudo (Tabela 4). Conforme previsto, a subescala de paixão harmoniosa apresentou correlações positivas altas com a Escala de Engajamento (r = 0,79) e com a subescala de Afetos Positivos (r = 0,78), além de ter apresentado uma correlação positiva moderada com o Questionário de Saúde Geral (r = 0,45) e uma correlação negativa moderada com a subescala de Afetos Negativos (r = - 0,34). A subescala de paixão obsessiva, por sua vez, apresentou correlações positivas moderadas com a Escala de Engajamento (r = 0,36) e com a subescala de Afetos Positivos (r = 0,30), além de apresentar uma correlação positiva baixa com os afetos negativos (r = 0,12) e de não apresentar correlação com o Questionário de Saúde Geral.

Tabela 4
Médias, Desvios Padrões e Coeficientes de Correlação entre as Escalas do Estudo

Variáveis	Média	Desvio padrão	1	2	3	4	5
1. Engajamento	4,22	1,26	-
2. Afetos positivos	3,81	0,84	0,87*	-
3. Afetos negativos	2,56	0,74	-0,43*	-0,47*	-
4. Paixão harmoniosa	4,89	1,38	0,79*	0,78*	-0,34*	-
5. Paixão obsessiva	2,85	1,38	0,36*	0,30*	0,12*	0,47*	-
6. Saúde mental	3,09	0,57	0,53*	0,59*	-0,58*	0,46*	0,08

• * p < 0,001.

Discussão

O presente trabalho teve como objetivo adaptar e reunir evidências iniciais de validade de estrutura interna, convergente e de consistência interna da Escala de Paixão pelo Trabalho (Vallerand & Houlfort, 2003) em amostras brasileiras. Após a análise fatorial confirmatória, observou-se que o modelo de melhor ajuste foi o de estrutura bifactor, composto de uma dimensão geral e de dois fatores específicos. Tais resultados confirmam, portanto, o modelo dualista de paixão de Vallerand e Houlfort (2003) e vão ao encontro dos estudos anteriormentes realizados por Orgambídez-Ramos et al. (2014) e Gonçalves, Orgambídez-Ramos, Ferrão e Parreira (2014), no que diz respeito ao fato de a escala possuir duas dimensões. Além disso, eles estendem os achados de Marsh et al. (2013), em investigação na qual a escala de paixão foi aplicada em diversos contextos (N = 3571), tendo confirmado a estrutura de duas dimensões da escala, bem como sua invariância completa em termos de gênero e grupo de atividade (lazer, esporte, social, trabalho, educação). Não foram, porém, encontradas referências anteriores de estudos nos quais se concluiu por um modelo final de natureza bifactor, o que coloca em destaque o caráter inovador da solução ora obtida.

O índice de consistência interna das dimensões da escala (paixão harmoniosa - α = 0,90; paixão obsessiva - α = 0,86), bem como da escala total (α = 0,91), foram muito bons. Esses achados assemelham-se aos anteriormente verificados por Orgambídez-Ramos Borrego-Alés e Gonçalves (2014), que obtiveram índices de 0,92 (paixão harmoniosa) e 0,94 (paixão obsessiva), e por Gonçalves et al. (2014): paixão harmoniosa (α = 0,92) e paixão obsessiva (α = 0,93).

No que diz respeito à validade convergente da escala, foi possível verificar que a subescala de paixão harmoniosa apresentou uma correlação positiva forte com o engajamento no trabalho, o que confirmou a hipótese 1. Tal resultado mostra-se congruente com os resultados anteriores de Trépanier et al. (2014) e vai ao encontro do argumento de que a paixão harmoniosa reflete um desejo controlado e autônomo de se engajar nas atividades laborais (Vallerand, 2012; Vallerand & Verner-Filion, 2013).

A subescala de paixão harmoniosa apresentou ainda uma correlação positiva forte com os afetos positivos, ratificando, dessa forma, a hipótese 2, bem como uma correlação negativa moderada com os afetos negativos, o que permitiu a confirmação da hipótese 4. Verificou-se, assim, que quanto maior a vivência da paixão harmoniosa, maiores as vivências de sentimentos positivos e menores as vivências de sentimentos negativos em relação ao trabalho. Tais resultados convergem com achados anteriores que também concluíram pela existência de correlações positivas fortes entre estes dois construtos (Mageau & Vallerand, 2007; Vallerand et al., 2003). Eles corroboram ainda o fato de que tal modalidade de paixão pelo trabalho encontra-se em equilíbrio com as outras esferas da vida do indivíduo, o que permite que ele possa ter experiências positivas com relação ao seu trabalho (Vallerand, 2012).

A paixão harmoniosa apresentou também uma correlação positiva alta com a saúde mental, o que deu sustentação empírica à hipótese 3. Esse resultado converge com estudos anteriores nos quais foi também observado que a paixão harmoniosa associava-se positivamente ao bem-estar subjetivo (Vallerand & Houlfort, 2003). Adionalmente, ele sinaliza que a paixão harmoniosa envolve a vivência de sentimentos que contribuem positivamente para a saúde (Orgambídez-Ramos et al., 2014; Vallerand, 2012).

A subescala de paixão obsessiva, por sua vez, apresentou uma correlação positiva moderada com o engajamento no trabalho, confirmando a hipótese 5. De acordo com Mageau e Vallerand (2007), o engajamento no trabalho não é volitivo na paixão obsessiva, razão pela qual os indivíduos tendem a vivenciar de forma rígida e conflituosa suas atividades laborais e, consequentemente, mostram-se menos propensos a se deixarem absorver cognitivamente (engajados) pelo trabalho, em comparação àqueles que demonstram maior paixão harmoniosa por suas atividades laborais (Ho et al., 2011).

Contrariando a expectativa de que a paixão obsessiva se correlacionaria mais fortemente com os afetos negativos do que com os afetos positivos, a paixão obsessiva apresentou uma correlação positiva fraca com os afetos negativos (o que confirmou apenas parcialmente a hipótese 6), e positiva moderada com os afetos positivos, o que impediu a confirmação da hipótese 7. Tais resultados podem se dever ao fato de que, quando o indivíduo encontra-se desenvolvendo suas atividades laborais e mantém uma paixão obsessiva pelo trabalho, ele se sente engajado na atividade e demonstra mais sentimentos positivos do que negativos em relação a ela (Mageau & Vallerand, 2007; Stoeber et al., 2011). No entanto, quando ele está fora do trabalho, continua mantendo uma paixão obsessiva por suas atividades laborais, mas em virtude de não estar mais engajado na atividade, passa a demonstrar mais sentimentos negativos do que positivos em relação a seu trabalho. Consequentemente, é provável que a maioria da amostra tenha respondido aos instrumentos de pesquisa durante seu horário de trabalho, muito embora tal variável não tenha sido controlada.

Por fim, não houve correlação entre a subescala de paixão obsessiva e a saúde geral, o que não confirmou a hipótese 8. Esses achados evidenciam que a paixão obsessiva não contribui para a saúde mental e contrariam os estudos anteriores em que a paixão obsessiva apresentou correlações positivas com o burnout (Trépaniere et al., 2014; Vallerand et al., 2010) e a exaustão emocional (Lavigne, Forest, Crevier-Braud, 2012). Considerando-se, porém, que o burnout e a exasutão emocional constituem manifestações de saúde específicas ao contexto do trabalho (Maslach, Schaufeli, & Leiter, 2001), e que a medida de saúde aqui utilizada foi de saúde geral, é possível que os efeitos da paixão obssessiva se restrinjam ao contexto do trabalho, não chegando a afetar, porém, a saúde do indivíduo em geral. De todo modo, tal afirmação necessita ser testada em estudos futuros.

Conclusão

Os resultados ora obtidos indicam que a Escala de Paixão pelo Trabalho apresentou evidências de validade de estrutura interna, convergente e de consistência interna, em amostras brasileiras. Cumpre registrar, porém, que, apesar de a amostra ter sido composta por participantes de todas as regiões brasileiras, ela se caracterizou como uma amostra de conveniência, razão pela qual a generalização dos resultados ora obtidos deve ser feita com cautela, na medida em que eles não são representativos de todos os tipos de trabalhadores brasileiros. O fato de a medida de saúde aqui adotada ser de natureza geral, isto é, não específica ao contexto do trabalho, constitui outra limitação do estudo, razão pela qual investigações futuras acerca da rede nomológica da paixão pelo trabalho deveriam se utilizar, principalmente, de medidas de saúde próprias ao ambiente laboral. Considerando-se, outrossim, que a atual pesquisa incluiu categorias ocupacionais diversificadas, seria interessante que estudos futuros reunissem evidências adicionais da invariância da escala, mediante a comparação de sua estrutura interna em grupos ocupacionais específicos, tais como médicos e professores, por exemplo.

Estudos futuros poderiam ainda aprofundar a rede nomológica do construto paixão pelo trabalho, especialmente no que diz respeito a seu impacto sobre o bem-estar no trabalho. Tais pesquisas deveriam ser preferencialmente de natureza longitudinal, o que permitiria o aprofundamento da compreensão acerca de tais relações. De todo modo, as evidências iniciais de validade presentemente obtidas recomendam o uso futuro da Escala da Paixão pelo Trabalho em investigações brasileiras destinadas a avaliar o grau de paixão pelo trabalho e suas implicações para o bem-estar e qualidade de vida dos indivíduos no contexto laboral.

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Datas de Publicação

• Publicação nesta coleção
  Jan-Mar 2018

Histórico

• Recebido
  01 Fev 2016
• Revisado
  31 Jan 2017
• Aceito
  08 Mar 2017