Construção e Evidências de Validade da Escala de Qualidade Conjugal

Construction and validity evidence for the Marital Quality Scale

Construcción y evidencias de validez de la Escala de Calidad Marital

Resumo

Este estudo buscou construir e verificar evidências de validade de uma escala de avaliação da qualidade conjugal (EQC) para a população brasileira. Os itens foram avaliados por juízes especialistas e leigos. A versão preliminar da EQC consistiu em 28 itens avaliando cinco dimensões: satisfação, compromisso, intimidade, sexualidade e afetividade. A escala foi aplicada em 655 pessoas que estavam em um relacionamento amoroso e em coabitação com o(a) companheiro(a) há no mínimo seis meses. Os participantes também responderam a instrumentos sobre dados sociodemográficos, ajustamento (RDAS-P), satisfação (RelAS), qualidade (Aquarela-R) e conflito conjugal (CRBQ). Foi realizada uma análise fatorial confirmatória, análises de consistência interna e de correlação. O modelo da EQC obteve bom ajuste aos dados, consistência interna adequada e correlações nas direções esperadas com as demais escalas. Conclui-se que o instrumento apresentou evidências de validade satisfatórias, baseadas no conteúdo, estrutura interna e relações com variáveis relacionadas, para aplicação no contexto brasileiro.

Palavras-chave:
qualidade conjugal; satisfação conjugal; relações conjugais; validade do teste.

Abstract

This study aimed to build and verify validity evidence of a marital quality assessment scale (EQC) for the Brazilian population. The items were first evaluated by an expert panel and members of the target population. The preliminary version of the EQC consisted of 28 items evaluating five dimensions: satisfaction, commitment, intimacy, sexuality, and affection. Participants were 655 people who had been in a romantic relationship and in co-habitation with the partner for at least six months. The questionnaire also included instruments on sociodemographic data, and marital adjustment (RDAS-P), satisfaction (RelAS), quality (Aquarela-R), and conflict (CRBQ). Confirmatory factor analysis, internal consistency, and correlation analyses were performed. The EQC model was well fitted to the data, had good internal consistency, and correlated with the other scales in the expected directions. We concluded that the instrument showed adequate validity evidence for administration in the Brazilian context.

Keywords:
marital quality; marital satisfaction; marital relations; test validity

Resumen

El objetivo del estudio fue construir y verificar evidencias de validez de una escala de evaluación de la calidad marital (EQC) para la población brasileña. Los ítems fueron analizados por expertos y legos. La versión preliminar del EQC consistió en 28 ítems que evaluaron cinco dimensiones: satisfacción, compromiso, intimidad, sexualidad y afectividad. La escala se aplicó a 655 personas que vivían con su pareja durante al menos seis meses. Los participantes también respondieron a instrumentos sobre datos sociodemográficos, ajuste (RDAS-P), satisfacción (RelAS), calidad (Aquarela-R) y conflicto conyugal (CRBQ). Se realizó un análisis factorial confirmatorio, análisis de consistencia interna y correlación. El modelo de la EQC obtuvo un buen ajuste a los datos, una consistencia interna adecuada y correlaciones con las otras escalas en las direcciones esperadas. Se concluye que el instrumento presentó evidencias de validez satisfactorias, basadas en su contenido, estructura interna y relaciones con variables relacionadas, para su aplicación en el contexto brasileño.

Palabras clave:
calidad marital, satisfacción conyugal; relaciones conyugales; validez del test

A qualidade conjugal é um tema que vem sendo amplamente estudado já há oito décadas por pesquisadores internacionais (Fincham & Rogge, 2010; Spanier, 1976) e nacionais (Delatorre & Wagner, 2020; Mosmann, Wagner, & Féres-Carneiro, 2006; Rosado, Barbosa, & Wagner, 2016). Ao longo desse período, a literatura documenta a dificuldade em definir o construto e qual a sua natureza, sendo que as definições e instrumentos mais utilizados já foram extensamente discutidos e criticados em outros trabalhos (Fincham & Bradbury, 1987; Fincham & Rogge, 2010).

De maneira geral, há duas abordagens de definição da qualidade conjugal: a unidimensional e a multidimensional. Na abordagem unidimensional, qualidade e satisfação conjugal são consideradas sinônimos, definidas pela avaliação global e subjetiva que cada cônjuge faz do relacionamento. Na perspectiva multidimensional, a qualidade conjugal é um construto complexo, composto por um conjunto de dimensões sobre as quais não há consenso (Delatorre & Wagner, 2020). Ambas as abordagens apresentam limitações.

A perspectiva unidimensional é criticada pela equiparação dos construtos de qualidade e satisfação conjugal (Fowers et al., 2016). Os autores que adotam essa abordagem argumentam que, mantendo a unidimensionalidade, evita-se sobreposições com outros construtos relacionados e mantém-se a neutralidade do pesquisador. Isso porque, para investigar a satisfação conjugal, solicita-se que os casais avaliem subjetivamente quais aspectos são importantes em seu relacionamento. Já a definição de um conjunto de dimensões de qualidade conjugal poderia ser entendida como uma prescrição do pesquisador, uma vez que este indicaria quais são os aspectos importantes no relacionamento (Fincham & Bradbury, 1987). No entanto, o resultado da redução da complexidade do relacionamento à satisfação conjugal tem sido um grande conjunto de dados empíricos com base teórica frágil e de difícil integração entre si (Fowers et al., 2016).

Na abordagem multidimensional, os instrumentos utilizados costumam abranger dimensões de diferentes naturezas, que podem ser consideradas individualmente ou somadas para a composição de um escore geral de ajustamento/qualidade conjugal. Instrumentos que fornecem esse escore geral, como a DAS (Dyadic Adjustment Scale; Spanier, 1976), são bastante utilizados, especialmente pela sua capacidade em diferenciar casais com e sem problemas conjugais. No entanto, alguns autores (Fincham & Bradbury, 1987; Fincham & Rogge, 2010) criticam a inclusão de itens abrangendo variáveis interacionais, como a comunicação, e a composição de escores gerais a partir de dimensões de naturezas distintas. Os autores argumentam que instrumentos que contêm esse tipo de item são utilizados para investigar a associação entre a qualidade conjugal e outras variáveis interacionais, como a comunicação. Isso geraria resultados de pesquisa espúrios, já que há uma sobreposição de construtos a nível dos instrumentos (Fincham & Bradbury, 1987). Além disso, alega-se que os escores compostos pouco contribuem para o desenvolvimento do campo, uma vez que são de difícil interpretação (Fincham & Rogge, 2010).

Uma revisão de literatura sobre os instrumentos mais utilizados de ambas as abordagens nos últimos dez anos demonstrou a fragilidade desses instrumentos em termos das definições utilizadas e sua sustentação teórica. Muitas das escalas avaliadas sequer apresentaram uma definição do construto ou uma teoria de base. Ao invés disso, os instrumentos foram construídos com critérios empíricos, como a aplicação de análises fatoriais exploratórias a grandes bancos de itens provenientes de instrumentos prévios. Dentre aqueles que apresentaram definição e embasamento teórico, nem sempre os itens e as dimensões dos instrumentos correspondem às definições apresentadas (Delatorre & Wagner, 2020).

Diante disso, pesquisadores têm buscado novas propostas de conceitualização e avaliação do construto. Ainda na década de 90, Karney e Bradbury (1995) realizaram um mapeamento das teorias explicativas e pesquisas longitudinais sobre os relacionamentos conjugais e propuseram um modelo integrativo: o Vulnerability-Stress-Adaptation Model. De acordo com o modelo, as vulnerabilidades individuais de cada um dos membros do casal e os eventos estressantes vivenciados por cada cônjuge estariam associados aos processos adaptativos que ocorrem entre o casal. Esses processos representam a forma como os membros do casal interagem entre si, na resolução de conflitos, por exemplo, e estariam associados à qualidade conjugal. O construto de qualidade conjugal, porém, é considerado unidimensional pelo modelo.

Propostas mais recentes partem do pressuposto de que a qualidade conjugal é um construto multidimensional, que deve ser conceitualizado levando em conta a sua complexidade e os atravessamentos culturais que envolvem o relacionamento amoroso (Fowers et al., 2016). Para isso, é necessário o desenvolvimento e refinamento de modelos teóricos, levando em conta o contexto em que são aplicados.

Nesse sentido, um estudo qualitativo com amostra brasileira investigou a perspectiva de casais residentes no Rio Grande do Sul sobre a qualidade conjugal (Delatorre & Wagner, 2021), com base no Stress-Vulnerability-Adaptation Model (Karney & Bradbury, 1995) e na Teoria Triangular do Amor (Sternberg, 1986). Os resultados revelaram cinco componentes da qualidade conjugal: intimidade e cumplicidade; compromisso e investimento na relação; paixão e atração pelo cônjuge; expressão de carinho e afeto; e satisfação conjugal (Delatorre & Wagner, 2021). Segundo esse estudo, a intimidade e cumplicidade referem-se à proximidade, à abertura, ao sentimento de pertencimento à relação e à familiaridade com o outro que facilita o comportamento não verbal. Os componentes compromisso e investimento na relação dizem respeito à dedicação, ao companheirismo, ao apoio mútuo e à decisão de continuar juntos. A paixão e atração pelo cônjuge envolvem os aspectos estéticos, o desejo e a atração sexual pelo companheiro. A expressão de carinho e afeto, por sua vez, diz respeito às demonstrações afetivas, o carinho físico, a preocupação e o cuidado para com o outro. Por fim, a satisfação se refere à avaliação global que cada parceiro faz do relacionamento.

É possível traçar paralelos entre os componentes investigados neste estudo com as dimensões do amor propostas por Sternberg (1986): paixão, intimidade e compromisso. No modelo de Sternberg, a paixão está definida como o componente motivacional do amor e, assim como a “paixão e atração pelo cônjuge”, envolve a atração e a sexualidade. O compromisso, conforme definido por Sternberg, é mais voltado à decisão e ao comprometimento de seguir o relacionamento em comparação ao “compromisso e investimento na relação”, que também incluem a dedicação e o apoio mútuo. Na Teoria Triangular do Amor, o compromisso é considerado o componente cognitivo do amor. Já a intimidade está definida como o componente emocional e, assim como a “intimidade e cumplicidade”, diz respeito à proximidade e ao vínculo entre a díade. Para além dos componentes dessa teoria, a “expressão de carinho e afeto” também é considerada um componente emocional da qualidade conjugal por Delatorre e Wagner (2021), enquanto a satisfação conjugal é tratada como o componente avaliativo do relacionamento.

Embora os estudos que enfoquem o desenvolvimento teórico da qualidade conjugal no contexto brasileiro sejam escassos, diversas pesquisas nacionais exploram a conjugalidade em diferentes situações, como a violência conjugal (Colossi & Falcke, 2018; Razera, Mosmann, & Falcke, 2016), casais de longa duração (Costa & Mosmann, 2015; Scorsolini-Comin, Alves-Silva, & Santos, 2019; Silva, Scorsolini-Comin, & Santos, 2017), casais recasados (Dantas, Féres-Carneiro, Machado, & Magalhães, 2019), casais de dupla carreira (Heckler & Mosmann, 2016), casais sem filhos por opção (Caetano, Martins, & Motta, 2016) e casais homoafetivos (Meletti & Scorsolini-Comin, 2015; Nascimento & Scorsolini-Comin, 2019). Os resultados encontrados por esses estudos são coerentes com a Teoria Triangular do Amor de Sternberg e com as dimensões da qualidade conjugal encontradas por Delatorre e Wagner (2021).

No que diz respeito aos instrumentos de avaliação da qualidade conjugal, algumas escalas internacionais foram adaptadas para o contexto brasileiro. Entre os instrumentos multidimensionais adaptados estão a Dyadic Adjustment Scale (DAS; Spanier, 1976, adaptada por Hernandez, 2008) e sua versão revisada, a Revised Dyadic Adjustment Scale (RDAS, Busby, Christensen, Crane, & Larson, 1995, adaptada por Hollist et al., 2012). A DAS e a RDAS avaliam o consenso, a coesão e a satisfação, sendo que a DAS também avalia a expressão de afeto. Como instrumento unidimensional, há a Relationship Assessment Scale (Hendrick, 1988, adaptada por Cassep-Borges & Pasquali, 2011, que adotaram a sigla RelAS para a versão brasileira).

Finalmente, há dois instrumentos construídos no Brasil: a Escala Multidimensional para Avaliação de Qualidade em Relacionamentos Românticos (Aquarela-R, Andrade & Garcia, 2012) e a Escala Fatorial de Satisfação em Relacionamento de Casal (EFS-RC, Wachelke, De Andrade, Cruz, Faggiani, & Natividade, 2004). A Aquarela-R avalia cinco dimensões da qualidade conjugal: o comprometimento, a intimidade, o amor, o relacionamento sexual e a comunicação, por meio da técnica de diferencial semântico (Andrade & Garcia, 2012). Já a EFS-RC avalia a satisfação com atração física e sexualidade, e a satisfação com afinidades de interesses e comportamentos (Wachelke et al., 2004).

Apesar de existirem opções de instrumentos que avaliem a qualidade conjugal ou construtos correlatos, os instrumentos adaptados sofrem das mesmas limitações apresentadas pelos originais, e nem sempre levam em conta as particularidades do contexto local. Já os instrumentos brasileiros estão mais alinhados a essas peculiaridades, embora também apresentem limitações, conforme discutido por D’Andrea de Andrades, Delatorre e Wagner (2021). Assim, nota-se que no Brasil há uma carência teórica e instrumental no que diz respeito à qualidade conjugal. Dessa forma, o objetivo deste estudo foi construir e verificar evidências de validade baseadas no conteúdo, na estrutura interna e nas relações com variáveis relacionadas, de uma escala de avaliação da qualidade conjugal para a população brasileira, partindo do Modelo de Stress-Vulnerability-Adaptation (Karney & Bradbury, 1995) e da Teoria Triangular do Amor ­(Sternberg, 1986).

Método

Elaboração do Instrumento

A elaboração do instrumento foi baseada em uma revisão de literatura sobre qualidade conjugal e instrumentos que avaliam o construto, e em um estudo qualitativo sobre o relacionamento conjugal, em que foram realizadas entrevistas em profundidade com oito casais (Delatorre & Wagner, 2021). Tanto a análise das entrevistas como a construção dos itens foram baseadas no Stress-Vulnerability-Adaptation Model (Karney & Bradbury, 1995) e na Teoria Triangular do Amor (Sternberg, 1986). O Vulnerability-Stress-Adaptation Model foi utilizado como parâmetro para discriminar os processos adaptativos das dimensões de qualidade conjugal, a fim de evitar a sobreposição desses construtos. Esse modelo também serviu como referência para a satisfação conjugal, por adotar a abordagem unidimensional da qualidade conjugal. Já Teoria Triangular do Amor foi utilizada na compreensão das demais dimensões do construto. Cinco fatores da qualidade conjugal foram identificados a partir da análise das entrevistas e da revisão de literatura: satisfação, compromisso, intimidade, sexualidade e afetividade.

O processo de elaboração dos itens incluiu uma discussão em um grupo de oito pesquisadores da área e terapeutas de casal, que sugeriram questões baseadas no material previamente obtido. Primeiramente, foi apresentada ao grupo a definição de qualidade conjugal e dos fatores obtidos na etapa anterior. Os integrantes do grupo sugeriram os itens a partir das definições apresentadas, sendo que a redação e a pertinência de cada item foram discutidas conforme surgiam no grupo. Nesse processo, foram gerados 66 itens cobrindo os cinco fatores. Os itens foram submetidos à análise de cinco juízes especialistas em terapia de casal não participantes da etapa anterior. Os juízes avaliaram a clareza de linguagem, a pertinência prática e a dimensão teórica dos itens, e sugeriram alguns ajustes. Os 57 itens que atingiram 80% de concordância nos aspectos avaliados pelos juízes foram revisados por uma especialista com experiência em psicometria, que sugeriu pequenas alterações na redação das questões. Por fim, os itens revisados foram submetidos à análise de compreensão por nove pessoas que estavam em um relacionamento amoroso no momento da consulta. As idades variaram entre 18 e 57 anos, sendo que a escolaridade de quatro das pessoas consultadas era de Ensino Superior, quatro de Ensino Médio e uma de Ensino Fundamental. Dois dos 57 itens geraram ambiguidades de compreensão e foram excluídos. Os demais 55 itens foram bem compreendidos na consulta e compuseram a versão preliminar da escala, que foi testada empiricamente a fim de investigar evidências de validade baseadas na estrutura interna e nas relações com variáveis relacionadas.

Procedimentos de Coleta de Dados

A coleta de dados foi realizada via internet, por meio de um questionário on-line na plataforma Qualtrics. A pesquisa foi divulgada pelas redes sociais, incluindo grupos com participantes de todo o país, e via e-mail. Estes, com o convite de participação na pesquisa, foram enviados para a rede de contatos do grupo de pesquisa responsável pelo estudo e para professores e alunos de programas de pós-graduação de diferentes universidades do Brasil. Ao acessar o questionário, os participantes eram apresentados ao Termo de Consentimento Livre e Esclarecido, que explicava os objetivos e procedimentos da pesquisa e garantia a confidencialidade das informações. O acesso ao questionário era possível somente após a concordância em participar do estudo. O questionário permaneceu ativo por três meses, de setembro a novembro de 2017. A pesquisa foi aprovada pelo Comitê de Ética do Instituto de Psicologia da Universidade Federal do Rio Grande do Sul.

Participantes

Participaram do estudo 655 pessoas que estavam em um relacionamento amoroso e em coabitação há, pelo menos, seis meses. O tempo de relacionamento variou entre 6 meses e 48 anos (M = 11,66 anos, DP = 10,64). Os respondentes tinham idades entre 18 a 70 anos (M = 37,92, DP = 11,08), a maioria era do sexo feminino (64,0%), casados (59,2%), com filhos (57,5%), exerciam atividade remunerada (88,2%) e estavam na primeira união conjugal (81,6%). Quanto à orientação sexual, 93,87% dos participantes eram heterossexuais, 3,07% eram homossexuais e 2,30% declararam ser bissexuais.

A amostra foi composta majoritariamente por residentes da região sul (61,96%), seguida pela região sudeste (19,57%), nordeste (10,09%), centro-oeste (4,97%) e norte (3,42%). A maior parte dos participantes declarou ter completado o Ensino Superior (77,71%), sendo que 20,46% havia completado o Ensino Médio e 1,83% o Ensino Fundamental. A renda pessoal mensal média foi de 6,46 salários mínimos¹ (DP = 6,50). Nota-se que a amostra possui nível socioeconômico superior à média nacional, tendo em vista que a renda média mensal dos brasileiros em 2013 foi o equivalente a 1,71 salários mínimos e a escolaridade média foi de 7,7 anos de estudos completos, sendo que 15,2% da população entre 25 e 34 anos possuía Ensino Superior completo (IBGE, 2014). Assim, os dados devem ser interpretados tendo em vista o perfil específico da amostra.

Instrumentos

O instrumento em construção foi nomeado de Escala de Qualidade Conjugal (EQC), junto à qual foi aplicado um questionário de dados sociodemográficos e instrumentos avaliando ajustamento, satisfação, qualidade e conflito conjugal, conforme descrito abaixo. O questionário sociodemográfico continha questões sobre idade, sexo, situação conjugal, religião, escolaridade e renda. Também havia perguntas sobre o tempo de relacionamento, informações sobre relações anteriores e filhos.

A Escala de Qualidade Conjugal (EQC) avalia a qualidade da relação do casal, definida como a avaliação emocional e cognitiva do relacionamento e o grau em que há engajamento, proximidade, afeto e atração sexual entre o casal. A versão preliminar da escala foi composta por 55 itens avaliados em uma escala Likert de 1 (não representa quase nada) a 6 (representa muito), que compõem cinco dimensões: satisfação, compromisso, intimidade, afetividade e sexualidade.

A versão brasileira da Revised Dyadic Adjustment Scale (RDAS-P; Busby et al., 1995, adaptada e validada para o português brasileiro por Hollist et al., 2012) avalia o ajustamento conjugal por meio de 14 itens, medidos em escalas Likert de 6 (13 itens) e 5 (um item) pontos. Os itens são organizados em três dimensões: consenso, satisfação e coesão. Consenso diz respeito ao grau de concordância na tomada de decisões pelo casal em assuntos importantes para o relacionamento; satisfação se refere aos sentimentos sobre o relacionamento; e coesão avalia o grau de compartilhamento emocional do casal e o engajamento mútuo em atividades a dois. O alfa de Cronbach no estudo original de Busby, Christensen, Crane e Larson (1995) foi de 0,90 para a escala geral e de 0,81, 0,85, e 0,80 para as dimensões consenso, satisfação e coesão, respectivamente. No estudo de adaptação e validação para o Brasil, a consistência interna da escala geral foi de 0,82 (Hollist et al., 2012). Neste estudo, os alfas de Cronbach foram de 0,75, 0,86 e 0,80 para consenso, satisfação e coesão, respectivamente.

A versão brasileira da Relationship Assessment Scale (RelAS; Hendrick, 1988, adaptada e validada para o português brasileiro por Cassep-Borges e Pasquali, 2011) avalia a satisfação com o relacionamento. A escala é composta por sete itens, organizados em uma estrutura unifatorial, medidos em uma escala Likert de 7 pontos. O instrumento apresentou bom nível de consistência interna tanto na amostra americana (a = 0,86) como na adaptação brasileira (a = 0,85). O alfa de Cronbach para a RelAS neste estudo foi de 0,87.

A Escala de Avaliação de Qualidade em Relacionamentos Românticos (Aquarela-R; Andrade & Garcia, 2012) é um instrumento baseado em diferencial semântico, construído no contexto brasileiro, que avalia a qualidade e desejabilidade do relacionamento para indivíduos envolvidos em relações românticas. A escala é composta por 46 pares de adjetivos distribuídos em cinco dimensões. A intimidade avalia a capacidade de experimentar felicidade com a pessoa amada, percepção de disponibilidade e ajuda, intensidade e afetividade. O amor abrange a magnitude do sentimento de amor, além da confiança e percepção de reciprocidade desse sentimento. A comunicação diz respeito às habilidades de diálogo, eficácia da comunicação e expressão dos conflitos. O comprometimento avalia o grau de união, investimento, responsabilidade compartilhada e percepção de risco de término do relacionamento. Por fim, o sexo diz respeito às particularidades do envolvimento sexual, como criatividade, prazer e frequência. Os alfas de Cronbach foram de 0,96, 0,95, 0,94, 0,93 e 0,90, no estudo de construção, e de 0,95, 0,95, 0,94, 0,90 e 0,92 neste estudo para as dimensões intimidade, amor, comunicação, comprometimento e sexo, respectivamente.

A versão brasileira do Conflict Resolution Behavior Questionnaire (CRBQ; Rubenstein & Feldman, 1993, adaptada e validada para o português brasileiro por Delatorre & Wagner, 2015) avalia estratégias de resolução de conflitos conjugais por meio de três dimensões: ataque, evitação e acordo. O ataque diz respeito a ataques físicos ou verbais ao cônjuge; a evitação ocorre quando há afastamento do conflito, evitação do assunto gerador de desentendimentos, ou quando um dos cônjuges guarda os seus sentimentos para si mesmo; o acordo se refere à negociação calma de problemas e à tentativa de chegar a um acordo. A versão adaptada do instrumento é composta por 22 itens, em uma escala Likert de 5 pontos, que varia de 1 (nunca) a 5 (sempre). Os alfas de Cronbach para as dimensões ataque, evitação e acordo foram, respectivamente, de 0,78, 0,77 e 0,73 no estudo de construção do instrumento (Rubenstein & Feldman, 1993), e de 0,74, 0,69, e 0,79 na amostra brasileira (Delatorre & Wagner, 2015). Neste estudo, a consistência interna foi de 0,79 para o acordo, 0,76 para o ataque e 0,75 para a evitação.

Análise dos Dados

Primeiramente, foi realizada uma análise de correlação entre os itens propostos para a EQC, a fim de identificar correlações fortes (> 0,80). Esse procedimento foi realizado pois havia itens que representavam os mesmos conteúdos, apenas com variações na sua redação. Assim, foram descartados os itens com correlações fortes, indicando redundância, e aqueles cuja redação foi considerada menos clara nos procedimentos anteriores de análise de juízes e de compreensão. Assim, 27 entre os 55 itens foram considerados redundantes ou imprecisos e foram excluídos.

Em seguida, foi realizada uma análise fatorial confirmatória (AFC) com os 28 itens restantes, considerando os fatores gerados a partir da análise das entrevistas e da revisão de literatura: satisfação, compromisso, intimidade, atração e sexualidade e afetividade. O método de estimação utilizado foi o Weighted Least Squares-Mean Adjusted (WLSM), que usa matrizes de correlação policóricas e, por isso, é recomendado para dados ordinais e de distribuição não normal (DiStefano & Morgan, 2014). Os índices de ajuste analisados para verificar a adequação do modelo foram o qui-quadrado, o Comparative Fit Index (CFI), o Tucker-Lewis Index (TLI), o Root Mean Square Error of Approximation (RMSEA) e o Standardized Root Mean Square Residual (SRMR). Valores de CFI e TLI maiores do que 0,95 indicam bom ajuste, assim como valores de RMSEA inferiores a 0,06 e SRMR inferiores a 0,08 (Hu & Bentler, 1999). Os dados foram analisados no software R versão 3.4.1, por meio do pacote lavaan (Rosseel, 2012).

A precisão das subescalas da EQC foi analisada por meio do alfa de Cronbach, da Confiabilidade Composta e da Variância Média Extraída, calculadas conforme os procedimentos descritos por Valentini e Damásio (2016). Além disso, utilizou-se a correlação de Pearson das subescalas da EQC com a RDAS-P, RelAS, CRBQ e Aquarela-R para verificar evidências de validade convergente e concorrente. Por tratar-se de correlações entre variáveis latentes, foi aplicado o procedimento de desatenuação à correlação de Pearson, dividindo-se a correlação bruta entre as variáveis latentes pela raiz quadrada do produto entre a confiabilidade de cada uma delas (Murphy & Davidshofer, 2005)

Resultados

Foi testado um modelo para cinco fatores, conforme sugerido pelo estudo qualitativo e pela revisão de literatura, e para um único fator, para verificar se um modelo unidimensional não se adequaria melhor aos dados. Além disso, o modelo de cinco fatores foi testado com e sem a possibilidade de covariâncias entre os fatores. Os resultados das AFCs são apresentados na Tabela 1.

Tabela 1
Comparação entre os índices de ajuste e resíduo dos modelos testados

Modelo	χ2	dp	CFI	TLI	SRMR	RMSEA
						RMSEA	I.C. 90%
Um fator	3059,52*	350	0,892	0,883	0,075	0,112	0,105 - 0,120
Cinco fatores ortogonais	21304,74*	350	0,165	0,098	0,378	0,312	0,308 - 0,316
Cinco fatores com covariâncias	1146,29*	340	0,968	0,964	0,043	0,062	0,054 - 0,071

• *p < 0,001

A Tabela 1 mostra que os modelos unidimensional e ortogonal não se ajustaram aos dados. Já o modelo com cinco fatores relacionados apresentou bom ajuste de acordo com a maioria dos pontos de corte sugeridos na literatura, de CFI e TLI maiores do que 0,95, RMSEA e SRMR inferiores a 0,06 e 0,08, respectivamente (Hu & Bentler, 1999). Apesar de o qui-quadrado ter sido significativo, a análise dos índices como um todo apresenta bom ajuste. Além disso, é possível observar que o valor de RMSEA obtido (0,062) está no limite do ponto de corte sugerido na literatura, de 0,06. Tendo em vista a distribuição não normal dos dados e os demais índices, considera-se que o modelo obteve bom ajuste. A Tabela 2 mostra as estatísticas descritivas dos itens incluídos, as estimativas dos parâmetros do modelo testado e os alfas de Cronbach para cada dimensão da escala.

Tabela 2
Estatísticas descritivas dos itens, estimativas dos parâmetros do modelo e precisão dos escores das subescalas

Indicador		Média (DP)	B	EP	Z	Coeficientes Padronizados	α	CC	VME
Compromisso							0,82	0,83	0,41
	1 Opinião/decisões	5,49 (0,93)	1,000	0,055	9,482*	0,517
	4 Assumir responsabilidade	5,53 (0,74)	0,889	0,044	12,964*	0,572
	7 Divisão de tarefas	5,14 (1,13)	1,339	0,045	12,599*	0,561
	14 Ajuda	5,49 (0,80)	1,041	0,044	14,252*	0,626
	15 Apoio	5,17 (0,98)	1,448	0,038	19,298*	0,725
	18 Cumprir combinações	5,35 (0,82)	1,086	0,043	14,697*	0,633
	25 Interesses/decisões	5,17 (1,03)	1,727	0,026	32,199*	0,822
Intimidade							0,91	0,90	0,65
	8 Conexão	5,41 (0,96)	1,000	0,024	32.632*	0,798
	11 Abertura emocional	5,11 (1,14)	1,183	0,024	32,327*	0,772
	13 Compreensão	4,73 (1,25)	1,336	0,022	34,916*	0,785
	20 Proximidade	5,18 (1,13)	1,284	0,022	39,221*	0,849
	24 Pertencimento	5,22 (1,14)	1,274	0,020	41,511*	0,832
Afetividade							0,89	0,89	0,57
	3 Abraçar	5,37 (1,03)	1,000	0,026	28,664*	0,757
	19 Cuidado	4,6 (1,22)	0,942	0,034	17,440*	0,598
	10 Beijar	5,16 (1,17)	1,229	0,021	39,048*	0,821
	17 Carinho	5,22 (1,06)	1,099	0,028	29,682*	0,817
	22 Demonstração de afeto	5,24 (1,12)	1,088	0,028	27,338*	0,762
	28 Mimos	4,83 (1,20)	1,189	0,025	30,251*	0,769
Sexualidade							0,91	0,91	0,60
	12 Atração	5,12 (1,18)	1,000	0,022	38,972*	0,844
	5 Sentir-se desejado	4,96 (1,26)	0,973	0,034	22,169*	0,744
	21 Prazer sexual	5,21 (1,13)	0,880	0,026	29,886*	0,764
	23 Excitação	4,66 (1,32)	1,053	0,027	28,328*	0,775
	26 Fantasias sexuais	4,38 (1,52)	1,142	0,032	22,839*	0,734
	9 Pensamentos eróticos	4,53 (1,48)	1,087	0,032	22,590*	0,716
	29 Prazer físico	5,24 (1,08)	0,865	0,027	29,780*	0,817
Satisfação							0,94	0,94	0,84
	2 Satisfação relacionamento	5,05 (1,23)	1,000	0,020	43,954*	0,860
	6 Felicidade relacionamento	5,05 (1,28)	1,157	0,010	91,966*	0,954
	27 Satisfação companheiro	5,09 (1,23)	1,074	0,016	58,120*	0,928

• *p < 0,001. DP = Desvio Padrão, B = Parâmetros estimados para as variáveis latentes, EP = Erro Padrão, Z = Escore Z, a = alfa de Cronbach, CC = Confiabilidade Composta, VME = Variância Média Extraída.

Na Tabela 2, observa-se que todos os coeficientes padronizados apresentam valores satisfatórios, acima de 0,5, indicando associação dos itens aos fatores a que pertencem. A precisão dos escores das subescalas também é adequada, com valores de alfa de Cronbach e Confiabilidade Composta acima de 0,80. Já a Variância Média Extraída ficou acima do ponto de corte de 0,50 (Valentini & Damásio, 2016), com exceção da subescala Compromisso. A Tabela 3 apresenta as correlações entre os fatores da EQC, conforme estimadas pelo modelo da AFC.

Tabela 3
Correlações entre os fatores da Escala de Qualidade Conjugal

Fatores da escala		Correlação
Compromisso	Intimidade	0,29*
Compromisso	Sexualidade	0,28*
Compromisso	Afetividade	0,28*
Compromisso	Satisfação	0,35*
Intimidade	Sexualidade	0,48*
Intimidade	Afetividade	0,48*
Intimidade	Satisfação	0,70*
Sexualidade	Afetividade	0,59*
Sexualidade	Satisfação	0,68*
Afetividade	Satisfação	0,60*

• *p < 0,001
• Nota. Correlações estimadas a partir do modelo confirmatório do instrumento, utilizando o método WLSM com correlações policóricas.

Na Tabela 3, observa-se que o fator Compromisso apresentou correlações fracas com os demais fatores, enquanto os fatores Intimidade, Sexualidade, Afetividade e Satisfação tiveram correlações moderadas e fortes entre si. Esses dados vão ao encontro dos resultados obtidos na comparação entre modelos, demonstrando que os fatores estão de fato relacionados. Embora não houvesse uma hipótese específica sobre a magnitude da relação entre os fatores, esse resultado vai ao encontro de achados envolvendo a Escala Triangular do Amor, cuja estrutura fatorial é semelhante, apresentando correlações moderadas a fortes entre os fatores (Hernandez, 2016). A Tabela 4 mostra as correlações de Pearson das dimensões da EQC com outras escalas avaliando qualidade, ajustamento, satisfação e conflito conjugal.

Tabela 4
Correlações entre a EQC, a RDAS, a RelAS, a Aquarela e o CRBQ

	Compromisso	Intimidade	Afetividade	Sexualidade	Satisfação
Coesão_RDAS	0,64*	0,73*	0,65*	0,54*	0,62*
Consenso_RDAS	0,51*	0,56*	0,45*	0,46*	0,52*
Satisfação_RDAS	0,57*	0,73*	0,53*	0,43*	0,78*
RelAS	0,55*	0,79*	0,65*	0,61*	0,82*
Intimidade_Aquarela	0,60*	0,76*	0,72*	0,76*	0,76*
Amor_Aquarela	0,69*	0,88*	0,71*	0,61*	0,86*
Comunicação_Aquarela	0,66*	0,84*	0,66*	0,54*	0,81*
Comprometimento_Aquarela	0,62*	0,73*	0,57*	0,52*	0,76*
Sexo_Aquarela	0,40*	0,51*	0,57*	0,84*	0,56*
Acordo_CRBQ	0,58*	0,50*	0,47*	0,40*	0,45*
Evitação_CRBQ	-0,41*	-0,49*	-0,39*	-0,33*	-0,39*
Ataque_CRBQ	-0,47*	-0,40*	-0,30*	-0,28*	-0,45*

• *p < 0,001
• Nota. Correlações desatenuadas.

A Tabela 4 demonstra que a EQC correlacionou no sentido esperado com as demais escalas, sendo que a qualidade, o ajustamento e a satisfação conjugal tiveram correlação positiva com as dimensões da EQC, assim como a estratégia de acordo. Já as estratégias de evitação e ataque apresentaram correlações negativas com as dimensões da qualidade conjugal. Especificamente, nota-se que as dimensões intimidade e satisfação da EQC apresentaram correlações mais fortes com as demais variáveis, enquanto a dimensão compromisso teve correlações mais fracas. Cabe destacar que, embora avaliem construtos semelhantes, o ajustamento e a satisfação conjugal não são sinônimos de qualidade conjugal. Mesmo no caso da Aquarela, que avalia dimensões similares à EQC, estas são conceitualizadas e operacionalizadas de forma diferente da abordagem adotada neste estudo. No que diz respeito às estratégias de resolução de conflitos, os resultados encontrados estão de acordo com a literatura sobre o tema, indicando que estratégias construtivas, como o acordo, estão associadas à maior qualidade conjugal, enquanto estratégias destrutivas, como a evitação e o ataque, relacionam-se à menor qualidade na relação (Delatorre & Wagner, 2019; Kulik, Walfisch, & Liberman, 2016; Wagner, Mosmann, Scheeren, & Levandowski, 2019).

Discussão

Este estudo buscou construir uma escala de avaliação da qualidade conjugal para a população brasileira, partindo do Vulnerability-Stress-Adaptation Model (Karney & Bradbury, 1995) e da Teoria Triangular do Amor (Sternberg, 1986). Os procedimentos de construção da EQC resultaram na elaboração de uma versão preliminar da escala com 55 itens, sendo que, após a verificação das propriedades psicométricas, chegou-se à versão final do instrumento com 28 itens. Os itens são distribuídos em cinco fatores: satisfação, compromisso, intimidade, afetividade, e sexualidade. Análises fatoriais confirmatórias e de correlação forneceram evidências de validade baseadas no conteúdo, na estrutura interna do instrumento e em relações com variáveis relacionadas.

A conceitualização da qualidade conjugal vem sendo discutida há décadas, sendo que há consenso recente de que se trata de um construto complexo (Fowers et al., 2016). O modelo teórico adotado no presente instrumento abarca aspectos da qualidade do relacionamento de natureza cognitivo-comportamental², emocional, motivacional e avaliativa que, apesar de distintos, não são independentes. Nesse sentido, a comparação entre os modelos testados demonstra que, de fato, o modelo de fatores relacionados apresentou melhor ajuste em relação ao modelo ortogonal. No que diz respeito às correlações entre os fatores, as diferenças de magnitude encontradas podem estar relacionadas à natureza das dimensões avaliadas. Assim, é compreensível que a intimidade e a afetividade, ambos de base emocional, tenham apresentado associações mais fortes entre si em comparação ao fator compromisso, de natureza cognitivo-comportamental.

É importante destacar, contudo, que a variância média extraída do fator compromisso ficou abaixo do valor ideal. É possível que isso tenha ocorrido pelo fato de os itens presentes nesse fator apresentarem cargas fatoriais menores em comparação aos demais, uma vez que esse índice é sensível a cargas fatoriais baixas (Valentini & Damásio, 2016). Ainda assim, é importante que a adequação desse fator seja analisada mais a fundo em novos estudos utilizando o instrumento. O fato de a satisfação ter apresentado correlações mais fortes com a intimidade, a sexualidade e a afetividade podem estar evidenciando que aspectos emocionais e sexuais foram mais valorizados pelos participantes na avaliação global do relacionamento, em comparação aos aspectos cognitivo-comportamentais. Essa interpretação é coerente com a definição de qualidade conjugal adotada na escala, como a avaliação emocional e cognitiva do relacionamento e o grau de engajamento, proximidade, afeto e atração sexual entre o casal. Assim, apesar da abordagem integrativa adotada, considerando aspectos emocionais, cognitivo-comportamentais e sexuais, os aspectos emocionais aparecem como predominantes no construto de qualidade conjugal.

Além disso, as correlações fortes encontradas entre as subescalas sugerem que há certa sobreposição entre elas, o que é esperado, dada a complexidade envolvida nas relações conjugais, e aparece em outros estudos investigando a qualidade conjugal ou construtos similares (Andrade & Garcia, 2012; Hernandez, 2016). Ainda assim, a magnitude dessas correlações implica em um menor poder discriminativo entre as subescalas. A discussão de décadas na literatura sobre a dimensionalidade do construto reflete essas dificuldades, mas, ao mesmo tempo, indica a necessidade de que as diferentes facetas da qualidade conjugal sejam levadas em conta para a compreensão do construto. Novas pesquisas utilizando o instrumento poderão ajudar a esclarecer essas questões, levando em conta aspectos que não puderam ser abarcados neste estudo, como a natureza diádica da relação conjugal e a possibilidade de que haja um fator geral com dimensões ortogonais complementares explicando a qualidade conjugal ­(Hernandez, 2016).

Cabe mencionar que a estrutura fatorial de qualidade conjugal adotada neste estudo difere da utilizada nos instrumentos mais conhecidos na área. Por exemplo, na DAS (Spanier, 1976), o instrumento mais utilizado para avaliar o construto, são adotadas as dimensões de satisfação, coesão, consenso e expressão de afeto, embora tenha sido demonstrado que há sobreposição com o construto de comunicação (Fincham & Bradbury, 1987). Assim, essas diferenças são o resultado da tentativa de abordar problemas desses instrumentos, como a sobreposição entre a qualidade conjugal e construtos relacionados, que já foram amplamente discutidos em outros estudos (Fincham & Bradbury, 1987; Fincham & Rogge, 2010). Para contornar esses problemas, foi utilizado um modelo teórico como base em um estudo qualitativo verificando como esse modelo se expressa na população local. Além disso, buscou-se não incluir na escala aspectos relacionados à comunicação ou resolução de problemas, por exemplo, para evitar a sobreposição de construtos. Para diferenciar esses aspectos da qualidade conjugal, foi utilizada a conceitualização de processos adaptativos do Vulnerability-Stress-Adaptation Model (Karney & Bradbury, 1995).

Contudo, um dos instrumentos utilizados neste estudo, a Aquarela-R, avalia dimensões da qualidade conjugal semelhantes aos fatores da EQC. Ainda assim, a Aquarela-R conceitualiza algumas de suas dimensões de maneira diferente da adotada neste estudo. Por exemplo, na Aquarela-R, a conceitualização e operacionalização do amor inclui a confiança, o companheirismo e a percepção de reciprocidade (Andrade & Garcia, 2012), o que explica a correlação mais forte dessa dimensão com a intimidade da EQC em comparação à afetividade que, à primeira vista, parece ser o fator correspondente. De forma semelhante, o comprometimento da Aquarela-R, que também inclui a confiança, a segurança e a constância no relacionamento em sua operacionalização (Andrade & Garcia, 2012), apresentou correlações mais fortes com a satisfação e a intimidade da EQC, em comparação ao compromisso. Assim, é preciso ter cautela ao comparar resultados de fatores aparentemente semelhantes, uma vez que pode haver diferenças na conceitualização e operacionalização dos construtos.

A existência de diferentes abordagens teóricas e instrumentais pode ser considerada não como uma fragilidade, mas como um ponto forte para a área das relações conjugais. A complexidade inerente ao tema exige que a vida a dois seja estudada sob perspectivas diversas para que seja compreendida de forma integral. Porém, é fundamental que se mantenha o rigor e o cuidado na elaboração dos estudos e nos procedimentos de aplicação de instrumentos, especialmente quando se trabalha com diferentes abordagens.

Nesse sentido, é importante que algumas práticas sejam observadas ao se utilizar a EQC para que a interpretação dos escores seja adequada. Primeiramente, as subescalas do instrumento avaliam fatores relacionados, mas conceitualmente diferentes entre si. Por isso, os itens de cada subescala devem ser computados separadamente, resultando em um escore para cada dimensão do instrumento. Não é recomendado que os itens da escala sejam somados para compor um escore total de qualidade conjugal. Apesar dessa prática ser comum em outros instrumentos que avaliam o construto, entende-se que, ao calcular um escore total, perdem-se as particularidades e a complexidade dos dados. Além disso, a interpretação fica dificultada, pois, embora haja predominância de fatores de natureza emocional, o escore mistura itens que avaliam fatores de diferentes naturezas, dada a abordagem integrativa adotada na definição do construto. Por fim, recomenda-se que pesquisadores interessados em relacionar a qualidade conjugal a outros construtos verifiquem as definições e itens de todos os instrumentos utilizados. Isso porque na literatura sobre relações conjugais há construtos muito próximos, ou que utilizam a mesma nomenclatura com diferentes operacionalizações. Assim, a combinação de instrumentos com diferentes abordagens pode resultar na sobreposição dos construtos avaliados, enviesando os resultados das pesquisas.

Além da aplicação em pesquisas, a EQC também tem potencial de ser utilizada como fonte complementar na avaliação de casais para fins clínicos. Nesse contexto, sugere-se a utilização do conteúdo dos itens, de forma qualitativa, em processos de avaliação e intervenção. É importante que estudos futuros investiguem o instrumento em relação a variáveis de critério externo, por exemplo, a capacidade discriminativa entre casais clínicos e não clínicos e a predição da dissolução conjugal, além do estabelecimento de normas e padronização para a população brasileira, para que a EQC possa ser utilizada como base para diagnósticos clínicos.

Esse estudo apresenta algumas limitações. Primeiramente, as características da amostra não são representativas da população nacional, uma vez que a maioria dos participantes era do sul do Brasil e tinha nível socioeconômico e educacional maior do que a média nacional. Além disso, pode ter havido um viés em função da autosseleção dos participantes de acordo com o interesse no tema. É possível que esse viés tenha sido responsável pela maior proporção de mulheres na amostra e pelo alto nível de qualidade conjugal reportado pelos participantes. Apesar dessas limitações, verificou-se que a EQC possui evidências de validade baseadas no conteúdo, na estrutura interna do instrumento e em relações com variáveis relacionadas, além da construção baseada na realidade local, que justificam seu emprego para avaliar a qualidade conjugal, representando uma importante contribuição para o estudo das relações conjugais no país.

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• 1
  Foi utilizado como referência para o salário mínimo o valor de R$937, vigente no ano de 2017.
• 2
  Embora Sternberg classifique o compromisso como tendo natureza cognitiva, essa dimensão foi considerada como de natureza cognitivo-comportamental no modelo da EQC, já que inclui aspectos como o apoio e a divisão de tarefas. O modelo de Sternberg, em contrapartida, considera como compromisso a decisão e o comprometimento de seguir o relacionamento (Sternberg, 1986).

Datas de Publicação

• Publicação nesta coleção
  06 Jun 2022
• Data do Fascículo
  Jan-Mar 2022

Histórico

• Recebido
  27 Abr 2020
• Revisado
  09 Out 2020
• Aceito
  12 Jan 2021