Estudo da estrutura fatorial da versão mãe do IQRI para adolescentes
Com base no modelo interacional-cognitivo do suporte social, mais
especificamente no contexto interpessoal do suporte social, Pierce, Sarason e
Sarason (1991) desenvolveram o Quality of Relationships Iventory (QRI). Os
aspetos interpessoais estão relacionados com as expectativas que o individuo
desenvolve em relação a um determinado relacionamento específico e em que
medida esse relacionamento é fonte de suporte, de conflito e /ou de
profundidade. Este último aspeto está relacionado com o grau de importância e
segurança que o sujeito atribui ao relacionamento (Sarason, Sarason &
Pierce,1990).
No seguimento de tentar colmatar limitações de algumas escalas que avaliam uma
pequena gama de relacionamentos, por exemplo as duas relações mais próximas,
como o pai e a mãe, o QRI pode ser aplicado a um considerável leque de relações
(amigos, familiares, colegas de trabalho, parceiros românticos), contudo não
tem um formato apropriado para ser usado com crianças muito novas (Pierce,
1994). Segundo o estudo original de Pierce, et al. (1991), o inventário tem
como objetivo avaliar, num relacionamento específico (mãe, pai, amigo/a), a
perceção do suporte social em relação à fonte de apoio.
Estes autores procederam à análise fatorial exploratória utilizando o método de
Maximum Likelihood com rotação oblíqua. Deste procedimento resultaram três
fatores (conflito, suporte e profundidade), originando uma versão final do QRI
composta por 25 itens, cujas respostas são fornecidas, através de uma escala de
tipo Likert com quatro possibilidades de resposta, 12 na subescala QRI
conflito,7 na subescala QRI suporte e 6 na subescala QRI profundidade(Pierce,
et al., 1991). O questionário contempla a existência de três fatores, cuja
pontuação se obtém somando os valores dos respetivos itens, dividindo esse
valor pelo número de itens.
Na investigação efetuada por Pierce, et al. (1991), o estudo da fidelidade numa
amostra de 210 sujeitos, estudantes universitários, revelou coeficientes de
alfa deCronbach satisfatórios nas três subescalas, suporte, conflito e
profundidade, para a mãe (0,83; 0,88 e 0,83). No que diz respeito às
correlações entre as subescalas, para a versão mãe, encontraram-se associações
positivas entre as subescalas suporte e profundidade e correlações negativas
entre estas subescalas e a subescala conflito. Em 2009, Neves e Pinheiro,
realizaram uma investigação, com o objetivo de adaptar e validar uma versão
portuguesa do QRI, denominada na versão portuguesa do Inventário dos
Relacionamentos Interpessoais (IQRI), para o relacionamento específico com a
mãe, o pai, o/a amigo/a e o/a namorado/a, numa amostra de jovens adultos,
estudantes do ensino superior (N=255).
Depois de uma primeira etapa de tradução dos itens, para português, o estudo da
dimensionalidade das escalas, através de análises fatoriais exploratórias,
permitiu obter estruturas fatoriais interpretáveis consoante a teoria dos
autores originais (Neves 2006). Para o relacionamento específico com a mãe,
verificou-se que o instrumento é constituído por 24 itens (devido a eliminação
do item 2 - Com que frequência se esforça para evitar conflitos com esta
pessoa?). Estes itens foram, então, distribuídos por três dimensões (Suporte, 7
itens; Conflito, 11 itens e Profundidade, 6 itens).
De acordo com Neves (2006), os resultados apurados comprovaram que o IQRI é um
instrumento valido e fiável de medida de qualidade dos relacionamentos
interpessoais, de acordo com o modelo internacional-cognitivo de Pierce, et al.
(1991). Também na população Portuguesa, Matos, Pinheiro e Marques (2013),
realizaram uma análise fatorial exploratória do IQRI, versão para a mãe, numa
amostra de adolescentes portugueses (N=164). A versão para a mãe resultou num
inventário composto por 24 itens distribuídos por 2 fatores, que explicam
45,36% da variância total e que avaliam as dimensões de suporte e profundidade
(a =0,92) que contribui com 29.35% da variância total e a dimensão conflito (a
=0,87), que explica 16.01% da variância total. Desta estrutura fatorial foi
retirado o item 2.
O QRI tem sido aplicado maioritariamente em amostras americanas, mas também em
alguns países Europeus e Asiáticos. Todavia, tanto quanto é do nosso
conhecimento, a validação das suas propriedades psicométricas apenas está
disponível em três estudos fora dos Estados Unidos: 1) num estudo levado a cabo
por Nakano, et al. (2002), com 40 jovens casais Japoneses, no qual se realizou
uma análise fatorial exploratória, que revelou uma estrutura de dois fatores
representativos de medidas de suporte e conflito; 2) num estudo de Verhofstadt,
Buysse, Rosseel e Peene (2006), com uma amostra de 286 casais Belgas, realizado
com o intuito de confirmar a análise fatorial do QRI, através de uma análise
fatorial confirmatória, o qual revelou, de uma forma geral, melhores resultados
para a solução tri-fatorial; 3) num estudo da versão Alemã do QRI, efetuado por
Reiner, Beautel, Skaletz, Brahle e Richter (2012), numa amostra de 1494
participantes, no qual se realizou uma análise confirmatória da estrutura
fatorial do instrumento, onde se confirmou a existência dos três fatores,
suporte, conflito e profundidade.
Embora o QRI mostre boas qualidades psicométricas, importantes questões ainda
permanecem por esclarecer, justificando-se a continuação do seu estudo.
Especificamente, no que à estrutura fatorial do QRI diz respeito, as pesquisas
têm revelado diferentes resultados, o que significa que é necessária mais
investigação acerca da estrutura fatorial do QRI por meio de análises fatoriais
confirmatórias (Verhofstadt, et al., 2006).
Com a finalidade de explorar o contexto interpessoal do suporte social, numa
amostra de adolescentes portugueses, o presente estudo teve como objetivo
principal confirmar a estrutura fatorial, para a versão mãe, da adaptação
portuguesa do Inventário de Qualidade de Relações interpessoais (Quality of
Relationships Inventory ' QRI, de Pierce et al., 1991). Adicionalmente
pretendeu-se verificar, para a referida versão, se as associações entre as
subescalas de conflito e profundidade do IQRI eram positivas e se, de outro
modo, estas subescalas se correlacionavam negativamente com a subescala de
conflito do mesmo inventário.
MÉTODO
Participantes
O estudo da dimensionalidade do IQRI, através da Análise Fatorial Confirmatória
(AFC), tem o objetivo de testar o modelo tri-fatorial proposto por Pierce et
al. (1991). Para tal, usou-se uma amostra de 312 adolescentes, 171 do sexo
feminino e 141 do sexo masculino, com idades compreendidas entre os 12 e 17
anos, sendo a média de idades 13,77 (DP = 1,16).
Material
O Inventário de Qualidade das Relações Interpessoais- (Quality of Relationships
Inventory -QRI; Pierce, Sarason & Sarason, 1991; tradução e adaptação de
Neves & Pinheiro, 2009)
O QRI pretende avaliar, num relacionamento específico (mãe, pai, amigo/a), a
perceção do suporte social em relação ao determinado apoiante, a perceção da
profundidade e importância dessa relação interpessoal e a perceção desse
relacionamento como fonte de conflito e ambivalência. No presente estudo, os
inquiridos responderam à versão para a mãe. É um questionário de autorresposta,
composto por 25 itens distribuídos por três subescalas, cujas respostas são
selecionadas numa escala de tipo Likert com quatro níveis: (1) Nunca ou nada,
(2) Poucas vezes ou Pouco (3) Bastantes vezes ou Bastante(4) Sempre ou
Muito.Pierce et al. (1991) procederam à análise fatorial, utilizando o método
de Maximum Likekihood com rotação oblíqua, deste procedimento resultaram três
fatores, 12 na subescala QRI conflito,7 na subescala QRI suportee 6 na QRI
profundidade.Estes autores, numa amostra de 210 sujeitos, encontraram
coeficientes de alfas de Cronbach satisfatórios nas três subescalas
(suporte,conflitoeprofundidade), respetivamente, em relação à mãe (0,83; 0,88 e
0,83), em relação ao pai (0,88; 0,88 e 0,86) e em relação ao amigo (0,85; 0,91
e 0,84).
Na versão portuguesa do QRI, numa amostra de estudantes universitários (n=255),
os valores de alfas de Cronbach também se revelaram satisfatórios nas três
subescalas (suporte, conflito e profundidade), respetivamente em relação à mãe
(0,84; 0,87 e 0,80), em relação ao pai (0,90; 0,89 e 0,89), em relação ao amigo
(0,84; 0,88 e 0,84), e em relação ao par amoroso (0,78; 0,84 e 0,74) (Neves
& Pinheiro, 2009). No presente estudo, a versão para a mãe do IQRI, mostrou
uma consistência interna boa para as dimensões conflito (a=0,83) e profundidade
(a=0,81) e aceitável para a dimensão suporte (a=0,78).
Procedimento
Na presente investigação, os alunos e encarregados de educação foram informados
acerca da natureza e finalidade do estudo, da natureza voluntária da sua
participação, da confidencialidade dos dados recolhidos e da utilização dos
mesmos somente para fins de investigação. Os alunos, e encarregados de educação
(no caso de se tratarem de adolescentes menores de idade), assinaram ainda um
consentimento informado para autorizar a participação no estudo.
Procedeu-se à análise fatorial confirmatória da estrutura tri-fatorial do IQRI
versão mãe, efetuada com osoftware AMOS, versão 20. Para avaliar a qualidade do
ajustamento global do modelo fatorial, consideram-se valores indicativos de bom
ajustamento CFI e TLI superiores a 0,9 e PCFI E PGFI superiores a 0,6.
Considerou-se ainda que um X²/gl=1 é perfeito, X²/gl inferior a 2 é bom, é
aceitável se inferior a 5 e inaceitável para valores superiores a 5 (sendo que
este valor é influenciado pelo tamanho da amostra). Considerou-se ainda que
valores de RMSEA inferiores a 0,05 indicam um ajustamento do modelo muito bom e
que valores] 0,05;0,10] indicam um ajustamento bom (Kline, 2005; Maroco,
2010a).
O refinamento do modelo foi efetuado a partir dos valores dos índices de
modificação pelos multiplicadores de Lagrange (LM), considerando-se que
trajetórias e/ou correlações com LM> 11 (p <0,01) eram indicadores de variação
significativa da qualidade do modelo. A avaliação da validade fatorial foi
avaliada pela fiabilidade individual (r²=0,25) dos itens e seus pesos fatoriais
estandardizados (λ=0,5). Considerou-se um teste da diferença de X² não
significativo, indicador de validade discriminante entre modelos (Maroco,
2010a).
As restantes análises estatísticas foram efetuadas com o programa informático
Statistical Package for Social Sciences ' versão 20, para o sistema operativo
do Windows. As associações entre as subescalas do inventário foram estudadas
através de análises de correlação dePearson.
RESULTADOS
Análise Fatorial Confirmatória
Relativamente à análise fatorial confirmatória da estrutura tri-fatorial,
proposta por Pierce et al. (1991), da versão mãe do IQRI, testou-se o modelo
ajustado a uma amostra de 312 indivíduos. Para o efeito, foram testados os
pressupostos exigidos pela análise. A normalidade da amostra foi testada
através da análise dos valores dos coeficientes de assimetria (sk) e curtose
(ku). Segundo Kline (1998), coeficientes de assimetria superiores a 3 e
coeficientes de curtose superiores a 10 revelam um desvio significativo à
distribuição normal. De acordo com estes critérios não se encontraram valores
indicativos de violações da normalidade. Verificou-se a existência de outliers,
através da distância quadrada de Mahalanobis (d²) e foram removidos 15 outliers
multivariados que apresentaram p1e p2 <0,05 (Maroco, 2010a). Assim removidos os
outliers, testou-se o modelo tri-fatorial ajustado a uma amostra de 297
indivíduos. Os índices de ajustamento do modelo mostraram-se razoáveis para o
modelo 1 (x2/gl=2,30; TLI=0,85; CFI=0,86; PNFI=0,71; PCFI=0,78; RMSEA=0,06, p
[rmsea=0,05]).
A validade fatorial e a fiabilidade individual dos itens também foram
analisadas, verificando-se que alguns itens não tinham um peso fatorial
considerado aceitável: itens 24 (λ=0,42), 25 (λ=0,34), 2 (λ=-0,19) 14 (λ=0,38)
e 19 (λ=0,40). Os valores de fiabilidade individual também não se revelaram
aceitáveis para os itens 24 (r²=0,18), 25 (r²=0,11), 2 (r²=0,03), 14 (r²=0,14)
e 19 (r²=0,14). De acordo com os índices de modificação, encontrámos também que
estes itens têm LM a sugerir uma associação destes itens com outros itens (LM>
11, p <0,01). Então, removeram-se os itens 2, 14, 19, 24 e 25, tendo-se obtido
um aumento da qualidade de ajustamento do novo modelo - modelo 2 (?2/gl=2,14;
TLI=0,85; CFI=0,91; PNFI=0,74; PCFI=0,80; RMSEA=0,06, p[rmsea=0,05]).
Todavia os itens 7 (λ=0,45; r²=0,20), 9 (λ=0,35; r²=0,12) e 15 (λ=0,40;
r²=0,16) continuavam a apresentar pesos fatoriais e fiabilidades individuais
não aceitáveis. De acordo com os índices de modificação, encontrámos igualmente
LM> 11 (p<0,01) a sugerir uma associação destes itens com outros itens.
Retirámos então os referidos itens, de acordo com os pesos fatoriais e
fiabilidades individuais mas também com considerações teóricas. De fato, ao
analisar os conteúdos do item 7 (Até que ponto tem de ceder nesta relação?)e
do item 9 (O quanto é que esta pessoa deseja que você mude?) verificámos que
estes itens não estavam claramente relacionados com questões de conflito, como
era sugerido pela estrutura original de Pierce et al. (1991). O item 15 (Se
quisesse sair esta noite e fazer algo, quão convicto/a está de que esta pessoa
estaria disposta a sair consigo?) também não estava claramente relacionado com
questões de suporte. Então, o novo modelo simplificado, sem estes itens 7, 9 e
15, apresentou uma qualidade de ajustamento superior - modelo 3 (x2/gl=1,95;
TLI=0,93; CFI=0,94; PNFI=0,76; PCFI=0,80; RMSEA=0,05; p[rmsea=0,05]). A
validade fatorial e fiabilidade individual de todos os itens também se
mostraram apropriadas.
Contudo, relativamente aos índices de modificação, encontraram-se LM a sugerir
uma associação entre o item 8 e o item 10 (LM> 11, p<0,01). Foi assim
pertinente avaliar se um novo modelo, sem o item 8, apresentaria melhores
índices de ajustamento. Efetivamente, sem o item 8, verificou-se uma melhoria
do ajustamento do modelo- modelo 4 (x2/gl=1,68; TLI=0,95; PNFI=0,76; PCFI=0,81;
RMSEA=0,04; p[rmesea=0,05]). Com a exclusão do item 8, a validade fatorial e a
fiabilidade individual mostraram-se apropriadas, não existindo índices de
modificação sugeridos neste modelo.
As análises das diferenças entre os Qui-Quadrados dos vários modelos suportam a
nossa decisão de retirar itens, pois a diferença da qualidade de ajustamento
entre o modelo 1 [X² (272) = 625,71] e o modelo 2 [X² (167) = 358,03] revelou-
se significativa [X² (105) = 267,67; p<0,01], tendo o novo modelo modificado,
valores consideravelmente menores de AIC, BCC E MECVI (444,03, 450,60 e 1,52
respetivamente) que o modelo 1 (731,71, 741,92 e 2,50 respetivamente). A
diferença da qualidade de ajustamento entre o modelo 2 [X² (167) = 358,039] e o
modelo 3 [X² (116) =226,880] revelou-se também significativa [X² (51) = 131,15;
p<0,01], tendo o modelo 3 modificado valores consideravelmente menores de AIC,
BCC E MECVI (300,88, 305,67 e 1,03 respetivamente) do que o modelo 2 (444,03,
450,60 e 1,52 respetivamente). A diferença da qualidade de ajustamento entre o
modelo 3 [X² (116) = 226,88] e o modelo 4 [X² (101) = 170,43] revelou-se também
significativa [X² (15) = 56,44; p <0,01], tendo o modelo 4 modificado valores
consideravelmente menores de AIC, BCC E MECVI (240,43, 244,70 e 0,82
respetivamente) do que o modelo 3 (300,88, 305,67 e 1,03 respetivamente).
Intercorrelações das subescalas do IQRI
Foram calculados os coeficientes de Pearsonpara compreender a associação entre
as três subescalas que constituem o IQRI mãe. Para o efeito utilizámos uma
amostra mais alargada de 515 adolescentes, 267 do sexo feminino e 248 do sexo
masculino, com idades entre os 12 e 17 anos (M= 13,78; DP= 1,07). Verificou-se
a existência de correlações estatisticamente significativas negativas entre as
subescalas suporte e conflito,com uma magnitude moderada (r= -0,32; p <0,01) e
entre as subescalas conflito e profundidade,de magnitude também moderada (r= -
0,30; p <0,01. Obteve-se ainda uma correlação positiva entre as subescalas
suporte e profundidade, com uma magnitude elevada (r=0,63; p <0,01).
DISCUSSÃO
A análise da dimensionalidade do IQRI, para a versão mãe, através da AFC, com o
objetivo de testar o modelo tri-fatorial proposto por Pierce et al. (1991),
pretendeu analisar se o modelo é capaz de reproduzir a estrutura fatorial das
variáveis manifestas, observadas na amostra em estudo. A AFC foi realizada numa
amostra de 312 sujeitos. Os resultados apresentaram uma versão para a mãe do
IQRI constituída por 16 itens, distribuídos de igual forma por três fatores e
mostrou uma subescala de suporte constituída pelos itens 1, 3, 5, 8, 15, 18 e
22, uma subescala de conflito constituída pelos itens 4, 6, 20, 21 e 23 e uma
subescala de profundidade constituída pelos itens 10, 11, 12, 13, 16 e 17.
Estes resultados da AFC replicaram a estrutura fatorial obtida através de
análises fatoriais exploratórias, em amostras de estudantes universitários, no
estudo pioneiro de Pierce et al. (1991) e no estudo de Neves (2006) de
adaptação e validação do IQRI para a população portuguesa, para o
relacionamento específico com a mãe.
Pretendíamos que o instrumento fosse o mais fiável possível mas que também
fosse breve, já que os adolescentes não se mostram habitualmente muito
disponíveis para responder a escalas longas, revelando muitas vezes cansaço e
falta de rigor no preenchimento quando têm que responder a instrumentos com
muitos itens. Além disso, não nos podemos esquecer que, no caso do IQRI, temos
diversas versões do mesmo, para as várias figuras significativas (no caso do
presente trabalho, para a mãe) e que, por esse motivo, o mesmo conjunto de
itens, a que o adolescente tem que responder, multiplica-se pelo número de
relacionamentos em causa. Consequentemente utilizámos um critério mais
conservador, proposto por Maroco (2010b), aceitando apenas os itens que tinham
pesos fatoriais acima do valor 0,5, ou seja, que tinham 25 % da variância em
comum com o respetivo fator. Além disso, também tivemos em conta o conteúdo dos
itens na decisão da sua exclusão, pois encontraram-se itens que não era claro
pelo conteúdo, a sua pertença ao fator em que pontuava.
O fato de o Qui-Quadrado ter diminuído entre os modelos e de as diferenças
entre os valores de Qui-Quadrado entre os modelos que fomos testando se terem
mostrado significativas, revelava que a exclusão dos itens em cada modelo era
significativa para melhorar a qualidade do mesmo. Verificámos também que
melhorava a qualidade dos índices de ajustamento do modelo com a retirada dos
itens.
Os itens 2, 7, 9, 14, 19, 24 e 25, pertencentes ao fator de conflito na
distribuição fatorial de Pierce et al. (1991) e de Neves (2006), foram
eliminados no presente estudo para o relacionamento específicos da mãe. Tal
parece indicar que os adolescentes, da nossa amostra, não percecionam a relação
com a mãe como especial fonte de conflitos, no que ao conteúdo destes itens diz
respeito. Verificou-se que o conteúdo destes itens está, sobretudo, relacionado
com temáticas de tentativa de controlo e influência por parte da mãe na vida do
adolescente. Também os itens 8 (No caso de um membro muito próximo da família
falecer, até que ponto pode contra com essa pessoa para o/a ajudar?)e 15 (Se
quisesse sair à noite e fazer algo, quão convicto/a está de que esta pessoa
estaria disposta a sair consigo?),que pertencem ao fator de suporte na
distribuição fatorial de Pierce et al. (1991) e de Neves (2006), foram
eliminados.
Os resultados observados na AFC não vão ao encontro do estudo previamente
efetuado por Matos et al. (2013), numa amostra de 164 adolescentes, que
encontraram que o IQRI, na sua versão para a mãe, era composto por dois
fatores, suporte/profundidade e conflito, com um total de 24 itens. Neste
estudo de Matos et al. (2013) excluiu-se o item 2, tal como aconteceu no estudo
de Neves (2006). O estudo de Nakano et al. (2002), no qual se adaptou o IQRI à
população Japonesa, revelou também, através da uma análise fatorial
exploratória, uma estrutura bi-fatorial representativa das subescalas suporte e
conflito.
Outros estudos que procuraram confirmar a estrutura tri-fatorial proposta por
Pierce et al. (1991), através de análises fatoriais confirmatórias, realizados
por Verhofstadt et al. (2006), numa amostra Belga, e por Reiner et al. (2012),
numa amostra Alemã, corroboraram a solução tri-fatorial encontrada no presente
estudo, no estudo de Pierce et al. (1991) e no estudo de Neves (2006). Todavia
no estudo de Verhofstadt et al. (2006), o item 7 revelou fazer parte do fator
suporte, o item 12 do fator conflito e o item 6 do fator profundidade.
Na versão para a mãe do IQRI, as correlações significativas e positivas
obtidas, no presente estudo, entre as medidas de suporte e de profundidade,
mostraram que quanto mais intima era a relação, maior era a perceção de suporte
social. As associações negativas da subescala de conflito com as subescalas de
profundidade e suporte podem ser explicadas pelo facto da perceção do conflito
poder influenciar negativamente a perceção de suporte e profundidade, ou seja
aqueles que julgam a sua relação com a mãe como mais conflituosa, pensam também
que têm menos apoio e profundidade nesse relacionamento. Estes resultados vão
de encontro aos obtidos nos estudos de Pierce et al. (1991), Neves (2006) e
Matos et al. (2013).
No presente estudo devem ser tidas em consideração algumas limitações. Uma
potencial limitação foi a escolha da amostra, usando uma amostra de
adolescentes predominantemente bem ajustados e com características semelhantes,
sendo importante, neste sentido, estudos futuros que repliquem o presente
estudo, em amostra mais diversificadas. Consideramos, ainda, pertinente alargar
o estudo a outras versões do IQRI (amigo/a, namorado/a), já estudadas noutras
faixas etárias, para amostras de adolescentes. Revela-se também importante
continuar a confirmar a estrutura fatorial do inventário, noutras faixas
etárias e com outro tipo de população.
É importante dar continuidade à investigação nesta área, replicando os
resultados do presente estudo, de forma a aumentar o conhecimento acerca da
teia relacional de um individuo, através qual este satisfaz as suas
necessidades relacionais. Sabemos que, para o nosso bem-estar psicológico e
social, precisamos de sentir que fazemos parte de um grupo social, e que é
importante percebermos que dispomos de uma rede de apoio, para nos ajudar
quando necessitamos (Neves, 2006).
