Estratégias de resolução de conflitos conjugais: evidências de validade do CRBQ¹

 

Conflict resolution strategies for couples: Validity evidences for the CRBQ

 

Estrategias de resolución de conflictos maritales: evidencia de validez de CRBQ

 

 

Marina Zanella Delatorre²; Adriana Wagner

Universidade Federal do Rio Grande do Sul

 

 

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RESUMO

Este estudo verificou evidências de validade da versão adaptada do Conflict Resolution Behavior Questionnaire (CRBQ) para o português brasileiro. Os participantes foram 750 casais heterossexuais, residentes no Rio Grande do Sul, que responderam a um questionário composto por dados sociodemográficos, pelo CRBQ e pelo Golombok Rust Inventory of Marital State (GRIMS). Foram conduzidas análises fatoriais exploratórias, de consistência interna, por meio do alfa de Cronbach, e de correlação entre as duas escalas. Os níveis de consistência interna variaram de 0,68 a 0,79. A versão final do CRBQ apresentou três dimensões, representando as estratégias de acordo, evitação e ataque na resolução dos conflitos. A versão brasileira do instrumento se mostrou adequada para a avaliação das estratégias de resolução de conflitos conjugais. Contudo, verificou-se a necessidade de reformulações de determinados itens para aprimorar o instrumento. Uma versão reformulada do CRBQ é apresentada, a fim de ser testada em estudos futuros.

Palavras-chave: conflito conjugal; relações conjugais; medidas; validade do teste.

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ABSTRACT

This study verified validity evidence for the Brazilian Portuguese adaptation of the Conflict Resolution Behavior Questionnaire – CRBQ. The sample was composed of 750 heterosexual couples, who lived in Rio Grande do Sul state in Brazil, and completed a questionnaire containing sociodemographic data, the CRBQ and the Golombok Rust Inventory of Marital State – GRIMS. Exploratory factor analysis, Cronbach's alpha reliability estimates and correlations between the two scales were conducted. Reliability estimates ranged from .68 to .79. The final version of CRBQ presented three dimensions, representing the strategies of conflict resolution: compromise, avoidance, and attack. The Brazilian version of the instrument was adequate for the assessment of conflict resolution strategies among couples. However, to improve the instrument, some item need further revision. A revised version of the CRBQ is presented, to be tested in future studies.

Keywords: marital conflict; marital relations; measurement; test validity.

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RESUMEN

Este estudio busco la evidencia de validez de la versión adaptada al portugués brasileño del Cuestionario - CRBQ. Participaron 750 parejas heterosexuales de Rio Grande do Sul, que respondieron a un cuestionario con datos sociodemográficos, al CRBQ y al Golombok Rust Inventory of Marital State – GRIMS. Fueran hechas análisis factoriales exploratorias, de consistencia interna, por intermédio del alfa de Cronbach, y correlación entre las dos escalas. Los niveles de consistencia interna oscilaron entre 0,68-0,79. La versión final de CRBQ presentó tres dimensiones que representan las estrategias de acuerdo, la evasión y los ataques en la resolución de conflictos. La versión brasileña del instrumento se mostró adecuada para la evaluación de las estrategias de resolución de conflictos maritales. Sin embargo, se demonstro la necesidad de reformulación de algunas variables con el fin de mejorar el instrumento. Una versión revisada del CRBQ se presenta para ser testada en estudios futuros.

Palabras-clave: conflicto marital; relaciones conyugales; medidas; validación de test.

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O conflito é um fenômeno inerente às relações conjugais, especialmente no cenário contemporâneo, em que os aspectos relativos à individualidade de cada um dos cônjuges esbarram nos limites da vivência da conjugalidade do par amoroso (Féres-Carneiro, 1998; Féres-Carneiro, Ziviani, & Magalhães, 2011). O conflito conjugal pode ser definido como a oposição ostensiva entre os cônjuges identificada por eles como desentendimento ou fonte de dificuldades no relacionamento (Fincham, 2009).

Diversas pesquisas demonstram as implicações dos desentendimentos conjugais na saúde mental, física e familiar (Fincham, 2003). No que diz respeito à saúde mental, o conflito conjugal aparece associado à depressão (Du Rocher Schudlich, Papp, & Cummings, 2011; Marchand & Hock, 2003; Park & Unützer, 2014), à ansiedade (Brock & Lawrence, 2011), aos transtornos alimentares (Whisman, Dementyeva, Baucom, & Bulik, 2012; Fincham, 2003) e ao alcoolismo (Cranford, Floyd, Schulenberg, & Zucker, 2011; Fincham, 2003). Em termos de saúde física, o conflito conjugal se mostra relacionado a alterações cardiovasculares, imunológicas (Fincham, 2003; Kiecolt-Glaser et al., 2015) e à síndrome metabólica, especialmente entre as mulheres (Whisman & Uebelacker, 2012). A saúde de todo o sistema familiar também é atravessada pelos desentendimentos do casal, aumentando a tensão familiar e produzindo outros conflitos (Lindahl & Malik, 2011; Siffert & Schwarz, 2011), tanto entre pais e filhos quanto entre os irmãos (Fincham, 2003).

A existência de conflitos entre o casal, por si só, não é indicativa de dificuldades conjugais. Entretanto, a forma como são manejados e encaminhados os desentendimentos é o que reverbera em melhores ou piores níveis de saúde conjugal (Reese-Weber & Bartle-Haring, 1998). Nessa perspectiva, entende-se que, para lidar com as suas diferenças, os casais lançam mão de estratégias de resolução de conflitos, que são os comportamentos pelos quais os cônjuges buscam resolver as divergências entre si (Marchand & Hock, 2000).

As estratégias de resolução de conflitos conjugais estão associadas à qualidade conjugal, um construto multidimensional que abrange aspectos do contexto, dos recursos pessoais, dos processos adaptativos e da satisfação dos cônjuges no relacionamento (Mosmann, Wagner, & Féres-Carneiro, 2006). De maneira geral, o encaminhamento construtivo dos conflitos se relaciona à maior qualidade conjugal, enquanto que a resolução destrutiva se associa à menor qualidade conjugal (Marchand, 2004; McNulty & Russell, 2010; Scheeren, Vieira, Goulart, & Wagner, 2014; Wheeler, Updegraff, & Thayer, 2010). Por exemplo, um estudo envolvendo uma amostra de 214 casais gaúchos investigou o papel das estratégias de resolução de conflitos como mediadoras do impacto do apego sobre a qualidade conjugal. Estratégias construtivas mediaram a relação entre o apego seguro e a alta qualidade conjugal, ao passo que o manejo destrutivo dos conflitos mediou a relação entre apego inseguro e baixa qualidade conjugal (Scheeren et al., 2014).

Tendo em vista o impacto das estratégias de resolução de conflitos conjugais para os membros do casal e na família, diversos instrumentos têm sido desenvolvidos internacionalmente para avaliar tais estratégias. A Tabela 1 apresenta um resumo dos instrumentos das últimas quatro décadas, divididos em dois grupos: os questionários ou escalas e os sistemas de codificação para observação.

 

 

Apesar da existência dessas escalas e esquemas de codificação internacionais, no contexto brasileiro as opções para a avaliação das estratégias de resolução de conflitos conjugais são limitadas. Alguns instrumentos brasileiros para a avaliação familiar, como a Entrevista Familiar Estruturada (EFE; Féres-Carneiro, 1997; Féres- Carneiro, 2005), o Inventário do Clima Familiar (ICF; Teodoro, Allgayer, & Land, 2009) e o Familiograma (FG; Teodoro, 2012), estão disponíveis. Porém, não foram encontrados instrumentos que avaliem diretamente as estratégias de resolução do conflito conjugal. Foram realizadas buscas por estudos nacionais sobre o tema publicados até maio de 2014 nas bases de dados Index Psi, LILACS, PePSIC e SciELO. Também foram consultados materiais de referência sobre avaliação familiar (Teodoro, 2012). Nessa busca específica, encontrou-se o Familiograma, uma alternativa para a avaliação do casal, pois verifica a percepção dos níveis de afetividade e conflito na díade conjugal (Teodoro, 2006).

Algumas das escalas apresentadas na Tabela 1 também foram traduzidas e adaptadas para uso no Brasil. Entre elas, a Revised Conflict Tactics Scale (CTS2; Straus, Hamby, Boney-McCoy, & Sugarman, 1996), adaptada transculturalmente por equivalência semântica por Moraes, Hasselmann, e Reichenheim (2002). Posteriormente, a primeira versão da escala, a Conflict Tactics Scale (CTS; Straus, 1979), foi adaptada por equivalência semântica e mensuração (Hasselmann & Reichenheim, 2003). A CTS e a CTS2 são medidas amplamente utilizadas no exterior, especialmente para a avaliação da violência conjugal. Por fim, encontrou- -se também a Escala de Conflito Conjugal (Buehler & Gerard, 2002), traduzida e adaptada para o português brasileiro por Mosmann (2007).

Frente à necessidade de instrumentos que avaliassem a forma como os casais encaminham seus desentendimentos, encontrou-se o Conflict Resolution Behaviors Questionnaire (CRBQ), construído por Rubenstein e Feldman (1993) para avaliar estratégias de resolução de conflitos em uma amostra de adolescentes. A construção do CRBQ foi baseada no questionário elaborado por Rands, Levinger, e Mellinger (1981), que avalia estratégias de resolução e percepção do conflito em casais. Os 15 itens que dizem respeito às estratégias de resolução de conflitos se baseiam na ideia de que os desentendimentos e a incompatibilidade de objetivos são inevitáveis nos relacionamentos. Para os autores, os conflitos podem ser construtivos quando possibilitam um melhor entendimento da posição do outro ou a resolução do problema. Por outro lado, são destrutivos se ameaçam a base do relacionamento ou vão além do problema original, crescendo em escalada. Além disso, os conflitos não poderiam ser resolvidos adequadamente se não expressos abertamente. O afastamento do conflito e a supressão de sentimentos hostis fariam com que se acumulassem caso não haja resolução adequada (Rands et al., 1981).

Dos 15 itens elaborados por Rands et al. (1981), 14 foram utilizados na construção do CRBQ por Rubenstein e Feldman (1993), aos quais foram adicionados outros oito itens desenvolvidos pelas pesquisadoras. A verificação das evidências de validade do instrumento se deu por um estudo longitudinal que relacionava estratégias de resolução de conflitos a problemas de comportamentos internalizantes e externalizantes em meninos no início da adolescência. Esse questionário possui 22 itens, medidos por uma escala Likert que varia de 1 (“nunca”) a 5 (“quase sempre”). As estratégias de resolução de conflitos desdobram-se em três dimensões: ataque, evitação e acordo. A estratégia de ataque foi definida pelas autoras como comportamentos hostis, autoritários e de escalada do conflito. A evitação diz respeito a ignorar o problema e afastar-se do conflito. Por fim, o acordo caracteriza-se pela compreensão do ponto de vista do outro ou pela tentativa de resolver o problema por negociação (Rubenstein & Feldman, 1993).

Assim, apesar do CRBQ original ter sido elaborado para o uso com adolescentes, parte dos itens foram construídos tendo em vista o relacionamento conjugal. Posteriormente, Reese-Weber e Bartle-Haring (1998) adaptaram o instrumento para o uso com casais, adequando alguns itens ao contexto conjugal.

Em termos de validade aparente, os itens do CRBQ representam os diversos comportamentos adotados pelos cônjuges frente ao conflito, como raciocinar, escutar o outro, revidar ao ataque, guardar sentimentos e afastar- -se do conflito. Além disso, as três dimensões da escala refletem os achados da literatura sobre o conflito conjugal (Rubenstein & Feldman, 1993; Sillars, Canary, & Tafoya, 2004) de que a resolução dos desentendimentos pode dar-se de maneira construtiva (acordo) ou destrutiva (ataque e evitação).

A versão adaptada para casais do CRBQ tem sido utilizada para relacionar as estratégias de resolução de conflito conjugal a sintomas depressivos (Marchand, 2004; Marchand & Hock, 2000; Marchand & Hock, 2003; Marchand, Schedler, & Wagstaff, 2004), qualidade conjugal (Marchand, 2004; Marchand & Hock, 2000), problemas de comportamento nos filhos (Marchand & Hock, 2003; Marchand et al., 2004) e estilos de apego (Marchand, 2004; Marchand et al., 2004). Os resultados demonstram que as estratégias destrutivas de resolução de conflitos se associam a sintomas depressivos (Marchand & Hock, 2003) e contribuem para a relação entre baixos níveis de satisfação conjugal e depressão (Marchand, 2004; Marchand & Hock 2000). Já estratégias construtivas se associam aos bons níveis de satisfação conjugal (Marchand, 2004; Marchand & Hock, 2000). No que diz respeito ao apego, o tipo ansioso demonstra associação com estratégias negativas, enquanto que o apego seguro se relaciona às estratégias positivas (Marchand, 2004; Scheeren et al., 2014).

Quanto ao comportamento dos filhos, estratégias destrutivas utilizadas nos conflitos dos pais podem ser um fator de risco para o desenvolvimento de comportamentos de ansiedade, depressão, queixas somáticas e agressividade dos filhos (Marchand & Hock, 2003; Marchand et al., 2004). Por outro lado, a resolução construtiva dos desentendimentos pelos pais pode contribuir para o desenvolvimento de um modelo de resolução de problemas, melhorando as habilidades sociais dos filhos (Marchand et al., 2004).

Tendo em vista a aplicabilidade do CRBQ a casais em estudos internacionais e a escassez desse tipo de instrumento no Brasil, este estudo dedicou-se a verificar evidências de validade da versão adaptada da escala para o português brasileiro. Com isso, espera-se contribuir para o aprimoramento do instrumento e oferecer uma opção para a avaliação das estratégias de resolução de conflitos em casais no Brasil.

 

Método

Participantes

Participaram do estudo 750 casais heterossexuais, sendo 69% casados e 31% que coabitavam com o companheiro há no mínimo seis meses no momento da coleta de dados. A idade média foi de 42,26 anos (DP=11,24) para os homens, e de 39,54 (DP=10,70) para as mulheres. O tempo médio de relacionamento foi de 15,79 anos (DP=10,41), sendo que 15% dos participantes já haviam sido casados antes da união atual (tempo médio de 8,48 meses, DP=6,8). A maioria dos participantes trabalhava fora de casa (88,2% dos homens e 72,7% das mulheres) e tinha filhos (79,1% dos homens e 78,5% das mulheres). Os dados referentes à escolaridade e renda são apresentados na Tabela 2.

 

 

Nota-se que a amostra apresenta de forma predominante bons níveis de escolaridade e renda. No que diz respeito à escolaridade, aproximadamente 80% das mulheres e 75% dos homens haviam completado o ensino médio, enquanto que 39,8% das mulheres e 35,5% dos homens tinham ensino superior completo. A maior parte da amostra tinha renda de um a seis salários mínimos (66,8% ), sendo que a renda masculina era superior à feminina.

Os participantes residiam na capital, região metropolitana, noroeste, nordeste, central e sudoeste do estado do Rio Grande do Sul, abrangendo 67 dos 497 municípios gaúchos. Assim, ainda que a amostra seja numerosa, não pode ser considerada representativa da população de todo o estado e nem do país. Os critérios de inclusão na amostra foram coabitar com o companheiro há no mínimo seis meses e estar em um relacionamento heterossexual. A amostra foi selecionada a partir do critério de conveniência.

Instrumentos

Os participantes responderam a versão traduzida do CRBQ e uma escala que avalia a qualidade conjugal. Tendo em vista que a aplicação dessa escala se deu como parte integrante de um estudo maior sobre conjugalidade (Wagner, Falcke, & Mosmann, 2010), também foi aplicado um questionário que continha 16 perguntas fechadas sobre dados sociodemográficos, como idade, situação conjugal, escolaridade, trabalho, renda, filhos e religião. Também havia questões sobre o relacionamento amoroso, que avaliavam o tempo da relação com o cônjuge atual e relacionamentos anteriores.

O CRBQ (Rubenstein & Feldman, 1993) avalia a frequência com que são utilizados determinados comportamentos na resolução de conflitos. O instrumento é composto por 22 itens, medidos em uma escala Likert de cinco pontos, variando de 1 (“nunca”) a 5 (“sempre”). Os itens da escala são divididos em três dimensões: ataque, composta por nove itens; evitação, composta por oito itens; e acordo, composta por cinco itens. Os valores do alfa de Cronbach para as dimensões ataque, evitação e acordo no estudo original foram de 0,78, 0,73 e 0,77, respectivamente. Estratégias de ataque dizem respeito a ataques físicos ou verbais ao cônjuge, enquanto que a evitação se refere ao afastamento do conflito ou a guardar sentimentos para si mesmo. Por fim, estratégias de acordo incluem negociação, discussão conjunta de problemas e conciliação (Rubenstein & Feldman, 1993).

A versão aplicada da escala foi traduzida para o português por três psicólogos bilíngues que produziram, independentemente, três versões do instrumento. As três versões foram comparadas, e após a discussão entre os tradutores, foi produzida uma única versão, a qual foi novamente traduzida para o inglês e comparada com o CRBQ original. O processo de tradução e versão resultou na escala final. Para tornar a escala compreensível para a população em estudo, a tradução levou em conta expressões coloquiais regionais. Por exemplo, no item 10 (“fico brabo e vou embora”) em vez de “bravo” foi utilizada a palavra “brabo”, mais comum na linguagem coloquial regional.

O Golombok Rust Inventory of Marital State – GRIMS (Rust, Bennun, Crowe, & Golombok, 1986, adaptado por Falcke, 2003) avalia a qualidade conjugal pela satisfação, a comunicação, os interesses compartilhados, a confiança e o respeito entre os cônjuges. O instrumento é composto por 28 itens medidos em uma escala Likert que varia de 0 (“discordo fortemente”) a 3 (“concordo fortemente”), dentre os quais 14 com pontuação invertida. A pontuação é calculada pela soma dos itens, sendo que quanto maior o escore obtido, maiores os problemas no relacionamento. O alfa de Cronbach obtido pelos autores do GRIMS foi de 0,92 para os homens e de 0,90 para as mulheres. Neste estudo, o alfa de Cronbach foi de 0,88.

Procedimentos

Os dados utilizados neste estudo foram coletados na pesquisa de Wagner et al. (2010). Os participantes foram contatados por instituições tais como escolas e órgãos que prestam assistência às famílias, como igrejas, unidades de saúde e de assistência social. Uma vez assentida a participação no estudo, foi marcado um encontro para aplicação dos questionários, no qual a pesquisa foi explicada, e o Termo de Consentimento Livre e Esclarecido (TCLE), assinado. Todos os questionários foram respondidos na presença de um membro do grupo de pesquisa, que orientava os casais caso houvesse dúvidas. Em contextos como escolas e igrejas, a aplicação foi coletiva, em pequenos grupos. Já em coletas domiciliares ou em serviços de saúde e assistência social, a aplicação foi individual. Cabe mencionar que os participantes provenientes desses serviços foram contatados por conveniência, não se tratando de população clínica. Os membros do casal responderam separadamente ao instrumento, de forma que um não soubesse as respostas do outro. Os questionários foram guardados e lacrados em um envelope em frente aos sujeitos para que fosse assegurado o sigilo dos dados. O estudo foi aprovado pelo Comitê de Ética do instituto de Psicologia da Universidade Federal do Rio Grande do Sul sob o Certificado de Apresentação para Apreciação Ética (CAAE) 33175114.1.1001.5334.

Análise de Dados

Primeiramente, foi conduzida uma Análise Fatorial Confirmatória (AFC) para verificar a adequação da versão adaptada da escala à estrutura original do instrumento; porém, não houve bom ajuste ao modelo (CFI=0,83; RMSEA=0,090; IC 90% [ 0,086, 0,094] ). Em seguida, foi realizada uma Análise Fatorial Exploratória (AFE) com 700 participantes, e uma AFC com os 800 restantes. Apesar de o modelo obtido por meio da AFE ter apresentado bom ajuste (CFI=0,94; RMSEA=0,067; IC 90% [0,061, 0,072]), cinco itens seriam excluídos da escala (11, 13, 14, 18 e 20), sendo que o item 14 é o único que abrange a violência física, que consta na definição da estratégia de ataque. Assim, optou-se por realizar uma AFE com a amostra total, para buscar uma estrutura válida em termos teóricos e psicométricos.

Para a AFE, foi utilizado o programa Factor, que inclui índices de ajuste do modelo obtido na análise (Lorenzo- Seva & Ferrando, 2006). O número de fatores a ser retido foi determinado pelo critério de análises paralelas (Horn, 1965), que é mais apurado em comparação às técnicas tradicionais, como o eigenvalue >1 e o scree plot (Damásio, 2012, Franklin, Gibson, Robertson, Pohlmann, & Fralish, 1995). Para a extração dos fatores, foi utilizado o método de Unweighted Least Squares (ULS) com rotação oblíqua (promin), que permite que haja correlação entre os fatores. Esperava-se correlação negativa moderada da dimensão de acordo com as dimensões de ataque e evitação e baixa correlação positiva entre essas últimas. Os índices de ajuste avaliados foram o Goodness of Fit Index (GFI), que deve ser acima de 0,95 (McDonald & Ho, 2002) e o Root Mean Square of the Standardized Residuals (RMSR-z), que deve estar abaixo de 0,05 (Byrne, 2010).

A consistência interna dos fatores foi analisada por meio do alfa de Cronbach, que estabelece em que medida as respostas aos itens são consistentes em cada um dos fatores (Kline, 2011). Finalmente, foram conduzidas análises de correlação de Pearson para verificar a existência de associações entre as dimensões do CRBQ e a qualidade conjugal.

 

Resultados

A AFE apresentou cinco dimensões com eigenvalues >1, com os valores: 6,02; 2,12; 2,05; 1,22; 1,04. O método de análises paralelas, entretanto, indicou uma estrutura fatorial de três dimensões, em consonância com a base teórica do instrumento original de um construto de três fatores (Rands et al., 1981; Rubenstein & Feldman, 1993). A análise para três fatores, com rotação promin, explicou 46,33% da variância nos dados. Os resultados da análise fatorial demonstraram adequação dos dados à fatorização, KMO=0,87, teste de esfericidade de Barlett: χ² (231)=7794,5, p< 0,001.

Análises subsequentes foram realizadas, excluindo o item 11, que apresentou carga cruzada >0,30 (0,40 em acordo, -0,39 em evitação e 0,70 em ataque). O KMO encontrado na análise final foi de 0,88 e o teste de esfericidade de Bartlett foi significativo, χ² (210)=7264,6, p< 0,001. A variância explicada foi de 46,39%, e os alfas de Cronbach foram de 0,79, 0,70 e 0,68 para as dimensões de acordo, ataque e evitação, respectivamente. Os resultados das análises fatoriais são apresentados na Tabela 3.

 

 

Os três fatores obtidos apresentaram intercorrelações teoricamente coerentes. O fator que corresponde ao acordo teve correlação negativa moderada com os fatores ataque (r=-0,59) e evitação (r=-0,39). Esses mesmos fatores apresentaram correlação positiva moderada (r=0,53) entre si. Assim, o uso de estratégias construtivas teve relação negativa com o uso de estratégias destrutivas. O fato de essas últimas apresentarem relação positiva moderada demonstra que, apesar de ambas representarem estratégias destrutivas, os comportamentos correspondentes a cada uma das estratégias são claramente distintos.

Os resultados da AFE demonstram alguns problemas na subescala de evitação, que apresentou dois itens com cargas cruzadas na solução inicial. Além disso, o alfa de Cronbach ficou abaixo do ponto de corte comumente recomendado de 0,70 (Kline, 1999) para a escala de evitação. O item 11 apresentou cargas cruzadas em todas as subescalas, o que pode ser explicado pelo seu conteúdo, “falo tudo o que estou sentindo”. Na escala original, o item é invertido e representa a evitação (quando um dos cônjuges deixa de expressar seus sentimentos). Entretanto, expressar os pensamentos e sentimentos (considerando o item na forma positiva) pode tanto indicar a negociação e busca de resolução quanto a expressão de sentimentos negativos, hostis ou a agressão verbal. Optou-se por excluir o item da escala, já que a ambiguidade de seu conteúdo dificulta a discriminação de comportamentos de ataque, evitação e acordo. O item 7 foi mantido na subescala de evitação, já que a carga cruzada na dimensão de ataque foi baixa e desapareceu na solução final.

Outros quatro itens carregaram em subescalas diferentes do instrumento original. Os itens 9, “fico frio e distante ou ‘não dou bola’ para o outro”, e 13, “permaneço brabo por um longo tempo”, passaram da subescala de ataque para a de evitação no presente estudo. De fato, o conteúdo do item 9, que expressa frieza, distância e indiferença, parece mais condizente com estratégias de evitação (afastar-se do conflito, guardar os sentimentos para si) do que de ataque (violência física, agressão verbal). Da mesma forma, no caso do item 13, permanecer irritado indica a existência de pensamentos ruminativos relacionados ao desentendimento (guardar os sentimentos para si) e pressupõe que não houve tentativas de resolução suficientes para superar o conflito.

O item 19, “tento ficar de bom humor e ‘levar na boa’”, carregou na subescala de acordo, em vez de evitação, como no instrumento original. Esse resultado parece ser reflexo da tradução do item, “try to be funny and make light of it” no original. A expressão “make light of” pode significar tanto suavizar ou tentar manter humor como minimizar, banalizar ou não dar importância a determinado assunto. Assim, o item em inglês pode ter sido entendido como subestimar ou desdenhar do motivo de conflito. Também, “ficar de bom humor” e “levar na boa” pode ter sido interpretado pelos respondentes brasileiros como evitar a raiva frente ao conflito e tentar resolvê-lo de forma amigável. Por fim, o item 20 “falo com algum amigo ou algum familiar sobre como eu me sinto”, carregou na dimensão de ataque, e não na de evitação, como no instrumento original (invertido). Uma das explicações para esse resultado pode ser o fato de que itens com escores invertidos nem sempre são psicometricamente equivalentes aos itens sem inversão (Sliter & Zickar, 2014), e podem levar a ambiguidades nos resultados (Roszkowski & Soven, 2010). Além disso, falar sobre o conflito fora da díade conjugal pode ter sido interpretado pelos participantes como uma tentativa de denegrir o companheiro para amigos e familiares, expondo a intimidade conjugal.

No que diz respeito ao ajuste do modelo obtido com a AFE, foi encontrado índice GFI=0,99, e medida de resíduos de RMSRz=0,039. Ambos os índices são adequados de acordo com os critérios adotados (Byrne, 2010; McDonald & Ho, 2002), e sugerem adequação da estrutura fatorial do instrumento.

Por fim, foi conduzida uma análise de correlação de Pearson para verificar a associação entre a qualidade conjugal e as três dimensões do CRBQ. Os escores do GRIMS, nos quais a baixa pontuação representa maior qualidade conjugal, apresentaram correlação negativa com a estratégia de acordo (r=-0,45; p< 0,001) e positiva com as estratégias de evitação (r=0,44; p< 0,001) e ataque (r=0,43; p< 0,001). Essas associações vão ao encontro dos achados da literatura (Marchand, 2004; McNulty & Russell, 2010; Scheeren et al., 2014; Wheeler et al., 2010), demonstrando evidências de validade convergente (acordo) e divergente (evitação e ataque) entre o CRBQ e o GRIMS.

 

Discussão

Os procedimentos de busca de evidências de validade do CRBQ para o português brasileiro apresentaram uma versão final do instrumento com três dimensões: acordo, evitação e ataque. Essa estrutura de três dimensões manteve-se desde a elaboração de parte dos itens, em um estudo sobre estratégias de manejo dos conflitos conjugais (Rands et. al., 1981). A estrutura permaneceu desde a construção do CRBQ (Rubenstein & Feldman, 1993) e a adaptação do instrumento para casais (Reese- Weber & Bartle-Haring, 1998).

Apesar da estabilidade da estrutura com três dimensões, alguns itens carregaram em dimensões diferentes do instrumento original. Algumas dessas mudanças são coerentes, levando em conta o conteúdo do item, como no caso do item 9 (“fico frio e distante ou ‘não dou bola’ para o outro”), que carregou na dimensão de evitação, e não na de ataque. Contudo, outros itens devem ser revisados no que diz respeito à tradução ou à redação original. O item 11 apresentou cargas cruzadas e foi excluído. Esse item pertencia originalmente à dimensão de evitação, que também teve quatro itens excluídos por Rubenstein e Feldman (1993) e dois por Reese-Weber e Bartle-Haring (1998).

A dimensão de evitação também apresentou o alfa de Cronbach mais baixo, de 0,68, em relação ao acordo (α =0,79) e ao ataque (α =0,70). Os valores para a escala original de Rubenstein e Feldman (1993) foram de 0,78 para o ataque, 0,77 para o acordo e 0,73 para a evitação. Já na adaptação do CRBQ para casais, o alfa de Cronbach variou de 0,81 a 0,87 para o ataque, 0,78 a 0,91 para o acordo e 0,63 a 0,79 para a evitação (os diferentes valores para cada dimensão se referem às diferentes díades investigadas) (Reese-Weber & Bartle-Haring, 1998). Apesar de esses autores terem obtido valores mais altos em relação ao presente estudo, nota-se que o índice de consistência interna é sempre mais baixo para a dimensão de evitação em comparação às demais. Isso demonstra que há problemas na dimensão de evitação para além de diferenças de tradução ou da amostra estudada, evidenciando a necessidade de reformulação de alguns itens desde a redação original.

A atualização e o aperfeiçoamento dos instrumentos são parte de diretrizes internacionais sobre padrões de testagem. Essas atualizações devem levar em conta a época e a cultura da população alvo do instrumento, podendo implicar adaptações no teste ou em sua estrutura conceitual (AERA, APA, NCME, 1999). Nessa perspectiva, a partir do estudo realizado, sugere-se uma nova versão do instrumento (Apêndice A), reformulada para corrigir problemas identificados em alguns itens.

Novos estudos devem ser realizados para buscar evidências de validade da versão reformulada, tanto no que diz repeito à estrutura interna do instrumento quanto a outros aspectos de validade (convergente, discriminante, critério, entre outros). De forma complementar aos resultados deste estudo, a aplicação do CRBQ junto ao CTS por Falcke, Wagner, e Mosmann (2013) pode fornecer evidências de validade divergente. A versão adaptada do instrumento foi aplicada utilizando a estrutura fatorial original proposta por Rubenstein e Feldman (1993). As autoras encontraram correlações positivas significativas das dimensões de ataque e evitação com dimensões da violência conjugal (por exemplo, agressão psicológica menor, r=0,66 para o ataque e r=0,27 para a evitação). Já o acordo apresentou correlação positiva com a negociação (r=0,55) e negativa com dimensões de violência (por exemplo, agressão psicológica menor, r=-0,37) (Falcke et al., 2013).

A versão brasileira do CRBQ se mostrou adequada para a avaliação das estratégias de resolução de conflitos utilizadas por casais. Contudo, algumas reformulações são necessárias para aprimorar os resultados obtidos com o instrumento. Destaca-se ainda a importância da aplicação do CRBQ em amostras que contemplem outras regiões do Brasil para que se verifique a estabilidade dos resultados obtidos.

 

Referências

American Educational Research Association, American Psychological Association, National Council on Measurement in Education. [AREA, APA, NCME] (1999). Standards for educational and psychological testing. Washington, DC: American Educational Research Association.         [ Links ]

Bowman, M. L. (1990). Coping efforts and marital satisfaction: measuring marital coping and its correlates. Journal of Marriage and Family, 52, 463-474. doi: 10.1037/h0087181         [ Links ]

Brock, R. L., & Lawrence, E. (2011). Marriage as a risk factor for internalizing disorders: Clarifying scope and specificity. Journal of Consulting and Clinical Psychology, 79(5), 577-589. doi: 10.1037/a0024941         [ Links ]

Buehler, C., & Gerard, J. M. (2002). Marital Conflict, ineffective parenting, and children’s and adolescents’ maladjustment. Journal of Marriage and Family, 64(1), 78-93. doi: 10.1111/j.1741-3737.2002.00078.x         [ Links ]

Byrne, B. M. (2010). Structural equation modeling with AMOS: Basic concepts, applications, and programming. (2nd Ed). New York: Routledge.         [ Links ]

Cranford, J. A., Floyd, F. J. Schulenberg, J. E., & Zucker, R. A. (2011). Husbands' and wives' alcohol use disorders and marital interactions as longitudinal predictors of marital adjustment. Journal of Abnormal Psychology, 120(1), 210. doi: 10.1037/a0021349         [ Links ]

Damásio, B. F. (2012). Uso da análise fatorial exploratória em psicologia. Avaliação Psicológica, 11(2), 213-228. Recuperado de http://pepsic. bvsalud.org/pdf/avp/v11n2/v11n2a07.pdf         [ Links ]

Du Rocher Schudlich, T. D., Papp, L. M., & Cummings, E. M. (2011). Relations between spouses’ depressive symptoms and marital conflict: A longitudinal investigation of the role of conflict resolution styles. Journal of Family Psychology, 25(4), 531-540. doi: 10.1037/a0024216         [ Links ]

Falcke, D., Wagner, A., & Mosmann, C. (2013). Estratégias de resolução de conflito e violência conjugal. Em T. Féres-Carneiro (Org.), Casal e família: transmissão, conflito e violência (pp. 159-176). Casa do Psicólogo.         [ Links ]

Féres-Carneiro, T. (1997). Entrevista Familiar Estruturada - EFE: um método de avaliação das relações familiares. Temas em Psicologia, 5(3), 63-94. Recuperado de http://pepsic.bvsalud.org/pdf/tp/v5n3/v5n3a07.pdf         [ Links ]

Féres-Carneiro, T. (1998). Casamento contemporâneo: o difícil convívio da individualidade com a conjugalidade. Psicologia: Reflexão e Crítica, 11(2), 379-394. doi: 10.1590/S0102-79721998000200014         [ Links ]

Féres-Carneiro, T. (2005). Entrevista familiar estruturada: um método clínico de avaliação das relações familiares. São Paulo: Casa do Psicólogo.         [ Links ]

Féres-Carneiro, T., Ziviani, C., & Magalhães, A. S. (2011). Arranjos amorosos contemporâneos: sexualidade, fidelidade e dinheiro na vivência da conjugalidade. Em T. Féres-carneiro, (Org.), Casal e família: conjugalidade, parentalidade e psicoterapia (pp.43-60). São Paulo: Casa do Psicólogo.         [ Links ]

Fincham, F. D. (2003). Marital conflict: Correlates, structure and context. Current Directions in Psychological Science, 12(23), 23-27. doi: 10.1111/1467-8721.01215         [ Links ]

Fincham, F. D. (2009). Marital conflict. Encyclopedia of Human Relationships. Thousand Oaks, CA: Sage.         [ Links ]

Franklin, S. B., Gibson, D. J., Robertson, P. A., Pohlmann, J. T., & Fralish, J. S. (1995). Parallel analysis: A method for determining significant principal components. Journal of Vegetation Science, 6, 99-106. doi: 10.2307/3236261         [ Links ]

Gottman, J. M. (1979). Marital interaction: Experimental investigations. New York: Academic Press.         [ Links ]

Hasselmann, M. H., & Reichenheim, M. E. (2003). Adaptação transcultural da versão em português da Conflict Tactics Scales Form R (CTS-1), usada para aferir violência no casal: equivalências semântica e de mensuração. Cadernos de Saúde Pública, 19(4), 1083-1093. doi: 10.1590/S0102-311X2003000400030         [ Links ]

Heyman, R. E., Weiss, R. L., & Eddy, J. M. (1995). Marital interaction coding system: Revision and empirical evaluation. Behaviour Research and Therapy, 33(6), 737-746. doi: 10.1016/0005-7967(95)00003-G         [ Links ]

Horn, J. L. (1965). A rationale and test for the number of factors in factors analysis. Psychometrica, 30(2), 179-185. doi: 10.1007/BF02289447         [ Links ]

Kerig, P. K. (1996). Assessing the links between interparental conflict and child adjustment: The conflicts and problem-solving scales. Journal of Family Psychology, 10(4), 454-473. doi: 10.1037/0893-3200.10.4.454         [ Links ]

Kiecolt-Glaser, J. K., Jaremka, L., Andridge, R., Peng, J., Habash, D., Fagundes, C. P., …, Belury, M. A. (2015). Marital discord, past depression, and metabolic responses to high-fat meals: Interpersonal pathways to obesity. Psychoneuroendocrinology, 52, 239-250. doi: 10.1016/j.psyneuen.2014.11.018         [ Links ]

Kline, P. (1999). The handbook of psychological testing. London: Routledge.         [ Links ]

Kline, R. B. (2011). Principles and practice of structural equation modeling. New York: The Guilford Press.         [ Links ]

Kurdek, L. A. (1994). Conflict resolution styles in gay, lesbian, heterosexual nonparent, and heterosexual parent couples. Journal of Marriage and the Family, 56, 705-722. doi: 10.2307/352880         [ Links ]

Lindahl, K. M., & Malik, N. M. (2011). Marital conflict tipology and children's appraisals: The moderating role of family cohesion. Journal of Family Psychology, 25(2), 194-201. doi: 10.1037/a0022888         [ Links ]

Lorenzo-Seva, U., & Ferrando, P. J. (2006). FACTOR: A computer program to fit the exploratory factor analysis model. Behavioral Research Methods, Instruments and Computers, 38(1), 88-91. doi: 10.3758/BF03192753         [ Links ]

Marchand, J. F. (2004). Husbands' and wives' marital quality: the role of adult attachment orientations, depressive symptoms, and conflict resolution behaviors. Attachment and Human Development, 6(1), 99-112. doi:10.1080/14616730310001659575         [ Links ]

Marchand, J. F., & Hock, E. (2000). Avoidance and attacking conflict-resolution strategies among married couples: Relations to depressive symptoms and marital satisfaction. Family Relations, 49(2), 201-206. doi: 10.1111/j.1741-3729.2000.00201.x         [ Links ]

Marchand, J. F., & Hock, E. (2003). Mothers' and fathers' depressive symptoms and conflict-resolution strategies in the marriage and children's externalizing and internalizing behaviors. The Journal of Genetic Psychology, 164(2), 227-239. doi: 10.1080/00221320309597979         [ Links ]

Marchand, J. F., Schedler, S., & Wagstaff, D. A. (2004). The role of parents' attachment orientations, depressive symptoms, and conflict behaviors in children's externalizing and internalizing behavior problems. Early Childhood Research Quarterly, 19, 449-462. doi: 10.1016/j. ecresq.2004.07.003         [ Links ]

McDonald, R. P., & Ho, M. R. (2002). Principles and practice in reporting structural equation analyses. Psychological Methods, 7(1), 64-82. doi: 10.1037//1082-989X.7.1.64         [ Links ]

McNulty, J. K., & Russell, V. M. (2010). When “negative” behaviors are positive: A contextual analysis of the long-term effects of problemsolving behaviors on changes in relationship satisfaction. Journal of Personality and Social Psychology, 98(4), 587-604. doi:10.1037/a0017479.         [ Links ]

Moraes, C. L., Hasselmann, M. H., & Reichenheim, M. E. (2002). Adaptação transcultural para o português do instrumento “Revised Conflict Tactics Scales (CTS2) ” utilizado para identificar violência entre casais. Cadernos de Saúde Pública, 18(1), 163-176. doi: 10.1590/ S0102-311X2002000100017         [ Links ]

Mosmann, C. (2007). A qualidade conjugal e os estilos educativos parentais. (Tese de doutorado, Pontifícia Universidade Católica do Rio Grande do Sul, Porto Alegre, Brasil). Recuperado de http://tede.pucrs.br/tde_busca/arquivo.php?codArquivo=808         [ Links ]

Olson, D. H. (1983). Inventories of premarital, marital, parent-child and parent-adolescent conflict. St Paul: University of Minnesota, Family Social Science.         [ Links ]

Olson, D. H., & Stewart, K. L. (1991). Family systems and health behaviors. Em H. E. Schroeder, (Org.), New directions in health psychology assessment (pp. 27-64). Nova York: Hemisphere.         [ Links ]

Park, M., & Unützer, J. (2014). Hundred forty eight more days with depression: The association between marital conflict and depressionfree days. International Journal of Geriatric Psychiatry, 29(12), 1271-1277. doi: 10.1002/gps.4107         [ Links ]

Rands, M, Levinger, G., & Mellinger, G. D. (1981). Patterns of conflict resolution and marital satisfaction. Journal of Family Issues, 2(3), 297- 231. doi: 10.1177/0192513X8100200303         [ Links ]

Reese-Weber, M., & Bartle-Haring, S. (1998). Conflict resolution styles in family subsystems and adolescent romantic relationships. Journal of Youth and Adolescence, 27(6), 735-752. doi: 10.1023/A:1022861832406         [ Links ]

Roszkowski, M. J., & Soven, M. (2010). Shifting gears: Consequences of including two negatively worded items in the middle of a positively worded questionnaire. Assessment & Evaluation in Higher Education, 35(1), 117-134. doi: 10.1080/02602930802618344         [ Links ]

Rubenstein, J. L., & Feldman, S. S. (1993). Conflict-resolution behavior in adolescent boys: Antecedents and adaptational correlates. Journal of Research on Adolescence, 3(1), 41–66. doi:10.1207/s15327795jra0301_3         [ Links ]

Scheeren, P., Vieira, R.V.A., Goulart, V., & Wagner, A. (2014). Qualidade conjugal e apego: o papel preditor dos estilos de resolução de conflito. Paidéia, 24(58), 177-186. doi: 10.1590/1982-43272458201405         [ Links ]

Siffert, A., & Schwarz, B. (2011). Parent conflict resolution styles and children's adjustment: Children's appraisals and emotion regulation as mediators. The Journal of Genetic Psychology, 172(1), 21-39. doi: 10.1080/00221325.2010.503723.         [ Links ]

Sillars, A., Canary, D. J., & Tafoya, M. (2004). Communication, conflict, and the quality of family relationships. Em A. L. Vangelisti (Ed.). Handbook of family communication (pp. 413-446). Lawrence Erlbaum Associates.         [ Links ]

Sliter, K. A., & Zickar, M. J. (2014). An IRT examination of the psychometric functioning of negatively worded personality items. Educational and Psychological Measurement, 74(2), 214-226. doi: 10.1177/0013164413504584         [ Links ]

Straus, M. A. (1979). Measuring intrafamily conflict and violence: the conflict tactics (CT) scales. Journal of Marriage and Family, 41(1), 75-88. doi:10.2307/351733         [ Links ]

Straus, M. A., Hamby, S. L., Boney-McCoy, S., & Sugarman, D. B. (1996). The Revised Tactics Conflict Scales (CTS2): Development and preliminary psychometric data. Journal of Family Issues, 17(3), 283-316. doi:10.1177/019251396017003001         [ Links ]

Teodoro, M. L. M. (2006). Afetividade e conflito em díades familiares: avaliação com o Familiograma. Revista Interamericana de Psicologia, 40(3), 385-390. Recuperado de http://www.psicorip.org/Resumos/PerP/RIP/RIP036a0/RIP04041.pdf         [ Links ]

Teodoro, M. L. M. (2012). Alguns instrumentos para avaliação familiar no Brasil. Em M. N. Baptista, & M. L. M. Teodoro (Orgs.). Psicologia de família: teoria, avaliação e intervenção (pp. 168-175). Porto Alegre: Artmed.         [ Links ]

Teodoro, M. L. M., Allgayer, M., & Land, B. (2009). Desenvolvimento e validade fatorial do Inventário do Clima Familiar (ICF) para adolescentes. Psicologia: Teoria e Prática, 11(3), 27-39. Recuperado de http://pepsic.bvsalud.org/pdf/ptp/v11n3/v11n3a04.pdf         [ Links ]

Wagner, A., Falcke, D., & Mosmann, C. P. (2010). Mapeamento e intervenção nas relações conjugais no RS: questões de gênero, resolução de conflitos e violência (Projeto de pesquisa não publicado). Universidade Federal do Rio Grande do Sul, Porto Alegre, Brasil.         [ Links ]

Wheeler, L. A., Updegraff, K. A., & Thayer, S. M. (2010). Conflict resolution in Mexican-origin couples: Culture, gender, and marital quality. Journal of Marriage and Family, 72(4), 991-1005. doi:10.1111/j.1741-3737.2010.00744.x         [ Links ]

Whisman, M. A., & Uebelacker, L. A. (2012). A longitudinal investigation of marital adjustment as a risk factor for metabolic syndrome. Health Psychology, 31(1), 80-86. doi: 10.1037/a0025671         [ Links ]

Whisman, M. A., Dementyeva, A., Baucom, D. H., & Bulik, C. M. (2012). Marital functioning and binge eating disorder in married women. The International Journal of Eating Disorders, 45(3), 385-389. doi: 10.1002/eat.20935        [ Links ]

 

 

recebido em setembro de 2014
reformulado em abril de 2015
aprovado em maio de 2015

 

 

Sobre os autores

Marina Zanella Delatorre: é Doutoranda em Psicologia pela Universidade Federal do Rio Grande do Sul e Mestre em Psicologia pela Universidade Federal do Rio Grande do Sul.
Adriana Wagner: é Doutora em Psicologia pela Universidad Autonoma de Madrid. Atualmente, é professora adjunta do Instituto de Psicologia e do Programa de Pós-Graduação em Psicologia da Universidade Federal do Rio Grande do Sul. Bolsista Produtividade do CNPq.

¹Financiamento: Conselho Nacional de Desenvolvimento Científico e Tecnológico (CNPq); Fundação de Amparo à Pesquisa do Estado do Rio Grande do Sul (FAPERGS).
²Endereço para correspondência: R. Ramiro Barcelos, 2600, sala 126, 90035-003, Porto Alegre-RS. Tel.: (51) 3308-5322. E-mail: marina_mzd@yahoo.com.br