ARTIGO

 

A medida do bem-estar subjetivo em jovens fisicamente ativos e não ativos

 

The subjective well-being measure in physically active and non-active adolescents

 

 

Nilton S. Formiga^I; María De Fátima M. Maia^II; Gislane F. Melo^III; Thatiana M. Tolentino^IV; María Christina Soares Gomes^V

^I Doutor em Psicologia Social pela Universidade Federal da Paraíba. Professor do curso de Psicologia na Faculdade Mauricio de Nassau – JP.
^II Universidade Estadual de Montes Claros – Unimontes; Grupo Integrado de Pesquisa em Psicologia do Esporte, Exercício e Saúde, Saúde Ocupacional e Mídia – GIPESOM. Montes Claros, Minas Gerais – Brasil- E-mail: fatimaia@yahoo.com.br
^III Universidade Católica de Brasília – UCB. Brasília, Distrito Federal – Brasil. E-mail: gislane.melo@gmail.com
^IV Grupo Integrado de Pesquisa em Psicologia do Esporte, Exercício e Saúde, Saúde Ocupacional e Mídia – GIPESOM; Alunas da pós-graduação educação física e gerontologia, Bolsista CAPES/PROSUP - Universidade Católica de Brasília – UCB. Brasília, Distrito Federal – Brasil. E-mail: macsgomes@yahoo.com.br

Endereço para correspondência

 

 

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RESUMO

Introdução: A dinâmica tecnológica e social na sociedade sugere as inúmeras áreas da ciência um desenvolvimento de recursos humanos para que as pessoas tenham longevidade e qualidade de vida e busquem um bem-estar em suas vidas. Com isso, o bem-estar é destaque nas pesquisas sobre a realização e frequencia da atividade física no cotidiano da saúde das pessoas. Objetivo: verificar a estrutura fatorial da escala de bem-estar subjetivo (MUNSH) em adolescentes brasileiros ativos e nao ativos fisicamente. Método: Participaram 1864 adolescentes de 12 a 20 anos de idade, residentes em uma no norte do estado de Minas Gerais – Brasil. Estes responderam o inventário de bem estar subjetivo, questões referentes a prática e freqüência de atividade física e sócio-demografia. Resultados: Através de uma análise fatorial confirmatória, no pacote estatístico AMOS, a estrutura fatorial da escala revelou indicadores psicométricos que estiveram próximos aos exigidos pela literatura estatística sobre modelagem estrutural. Conclusão: MUNNSH evidencia uma excelente robustez na fatorialidade para os jovens que fazem atividades físicas e tem maior freqüência semanal nas atividades.

Palavras-chave: Atividades físicas, bem-estar, jovens.

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ABSTRACT

Modern society's technological and social dynamics have brought with them a need in many scientific areas for research on personal development so that as people live longer, they may do so with better quality of life. One factor of well-being which has received much attention is the impact of physical activity and the frequency thereof on people's daily lives. The objective of the current study is therefore to determine the factorial structure of the Memorial University of Newfoundland Scale of Happiness (MUNSH) in physically active and non-active Brazilian adolescents. Subjects were 1864 adolescents between the ages of 12 and 30. All resided in the northern state of Minas Gerais, Brazil. They answered the subjective well-being inventory which included questions regarding the practice and frequency of physical activity and socio-demographic data. These data were analyzed by a confirmatory factor analysis using the statistical software package AMOS. The analysis found that the adjustment indicators of the factorial structure of the scale were similar to those applied in the structural modeling literature. The conclusion is that MUNSH demonstrates robustness of the factorial structure in adolescents who engage in physical activity and those who do so with greater frequency per week.

Key words: Physical activities, well-being, adolescents.

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INTRODUÇÃO

Os avanços na sociedade contemporânea quanto a ciência e tecnologia tem contribuído para a melhoria das condições de vida social e individual das pessoas; mas, tais avanços, também, tem gerado problemas graves, quando se trata do indivíduo, suas satisfações e a realizações delas. O fato é que um conglomerado de atividades inclusas na dinâmica social das pessoas (por exemplo, trabalho, estudo, relações comemorativas, avaliação da saúde, etc.) é exigido concretizá-lo, causando, além de problemas de saúde (estresse, burnout, etc.), influencia as relações interpessoais, principalmente, no que diz respeito ao humor. Desta forma, para amenizar problemas como este, tem sugerido, a realização de exercícios na vida das pessoas, especialmente, na vida dos jovens.

Para além do senso comum, a inserção de atividade física no cotidiano das pessoas, tem sido apontado também pela ciência em geral; de acordo com Fernandes, Vasconcelos-Raposo, Pereira, Ramalho e Oliveira (2009), as inúmeras áreas da ciência humana e da saúde tem buscado desenvolver recursos que contribuam tanto para o aumento da longevidade quanto a qualidade de vida das pessoas. Nessa direção, é destaque a linha de pesquisa sobre a influência da prática de atividade física no cotidiano da saúde das pessoas, pois, segundo os autores supracitados, é uma experiência necessária e crucial na vida das pessoas.

Ainda de acordo com Fernandes et. al. (2009; 34), a partir uma revisão sobre o tema, eles observaram que atividade física, não apenas é um mecanismo comportamental que contribui para amenizar tanto os efeitos degenerativos nos domínios físico, social e mental, mas, também, é capaz de promover a independência e autonomia funcional das pessoas que a realizam. Para esses autores, a atividade física tem um beneficio especial: o exercício físico constante é associado a um padrão mais saudável para um conjunto de indicadores fisiológicos (consumo máximo de oxigênio, tensão arterial, peso corporal, densidade óssea, entre outros) e funcionamento cognitivo e psicosssocial (por exemplo, satisfação com a vida, auto-percepções, menor prevalência e severidade dos sintomas de ansiedade e depressão, etc.).

Sendo assim, é possível que a atividade física não apenas contribua para a saúde mental, mas, para uma saúde mental positiva, a qual tem como pressuposto o bem-estar emocional; essa condição teórica vai além do estabelecimento de um conceito, centra-se na capacidade de desenvolver um bem-estar psicológico ao longo do continuum do desenvolvimento humano (Fernandes & Vasconcelos- Raposo, 2008). De forma geral, a concepção do bem-estar subjetivo representa um somatório das qualidades que tipificam a vida de qualquer indivíduo na sociedade, associando a felicidade e satisfação com a vida, autoestima (Andrews & Robinson, 1991; Snyder & Lopez, 2009).

Apesar de se encontrar, no desenvolvimento conceitual e teórico do construto do bem-estar psicológico, uma produção científica que contempla uma quantidade significativa de instrumentos de medida que visam aperfeiçoar e mensurar, de forma objetiva*, esta variável através do autorelato e de escalas intervalares, administradas para jovens, adultos e idosos (Andrews & Robinson, 1991; Andrews & Withey, 1976; Bradburn, 1969; Diener, 1984; Diener, Emmons, Larsen e Griffin, 1985; Lucas, Diener & Sue, 1996; Fazio, 1977; Kammann & Flett, 1983); é destaque, a escala desenvolvida por Kozma e Stones (1980), a qual tem o objetivo de avaliar o bem-estar subjetivo ("Development of the Memorial University of Newfoundland Scale of Happiness - MUNSH") para um grupo especifico de preé-adolescentes e adolescentes.

A escala MUNSH analisa a questão das medidas na área de saúde mental ou bemestar subjetivo; consiste em itens que avaliam afeto e experiência de bem-estar: 10 afetos (5 afetos positivos e 5 afetos negativo) e 14 experiências (7 experiências positivas e 7 experiências negativas). Esta escala destaca-se da outras, uma vez que de forma clara assume o bem-estar psicológico como uma atitude e, nessa qualidade, deve ser avaliado tanto na sua dimensão afetiva como cognitiva.

Apesar dos múltiplos instrumentos de medidas já encontrados no Brasil, verificouse, com uma consulta nos sites de busca com as palavras-chaves, adolescentes, bem-estar, escala, atividade física e, com outras palavras, por exemplo, bem-estar, medida, adolescência, atividade física (Indexpsi, 2013; Scielo, 2013) que não existe um instrumento, especifico, para avaliar o bem-estar subjetivo para o grupo de adolescentes.

O interesse nesta escala de medida, não se trata apenas de uma medida empírica, mas, da sustentabilidade teórica do construto avaliado no presente estudo. O fato é que, a escala "Development of the Memorial University of Newfoundland Scale of Happiness – MUNSH", de Kozma e Stones, (1980), de acordo com o já foi comentado anteriormente, analisa a questão das medidas na área de saúde mental ou bem-estar subjetivo que, teoricamente, se considera de grande importância para avaliar a saúde psicológica em amostras de adolescentes. Outro motivo da escolha no uso desta escala, mas, não menos importante, deve-se ao fato de que os autores assumem que o único modo para provocar uma mudança no bem-estar é através da modificação das características comportamentais cotidianas das causas que impedem o desenvolvimento e manutenção deste construto no adolescente. E uma destas condições de modificação ocorreria, se e somente se, através das atividades físicas constantes.

O estudo do bem-estar subjetivo em adolescentes demanda a existência de novos instrumentos de avaliação que possam favorecer a compreensão de como os fatores biopsicossociais e culturais interferem na construção de um indivíduo satisfeito com a sua vida e consigo. Neste sentido, ofercer uma condição de uso de mais um instrumento para mensurar e avaliar um construto desse porte na dinâmica dos adolescentes, poderá subsidiar elementos esclarecedores sobre a complexa rede de fatores que compõem a felicidade e o bem-estar, bem como, eventualmente, estimular estratégias técnicas que favoreçam a prevenção de problemas de saúde em adolescentes no contexto brasileiro e, especialmente, quando estes estiverem envolvidos em atividades fisicas.

Com isso, partindo desses pressupostos, o presente estudo tem os seguintes objetivos:

1. Verificar a estrutura psicométrica da medida de bem-estar subjetivo em sujeitos que fazem atividade física em comparação com aqueles que não fazem;

2. Avaliar a freqüência média de respostas dos sujeitos no bem-estar subjetivo em relação a realização de atividades físicas e a regularidade das mesmas.

 

MÉTODO

Amostra

Trata-se de um estudo hipotético-dedutivo e que tem o foco quantitativo; para isso, participaram do estudo, 1864 sujeitos do sexo masculino (49%) e do sexo feminino (51%), de 12 a 20 anos (M = 15,70; d.p. = 2,46) compuseram este estudo. Destes, 72% (1353 sujeitos) praticam exercício físico e 28% (511 sujeitos) não praticam. Os sujeitos foram distribuídos no nível fundamental, médio e universitário de instituições publicas na cidade de Montes Claros – MG. Tomou-se como critério de inclusão no estudo o sujeito que estivesse, devidamente, matriculado no seu respectivo nível acadêmico, respondesse corretamente o instrumento da pesquisa (não ter questões em branco ou com respostas duplamente marcadas, etc.), não ter idade superior a 20 e inferior a 12. Assim, a amostra foi não probabilística, pois considerou-se a pessoa que, consultada, se dispusera a colaborar, respondendo o questionário que foi apresentado.

Instrumentos

Inventário de bem estar subjetivo (MUNSH). Trata-se de um instrumento desenvolvido por Kozma e Stones, (1980), com 24 questões respondida em uma escala do tipo Likert, com 5 pontos, caracterizado por um continuum que varia do desacordo total à concordância total, dividi em quatro fatores: afetos positivos – AP, afetos negativos –AN, experiências positivas – EP, experiências negativas – EM, podendo encontrar uma pontuação total de bem estar, calculado pela fórmula: BEPG = (AP-AN) + (EP-EN), bem como, especificando o bem-estar negativo (AN-EN) e o positivo (AP- EP) . O referido instrumento avalia a questão das medidas na área de saúde mental ou bemestar subjetivo que se considera importante para serem investigados na população de adolescentes.

Procedimentos

Todos os procedimentos adotados nesta pesquisa seguiram as orientações previstas na Resolução 196/96 do CNS e na Resolução 016/2000 do Conselho Federal de Psicologia para as pesquisas com seres humanos (CNS, 1996; ANPEPP, 2000).

Inicialmente o projeto foi apresentado a 22ª Superintendência de Ensino de Montes Claros (responsável por todas as instituições educacionais da educação básica) do Município e para a diretoria do Centro de Ciências Biológicas e da Saúde - CCBS da Universidade Estadual de Montes Claros - Unimontes e da Diretoria de Ensino das Faculdades Unidas do Norte de Minas - Funorte, para autorização e assinatura do termo de compromisso. Em seguida, o projeto foi submetido ao Comitê de Ética da Unimontes, no qual obteve a aprovação através do Parecer Consubstanciado Nº 528 de 15/12/2006.

Administração

Colaboradores com experiência prévia na administração e aplicação do instrumento de pesquisa foram responsabilizados pela coleta dos dados, e apresentaram-se nas diretorias das instituições e, posteriormente, aos professores responsáveis pelas disciplinas no momento da aplicação.

O responsável pela aplicação apresentou-se como interessado em conhecer as opiniões e os comportamentos dos alunos sobre as situações descritas nos instrumentos. Solicitou-se a colaboração voluntária dos jovens no sentido de responderem um breve questionário. Após ficarem cientes das condições de participação na pesquisa, assinaram um termo de Consentimento Livre e Esclarecido. Foi-lhes dito que não havia resposta certa ou errada. A todos foi assegurado o anonimato das suas respostas informando que estas seriam tratadas em seu conjunto.

Apesar de o instrumento ser autoaplicável, contando com as instruções necessárias para que possam ser respondidos, os colaboradores na aplicação estiveram presentes durante toda a aplicação para retirar eventuais dúvidas ou realizar esclarecimentos que se fizessem indispensáveis. Um tempo médio de 30 minutos foi suficiente para concluir essa atividade.

Análise dos dados

Quanto à análise dos dados, tomando como base o estudo de Kozma e Stones (1980), realizou-se uma análise fatorial confirmatória, com o objetivo de avaliar o modelo multidimensional, previamente encontrado por esses autores, e os indicadores psicométricos da sua estrutura fatorial proposta.

Considerou-se como entrada a matriz de covariâncias, tendo sido adotado o estimador ML (Maximum Likelihood). Sendo um tipo de análise estatística mais criteriosa e rigorosa, testou-se a estrutura teórica que se propõe neste estudo: isto é, a estrutura com quatro fatores. Esta análise apresenta alguns índices que permitem avaliar a qualidade de ajuste do modelo proposto (Bilich; Silva & Ramos, 2006; Byrne, 1989; Hair; Tatham; Anderson & Black, 2005; Tabachnick & Fidell, 1996; Van De Vijver & Leung, 1997). A seguir serão apresentados esses indicadores:

- O χ² (qui-quadrado) testa a probabilidade do modelo teórico se ajustar aos dados: quanto maior o valor do χ² pior o ajustamento. Entretanto, ele tem sido pouco empregado na literatura, sendo mais comum considerar sua razão em relação aos graus de liberdade (χ²/g.l.). Neste caso, valores até 3 indicam um ajustamento adequado.

- Raiz Quadrada Média Residual (RMR), que indica o ajustamento do modelo teórico aos dados, na medida em que a diferença entre os dois se aproxima de zero (Joreskög & Sörbom, 1989).

- O Goodness-of-Fit Index (GFI) e o Adjusted Goodness-of-Fit Index (AGFI) são análogos ao R² na regressão múltipla e, portanto, indicam a proporção de variância–covariância nos dados explicada pelo modelo. Os valores desses indicadores variam de 0 a 1, sendo que os valores na casa dos 0,80 e 0,90, ou superiores, indicam um ajustamento satisfatório (Hair; Anderson; Tatham; Black, 2005; Bilich; Silva; Ramos, 2006).

- A Root-Mean-Square Error of Approximation (RMSEA), com seu intervalo de confiança de 90% (IC90%), é considerado um indicador de "maldade" de ajuste, isto é, valores altos indicam um modelo não ajustado. Assume-se como ideal que o RMSEA se situe entre 0,05 e 0,08, aceitando-se valores até 0,10 (Garson, 2003).

- O Comparative Fit Index (CFI) - compara de forma geral o modelo estimado ao modelo nulo, considerando valores mais próximos de um como indicadores de ajustamento satisfatório (Hair;Tatham; Anderson; Black, 2005; Bilich; Silva; Ramos, 2006).

- Tucker-Lewis Index (TLI), apresenta uma medida de parcimônia entre os índices do modelo proposto e do modelo nulo. Varia de zero a um, com índice aceitável acima de 0,90 (Bilich, Silva & Ramos, 2006).

- O Expected Cross-Validation Index (ECVI) e o Consistent Akaike Information Criterion (CAIC) são indicadores geralmente empregados para avaliar a adequação de um modelo determinado em relação a outro. Valores baixos do ECVI e CAIC expressam o modelo com melhor ajuste (Hair; Anderson; Tatham; Black, 2005; Bilich; Silva; Ramos, 2006).

 

RESULTADOS E DISCUSSÃO

Após a coleta dos dados e com base na perspectiva teórica abordada, procurou-se avaliar, tanto a estrutura fatorial da medida de bem-estar subjetivo em jovens com e sem atividades físicas quanto para aqueles que tinham uma regularidade nestas atividades; para isso, empregou-se o pacote estatístico AMOS 21.0 a fim de atender ao primeiro objetivo, isto é, tratou-se de verificar o modelo teórico proposto por Kozma e Stones (1980). Para garantir a adequabilidade e a qualidade do modelo hipotetizado por esses autores, tomou-se como base a distribuição amostral de jovens que tinham atividades físicas e os que eram regular nestas atividades. Optou-se por deixar livre as covariâncias (phi, φ) entre os fatores, revelando que os indicadores de qualidade de ajuste para o modelo se mostraram próximos as recomendações apresentadas na literatura (Byrne, 1989; Tabachnick & Fidell, 1996; Van De Vijver & Leung, 1997).

De acordo com os resultados obtidos nas análises, o modelo tetrafatorial, proposto e já observado pelos autores supracitados (ver Kozma & Stones, 1980) apresentou melhores indicadores estatísticos; justifica-se a consistência da estrutura fatorial para o grupo de adolescentes que fazem atividades físicas. Esses indicadores revelaram-se próximos aos exigidos pela literatura estatística sobre modelagem estrutural vindo a confirmar o construto avaliado e, em especial, corroborando tal medida para aqueles adolescentes que realizam atividades físicas, para os quais, o modelo teórico apresentou melhor ajuste no construto do bem-estar subjetivo ao comparar com os indivíduos que não fazem atividade física (ver tabela 1).

 

 

Com todas as saturações (Lambdas, λ) dentro do intervalo esperado |0 - 1|, denotando não haver problemas da estimação proposta, estas, foram estatisticamente diferentes de zero (t > 1,96, p < 0,05). Os resultados observados, além de provar a organização da estrutura psicométrica composta por quatro fatores [Afeto Positivo (AP), Afeto Negativo (NA), Experiências Negativa (EN) e Experiências Positivas (EP)], revelou a consistente e confiabilidade dessa medida para os adolescentes fisicamente ativos. Estes fatores apresentaram lambdas (λ) associativos positivos entre AP e EP (0.86) e EN e AN (0.88) e negativos entre AP, AN e EN (respectivamente, -0.69, -0.60) e AN com EP (-0.55), e este, com EN (-0.60).

Considerando semelhantes cálculos realizados para as amostras de adolescentes que tem e não tem atividades físicas, efetuou-se também, uma análise de equação estrutural para as amostras de jovens que eram regulares nas atividades físicas; para isso, as amostras foram distribuídas quanto aos adolescentes que tem nenhum regularidade, adolescentes que tem de 1 a 3 dias de atividades físicas e aqueles que tem mais de três dias de atividades físicas. Optando-se por deixar livre as covariâncias (phi, φ) entre os fatores, observou-se que o indicador de qualidade de ajuste para o modelo em questão se mostrou próximo a recomendação apresentada na literatura (Byrne, 1989; Tabachnick & Fidell, 1996; Van De Vijver & Leung, 1997).

De acordo com os resultados, a escala de bem-estar subjetivo apresentou melhores indicadores estatísticos, justificando a sua consistência da estrutura fatorial, para o grupo de adolescentes que tem de 1 a 3 dias nas atividades físicas semanais, bem como, para o grupo que tem mais de 3 dias semanais de atividades físicas; sendo que, para esse ultimo grupo observou-se melhor indicador psicométrico em comparação com os demais grupos. Assim, os indicadores estatísticos deste modelo confirma o construto avaliado e corrobora que os sujeitos que tem mais atividades físicas regulares, provavelmente, será o que melhor se ajusta na medida do bem-estar subjetivo (ver tabela 2).

 

 

Observou-se que todas as saturações (Lambdas, λ) estiveram no intervalo esperado |0 - 1| e que elas foram estatisticamente diferentes de zero (t > 1,96, p < 0,05); com base nestes resultados, além de provar a organização da estrutura psicométrica composta por quatro fatores [Afeto Positivo (AP), Afeto Negativo (NA), Experiências Negativa (EN) e Experiências Positivas (EP)] na amostra de adolescentes que tem regular atividade física, o modelo salienta que, quanto maior a regularidade, mais consistente e confiável a medida do bem-estar subjetivo. Estes fatores apresentaram os seguintes lambdas (λ) entre os eles: AP e EP (0.83) e EN e AN (0.86) e negativos entre AP, AN e EN (respectivamente, -0.56, -0.56) e AN com EP (-0.41), e este, com EN (-0.47).

Avaliado a escala nas referidas amostras, a qual se mostrou consistente na sua estrutura fatorial, revelando assim, uma segurança estatística, bem como, que a adequabilidade da referida escala é bem melhor para avaliação do bem-estar subjetivo em adolescentes que fazem atividades físicas e naqueles que têm maior regularidade dessas atividades (por exemplo, com mais de 3 dias semanais com atividades). Semelhantes as resultados com a amostra dos jovens que tem atividades físicas, os critérios psicométricos comuns para provar o modelo proposto (por exemplo, χ2/gl, RMR, GFI, AGFI, CFI, TLI, RMSEA, CAIC e ECVI), foram satisfatórios e estiveram dentro dos intervalos considerados como aceitáveis na literatura (Byrne, 1989; Garson, 2003; Kelloway, 1998; Van De Vijver & Leung, 1997).

Com a estrutura fatorial da medida de bem-estar subjetivo comprovada, efetuou-se uma ANOVA com o objetivo de comparar as pontuações médias das dimensões do bemestar versus práticas de atividades físicas e regularidades de atividades físicas, respectivamente; os resultados foram os seguintes:

- Em relação às práticas de atividades físicas, os jovens que tem atividade física tiveram escores médios superiores (M = 18.23, DP = 3.89; IC95% – 18.02-18.43) quando comparada ao escore médio dos jovens que não tem atividade física (M = 17.66, DP = 3.82; IC95% – 17.34- 18.00) [F (1,1862 = 7.29, p < 0,01] na dimensão do afeto positivo no bemestar subjetivo. Os resultados tiveram direção semelhante para a experiência positiva no bem-estar, os jovens que tem atividade física pontuaram mais alto em suas respostas (M = 24.51, DP = 5.20; IC95% – 24.23-24.79) do que os jovens que não tem atividade física (M = 23.40, DP = 5.19; IC95% – 22.95- 23.85) [F (1,1862 = 16.92, p < 0,01]. Mas, o afeto negativo e a experiência negativa não apresentaram resultados significativos.

- No que se referem à regularidade das atividades físicas, os jovens que tem mais de três dias de atividades físicas tiveram escores médios superiores (M = 18.37, DP = 3.87; IC95% – 18.02- 18.71) do que os jovens com nenhuma regularidade de atividade física (M = 17.71, DP = 3.83; IC95% – 17.38- 18.04) [F (1,1862 = 6.93, p < 0,01] na dimensão do afeto positivo no bemestar subjetivo. Também, em relação a experiência positiva do bem-estar, os jovens que tem mais de três dias de atividades físicas pontuaram em escores mais alto (M = 24.51, DP = 5.04; IC95% – 24.17-24.85) do que os jovens com nenhuma regularidade de atividade física (M = 23.43, DP = 5,21; IC95% – 22.98-23.89) [F (1,1862 = 7.63, p < 0,01]. Também, nessa variável, o afeto negativo e a experiência negativa não apresentaram resultados significativos.

De forma geral, ao salientar os resultados da análise de variância (Anova), destaca-se que tanto os adolescentes que fazem atividades físicas quanto aqueles que têm uma regularidade na dedicação dessa atividade tiveram maior pontuação no afeto e na experiência positiva do que os jovens que não se dedicam e que não são freqüentes nessas atividades; tal evento não somente é algo significativo para estrutura e função corporal desses adolescentes, mas, é importante para a organização psicológica quando se referir ao bem-estar e sua relação para a saúde mental. Sendo assim, é destacável que a prática e a regularidade da atividade física para o desenvolvimento dos adolescentes tem sua influência no afeto e na experiência do bem-estar subjetivo positivo, dimensões que são importantes para a relação interpessoal.

O resultado aqui apresentado permite afirmar que, o cálculo de modelagem da estrutura fatorial da escala de bem-estar subjetivo, não apenas corrobora a proposta inicial de Kozma e Stones (1980), mas, que a estrutura fatorial mensura melhor o bemestar em jovens com atividades e freqüências nos exercícios físicos (ver tabela 1 e tabela 2).

O Bem-Estar Subjetivo, a partir desses achados, poderá ser considerado uma medida da prazer ou satisfação com a vida, isto é, o estar bem; sobretudo, porque esta medida se refere às pessoas que sentem e avaliam suas vidas em termos do viver bem em sua vida e as pessoas do seu entorno social, principalmente, quando as pessoas realizam atividades físicas. Considerando a evidência de validade fatorial e consistência interna da escala avaliada, justifica-se com isso, o seu emprego no contexto brasileiro para pesquisas acerca das atividades físicas, especialmente, em relação as variáveis antecedentes e conseqüentes da dinâmica psicológica quanto ao bem estar subjetivo nas áreas da educação, trabalho, assistência social, educação física, etc.

Esse resultado pretende apresentar mais uma peça no quebra-cabeça da psicologia positiva, especialmente, em relação aos estudos sobre a medida do bem-estar subjetivo; pois, já que existem instrumentos que visam à mensuração desse construto (Maia, 2009), acrescenta-se no presente estudo, mais informação e organização de uma medida e seus respectivos indicadores psicométricos em amostras em distintos contextos comportamentais (por exemplo, a atividade física). Tal condição busca garantir, em sua especificidade, a consistência e acurácia da estrutura fatorial da escala na particularidade de um instrumento destinado à amostra de adolescentes, de acordo com o que propunha Kozma e Stones (1980).

Por fim, ao avaliar o BES, deve-se considerar que cada indivíduo avalia sua própria vida e vivencia os acontecimentos aplicando concepções subjetivas, as quais envolvem traços, expectativas, crenças, valores, emoções e experiências prévias. Essa auto-avaliação engloba pensamentos e sentimentos sobre a existência individual (Diener & Lucas, 2000), mas, também social; quando em atividade física, melhor o desenvolvimento dessas variáveis, principalmente, aqueles que salienta a dimensão positiva do bem-estar.

 

CONCLUSAO

A comprovação da organização dos itens em seus respectivos fatores e a consistência interna do inventário avaliado oferece uma base teórica e empírica para conhecer a amplitude da avaliação do construto estudado, bem como, predizer conseqüências futuras na dinâmica dos jovens na sociedade contemporânea frente as atividades físicas.

Todavia, um limite neste estudo merece ser destacado: seria de extrema importância conhecer os aspectos que podem ser comuns a todas as culturas e aqueles que são específicos, contribuindo para consolidar um marco teórico do bem subjetivo; não menos útil, reunir evidências adicionais de sua validade e precisão intra, inter e pan-culturais, por exemplo, validade de critério ou convergente em relação a construtos correlatos, bem como, conhecer sua estabilidade temporal (teste-reteste), comparando com os resultados que podem ser indicados por outros autores; a replicabilidade do inventário, considerando amostras maiores e mais diversificadas quanto às características dos participantes, incluindo também jovens adultos, meia idade e terceira idade de diferentes contextos socioculturais e econômicos, bem como, avaliar também este construto na dinâmica interna da familiares, seria importante para avaliar o processo socializador do bem estar nesse grupo.

 

REFERENCIAS

Adelman, H. S., Taylor, L., &, Nelson, P. (1989). Minors' dissatisfaction with their life circumstances. Child Psychiatry and Human Development, 20 (2), 135-147.         [ Links ]

Albuquerque, A., &, Tróccoli, B. (2004). Desenvolvimento de uma escala de bemestar subjetivo. Psicologia: Teoria e Pesquisa. 20 (2): 153-164.         [ Links ]

Andrews, F. &, Robison, J. (1991), Measures of Personality and Social Psychological Attitudes. San Diego: Academic Press. (pp. 61-114).         [ Links ]

Andrews, F. &, Whitney. S. (1976). Social indicators of Well-Being. New York: Plenum Press.         [ Links ]

Bilich, F.; Silva, R. &, Ramos. P. (2006). Análise de flexibilidade em economia da informação: modelagem de equações estruturais. Revista de Gestão da Tecnologia e Sistemas de Informação, 3(2), 93-122.         [ Links ]

Byrne, B. M. (1989). A primer of LISREL: Basic applications and programming for confirmatory factor analytic models. New York: Springer-Verlag.         [ Links ]

Bradburn, N. (1969). The structure of psychological well-being. Chicago: Aldine Publishing.         [ Links ]

Campbell, A., Converge, P., e Rodgers, W. (1976). The quality of American life. New York: Russell Stage Foundation.         [ Links ]

Dela Coleta, J. &, Dela Coleta, M. (2006). Felicidade, bem-estar subjetivo e comportamento acadêmico de estudantes universitários. Psicologia estudos. Sept./Dec. 11 (3): p.533-539. ISSN 1413- 7372.         [ Links ]

Diener, E. (1984). Subjective Well-Being. Psychological Bulletin. 95: 542-575.         [ Links ]

Diener, E. &, Diener, C. (1996). Most people are happy. Psychological Science, 7: 181-185         [ Links ]

Diener, E., Emmons, R., Larsen, R. &, Griffin, S. (1985). The satisfaction with life scale. Journal of Personality Assessment. 49, 71- 75.         [ Links ]

Diener, E. & Lucas, R.F. (2000). Subjective emotional well-being. In M. Lewis & J.M. Haviland (Orgs.). Handbook of Emotions (pp. 325-337). New York: Guilford.         [ Links ]

Diener, E.; Oishi, S. &, Lucas, R. E. (2003). Personality, culture and Subjective Well- Being: emotional and cognitive evaluations of life. Annual Review of Psychology, 54, 403-425,         [ Links ]

Diener, E., Suh, E., Lucas, R. e Smith, H. (1999). Subjective well-being: Three decades of progress. Psychological Bulletin. 125: 276-302.         [ Links ]

Diener, E., Suh, E. &, Oishi, S. (1997). Recent findings on subjective well-being. Indian Journal of Clinical Psychology. 24 (1): 25- 41.         [ Links ]

Cantril, H. (1967). The pattern of human concerns. New Brunswick, NJ: Rutgers Univ. Press.         [ Links ]

Fazio, A. F. (1977). A concurrent validational study of the NCHS general well-being schedule. Hyattsville, MD: National Center for Health Statistics.         [ Links ]

Ferraz, R., Tavares, H. &, Zilberm, M. (2007). Felicidade: uma revisão. Revista Psiquiatria Clínica. 34 (5); 234-242.         [ Links ]

Garson, G. D. (2003). PA 765 Statnotes: An online textbook. Endereço de página Web: http://www2.chass.ncsu.edu/garson/pa765/statnote.htm (consultado dia 29 de outubro de 2009).         [ Links ]

Glatzer, W. (1987). Subjective Well-Being: components of well-being.Social Indicators Research, 19, 25-38.         [ Links ]

Giacomoni, C. &, Hutz, C. (1997). A mensuração do bem-estar subjetivo: escala de afeto positivo e negativo e escala de satisfação de vida [Resumos]. Em Sociedade Interamericana de Psicologia (Org.), Anais do XXVI Congresso Interamericano de Psicologia (p.313). São Paulo, SP: SIP.         [ Links ]

Hair, J. F.; Anderson, R. E.; Tatham, R. L. &, Black, W. (2005). Análise Multivariada de Dados. Porto Alegre: Bookman.         [ Links ]

Joreskög, K. &, Sörbom, D. (1989). LISREL 7 user's reference guide. Mooresville: Scientific Software.         [ Links ]

Kammann, N. R. &, Flett, R. (1983). Affectometer 2: A scale to measure current level of general happiness. Australian Journal of Psychology, 35(2), 259–265.

Kahneman, D.; Diener, E. &, Schwarz, N. (Eds) (1999). Well-being: The foundations of hedonic psychology. New York: Russell Sage Foundation.         [ Links ]

Kozma, A. &, Stones, M. J. (1980). The measurement of happiness: The development of the Memorial University of Newfoundland Scale of Happiness (MUNSH). Journal of Gerontology. 35: 906– 912.

Kozma, A., Stones, M. J. &, Mcneil, J. K. (1991). Psychological well-being in later life. Butterworths: Toronto.         [ Links ]

Lawrence, R. H., &, Liang, J. (1988). Structural integration of the Affect Balance Scale and the Life Satisfaction Index A: Race, sex, and age differences. Psychology and Aging, 3, 375-384.         [ Links ]

Lucas, R. E., Diener, E. &, Suh, E. (1996). Discriminant validity of well-being measures. Journal of Personality and Social Psychology. 71: 616-628.         [ Links ]

Maia, M. F. M. (2009). Bem-estar psicológico, depressão, auto-estima e índice de massa corporal em jovens adolescentes da cidade de montes claros, estado de Minas Gerais, Brasil. Tese (doutora) em ciências do desporto. Universidade de Trás-os-Montes e Alto Douro, Vila Real, Portugal.         [ Links ]

Muenjohn, N. &, Armstrong, A. (2007). Transformational Leadership: The Influence of Culture on the Leadership Behaviours of Expatriate Managers. International Journal of Business and Information, 2 (2), 265-283.         [ Links ]

Novo, R. F. (2003). Para além da Eudaimonia: O bem-estar psicológico em mulheres na idade adulta avançada. Fundação Calouste Gulbenkian e Fundação Para a Ciência e a Tecnologia: Coimbra.         [ Links ]

Prebianchi, H. (2003). Medidas de qualidade de vida para crianças: Aspectos conceituais e metodológicos. Psicologia: Teoria e Prática, 5 (1): 57-69.         [ Links ]

Siqueira, M., Martins M. &, Moura, O. (1999). Construção e validação fatorial da EAPN: Escala de ânimo positivo e negativo. Revista da Sociedade de Psicologia do Triângulo Mineiro. 2 (3): 34-40.         [ Links ]

Siqueira, M. M. M., Gomide Jr, S. &, Freire, S. A. (1996). Construção e validação de uma Escala de Satisfação Geral com a Vida (ESGV). Manuscrito não publicado, Universidade Federal de Uberlândia, Uberlândia.         [ Links ]

Tabachnick, B. G. &, Fidell, L. S. (1996). Using multivariate statistics. Needham Heights, MA: Allyn & Bacon.         [ Links ]

Triandis, H.C. (1995). Individualism and collectivism. Boulder, CO: Westview Press.         [ Links ]

Trianis, H. C. et all. (1993). An etic-emic analysis of individualism and collectivims. Journal of cross-cultural psychology, 24 (3), 366-383.         [ Links ]

Van De Vijver, F. &, Leung, K. (1997). Methods and data analysis for cross-cultural research. Thousand Oaks, CA: Sage Publications.         [ Links ]

Watson, D., Clark, L., &, Tellegen, A. (1988). Development and validation of brief measures of positive and negative affect: The PANAS scales. Journal of Personality and Social Psychology, 54(6), 1063-1070.         [ Links ]

 

 

Endereço para correspondência:

Nilton S. Formiga
Avenida Guarabira, 133.
Bairro de Manaíra.
CEP.: 58038-140.
João Pessoa - PB. Brasil.
E-mail: nsformiga@yahoo.com.

 

Recibido: 20 de Diciembre del 2013
Aceptado: 17 de Marzo del 2014