ARTIGOS

 

Escala de Desejabilidade Social de Marlowe-Crowne: evidências de sua validade fatorial e consistência interna

 

Marlowe-Crowne Social Desirability Scale: evidences of its factorial validity and reliability

 

 

Valdiney V. Gouveia^*; Valeschka M. Guerra^**; Deliane Macedo Farias de Sousa^***; Walberto S. Santos^****; Josélia de Mesquita Costa^*****

Universidade Federal da Paraíba

Endereço para correspondência

 

 

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RESUMO

Esta pesquisa objetivou contribuir para a adaptação brasileira da Escala de Desejabilidade Social de Marlowe-Crowne (EDSMC), reunindo evidências de sua validade fatorial e consistência interna. Realizaram-se dois estudos em João Pessoa (Paraíba). No Estudo 1 participaram 398 estudantes universitários, a maioria do sexo feminino (51,5%), com idade média de 21,4. No Estudo 2 participaram 313 estudantes universitários, predominando aqueles do sexo feminino (50,8%), com idade média de 21,8. Nos dois estudos os participantes responderam a EDSMC e perguntas demográficas. No primeiro estudo, realizou-se uma análise de Componentes Principais em que se observou a existência de um fator geral com 20 itens (EDSMC-20), explicando 13% da variância total (KR20 = 0,76). No segundo estudo, comprovou-se por meio da análise fatorial confirmatória que o modelo unifatorial proposto para a EDSMC-20 era aceitável (AGFI = 0,90 e RMSEA = 0,05), com KR20 = 0,75. Concluiu-se que esta medida pode ser empregada adequadamente em pesquisas no contexto em que foi adaptada.

Palavras-chave: Desejabilidade Social, Personalidade, Viés, Escala.

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ABSTRACT

This research aimed at contributing to the Brazilian adaptation of the Marlowe-Crowne Social Desirability Scale (MCSDS), with mounting evidence for its factorial validity and reliability. Two studies were performed in João Pessoa (Paraíba). In Study 1 participants were 398 undergraduate students, mainly females (51.5%), with a mean age of 21.4 years. In Study 2 participants were 313 undergraduate students, mainly females (50.8%), with a mean age of 21.8 years. Participants answered the MCSDS and demographic questions in both studies. In the first study, a Principal Component analysis indicated a 20-item unidimensional structure (MCSDS-20), accounting for 13% of the total variance (KR20 = .76). In the second study, a confirmatory factor analysis revealed as acceptable a one-factor model (AGFI = .90, and RMSEA = .05) for the MCSDS-20, with reliability (KR20) of .75. It was concluded this version can be adequately used for research in the context where it was adapted.

Keywords: Social Desirability, Personality, Bias, Scale.

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Introdução

Na Psicologia, assim como em áreas correlatas, as pesquisas que procuram estudar a personalidade, os valores, as atitudes e até mesmo os sintomas psicopatológicos são freqüentemente realizadas com instrumentos de auto-relato. Nestes, os participantes devem fornecer informações acerca de si mesmos, afirmar se têm certos comportamentos ou descrever suas características pessoais. Destaca-se que a maioria dos comportamentos e das características de personalidade é avaliada culturalmente, isto é, alguns traços de personalidade podem ser considerados mais desejáveis do que outros em umas culturas quando comparadas com outras (Schmitt & cols., 2007). Da mesma forma, opiniões, valores e atitudes também estão sujeitos às normas e sanções sociais (Schmitt & Steyer, 1993).

Vários resultados de pesquisas podem ser influenciados indiretamente por estas "avaliações culturais" dos comportamentos estudados, devido à utilização do auto-relato como fonte de informações. Alguns comportamentos podem ser especialmente difíceis de obter informações "verdadeiras", como aqueles relativos às práticas sexuais (Meston, Heiman, Trapnell & Paulhus, 1998). Nestes casos, os participantes podem simplesmente se recusar a participar da pesquisa ou fornecer informações distorcidas, considerando aquilo que julgam ser comportamentos (in) desejáveis. A propósito, Seisdedos (1996) afirma que quase todas as ações humanas podem ser construídas de forma a mostrar a pessoa de uma maneira favorável.

A influência que as normas culturais podem ter nos padrões de respostas das pessoas é comumente denominada de viés de resposta (response bias). Segundo Furnham (1986), este termo inclui tanto uma dissimulação positiva (tendência a dar respostas positivas, isto é, sempre responder sim quando questionado) ou negativa (sempre responder não), assim como o conjunto de respostas dadas nas extremidades ou sempre no centro da escala de resposta. Termos sinônimos utilizados são falsear, mentir e dissimular, todos se referindo ao fato de que o respondente está deliberadamente escondendo a verdade com a intenção de criar uma impressão específica. Estes tipos de respostas podem ser devido à natureza das questões ou às motivações dos respondentes.

Um termo mais específico neste marco é desejabilidade social, que passou a ser usado para representar tendências de distorção de auto-relatos para uma direção favorável, negando, assim, traços e comportamentos socialmente indesejáveis (Furnham, 1986). Este termo tem sido usado referindo-se às características dos itens de um teste (Crowne & Marlowe, 1960), em que o respondente dissimula sua resposta real de forma a ser aceitável (Shultz & Chávez, 1994). Seria, portanto, uma tendência a dar respostas que fazem com que o respondente seja apresentado de maneira positiva (Paulhus, 1991), constituindo, desta forma, um componente indesejável na medição. A respeito, Paulhus (1991) enfatiza que a desejabilidade social corresponderia a todo um conjunto de fatores de distorção, que por sua vez estariam na dependência dos "papéis" apropriados para o contexto.

A estratégia mais óbvia para verificar se as respostas dadas em um auto-relato são verdadeiras ou não, seria checá-las com informações externas; no entanto, nem sempre isso é possível. Portanto, a distorção deve ser verificada a partir do padrão de respostas do indivíduo; pessoas com grande quantidade de respostas positivas a itens socialmente aceitáveis, principalmente àqueles considerados improváveis, são suspeitas de dissimular sua resposta real (McCrae & Costa, 1983).

O problema da desejabilidade social foi especialmente observado na mensuração da personalidade (Hogan & Nicholson, 1988; Smith & Ellingson, 2002). Porém, não se restringiu a este construto. Por exemplo, Schwartz, Verkasalo, Antonovsky e Sagiv (1997) afirmam que os instrumentos atuais para medir valores humanos, baseados em auto-relatos, também são vulneráveis a este problema. Nas situações de pesquisa em que o participante é requisitado a responder um instrumento, há a possibilidade de que este se empenhe em manter uma postura ou representar um papel que julgue ser o mais adequado para a situação em que se encontra, o que altera as conclusões tiradas com base nesses relatos.

Em uma análise fatorial exploratória com cerca de 150 itens de desejabilidade social, Paulhus (1984) verificou a existência de dois fatores principais. O primeiro, denominado de auto-engano (self-deception), reflete uma distorção de resposta resultante de uma tendência inconsciente de fornecer auto-relatos positivos (Paulhus, 1991). Os respondentes sentem que suas respostas são indicativas de sua personalidade real. Schwartz e cols. (1997) definem este tipo de resposta como uma tendência inconsciente de apresentar-se como capaz e bem ajustado. O segundo fator, nomeado manipulação de impressão (impression management), indica uma distorção de respostas devido ao seu falseamento intencional (Paulhus, 1991), isto é, os indivíduos optariam por mostrar-se mais socialmente adequados e desejáveis, demonstrando uma motivação à aprovação (Ellingson, Sackett & Hough, 1999). De forma diferente do auto-engano, o manejo de impressão é altamente influenciado por circunstâncias nas quais a demanda por auto-apresentações positivas é alta (Meston & cols., 1998). Neste sentido, Paulhus (1984) afirma que os respondentes apresentam pontuações baixas no manejo de impressão quando sabem que suas respostas são anônimas (Barrick & Mount, 1996).

Da mesma forma que Paulhus (1991), a maioria dos pesquisadores considera a desejabilidade como um viés, um estilo de resposta apresentado pelo participante na pesquisa. Walsh (1990) argumenta que pontuações na desejabilidade social refletem contaminação na mensuração da personalidade, comprometendo a avaliação de instrumentos de auto-relato. Com a eliminação dos efeitos da distorção intencional das respostas, correções de desejabilidade social deveriam produzir pontuações com maior validade de construto e, conseqüentemente, melhores descrições de traços de personalidade dos participantes (McCrae & Costa, 1983; Walsh, 1990). Em estudo realizado por Ellingson e cols. (1999), foi solicitado aos participantes de um grupo que alterassem, deliberadamente, suas respostas; a um segundo grupo foi informado que respostas falsas seriam identificadas, forçando a apresentação de respostas verdadeiras. Os resultados indicaram que a aplicação de uma correção de desejabilidade social teve sucesso no ajustamento das pontuações da escala de personalidade: as pontuações corrigidas eram mais próximas às médias do grupo que procurou emitir respostas verdadeiras do que daquele com pontuações falsas.

No entanto, um estudo realizado por Barrick e Mount (1996) não obteve os mesmos resultados. Estes autores procuraram verificar qual tipo de distorção de resposta (auto-engano ou manejo de impressão) estaria influenciando, individualmente, a validade das medidas de personalidade. Seus resultados indicaram que tanto o auto-engano como o manejo de impressão se correlacionaram com os traços de personalidade, sendo que o controle de cada um dos tipos de viés não modificou os coeficientes encontrados. Estes resultados contraditórios foram observados em uma série de estudos acerca da relação entre a desejabilidade social e a personalidade. Foi verificado que, quando esta relação é controlada, os coeficientes de validade das escalas de personalidade não são alterados (Ellingson, Smith & Sackett, 2001; Hough, Eaton, Dunnette, Kamp & McCloy, 1990) ou são reduzidos (Hogan & Nicholson, 1988; McCrae & Costa, 1983).

Em seqüência a estes achados, foi verificada, em diversas pesquisas, uma relação entre as pontuações nas escalas de traços de personalidade e as pontuações naquelas destinadas a medir a desejabilidade social (Nicholson & Hogan, 1990). Estas correlações mostram que determinados traços, sobretudo aqueles com ênfase no ajuste social da pessoa, estão diretamente correlacionados com a desejabilidade social (Edwards, 1990; Ellingson & cols., 2001). Nesta direção, Seisdedos (1996), utilizando dados do 16PF-5 na Espanha, observou que a desejabilidade social apresentou-se diretamente correlacionada com traços como estabilidade emocional (r = 0,63; p < 0, 001) e conscienciosidade (r = 0,52; p < 0, 001), enquanto que aqueles traços que podem colocar em risco a harmonia social ou cumprem interesses individuais o fizeram em sentido negativo: apreensão (r = -0,60; p < 0,001), auto-confiança (r = -0,37; p < 0,01) e abertura à mudança (r = -0,16; p < 0,05). Estes dados foram corroborados por Smith e Ellingson (2002), em amostras estadunidenses, e por Pauls e Stemmler (2003), com amostras alemãs. Aparentemente, pessoas bem-ajustadas têm auto-imagens positivamente enviesadas, apresentando uma tendência a ignorar críticas e defeitos, evitando pensamentos negativos e demonstrando esperança em ter sucesso na maioria de suas tarefas (Smith & Ellingson, 2002).

Ones, Viswesvaran e Reiss (1996) fizeram uma meta-análise de correlações relatadas entre as escalas de desejabilidade social (DS) e as cinco grandes dimensões de personalidade (big five). Os resultados indicaram que as escalas de DS estão, de fato, correlacionadas com medidas de personalidade, principalmente a estabilidade emocional (r = 0,37; N = 143.794; K = 467) e a conscienciosidade (r = 0,20; N = 46.972; K = 239). Estes achados funcionam como uma prova de que as escalas de DS medem conteúdo real, normalmente associado com conscienciosidade, conformismo e neuroticismo (McCrae & Costa, 1983; Nicholson & Hogan, 1990; Smith & Ellingson, 2002). Portanto, as correlações encontradas podem não indicar viés de resposta, mas uma superposição de conteúdo (Edwards, 1990; Ellingson & cols., 1999; Nicholson & Hogan, 1990).

Foram encontradas correlações de desejabilidade social com diversos construtos, tais como religiosidade, que se mostrou diretamente correlacionada com o manejo de impressão (Gillings & Joseph, 1996; Lewis, 2000), e ansiedade, onde medidas explícitas são mais vulneráveis ao manejo de impressão do que medidas implícitas (Eglo & Schmukle, 2003). Este construto apresenta uma correlação com o manejo de impressão (r = -0,54; p < 0,001), significando que pessoas com pontuações altas no manejo de impressão tentam "esconder" seus traços de personalidade ansiosos (Seisdedos, 1996). Também foram observadas correlações com variáveis demográficas, como (a) cultura de origem, onde os latinos pontuaram mais que os euro-americanos (Shultz & Chávez, 1994), (b) etnia, com os negros tendo pontuado mais que os brancos (Bardwell & Dimsdale, 2001; Meston, Heiman, Trapnell & Carlin, 1999) e (c) gênero (Watkins, 1996; Meston & cols., 1998), em que as mulheres pontuaram mais que os homens.

Em resumo, a desejabilidade social pode ser considerada como um traço de personalidade. Este é um tema importante nas Ciências Humanas em decorrência de sua influência potencial nas repostas dadas às pesquisas realizadas e mesmo nos relacionamentos interpessoais, uma vez que a desejabilidade social favorece uma busca de sincronia de opiniões, idéias, atitudes e valores, com ênfase no tradicionalismo e pertencimento grupal (Bernardi, 2006; Furnham, 1986; McCrae & Costa, 1983; Nicholson & Hogan, 1990; Paulhus, 1991).

De acordo com o anteriormente apresentado, parece evidente a necessidade de conhecer mais sobre este construto, sobretudo na realidade brasileira. Esta é uma cultura coletivista (Gouveia, Albuquerque, Clemente & Espinosa, 2002), e em tal tipo de cultura se espera que a desejabilidade social tenha um impacto marcante nas atitudes e nos comportamentos das pessoas (Lalwani, Shavitt & Johnson, 2006; Schwartz & cols., 1997). Neste sentido, seria necessário contar previamente com instrumentos psicometricamente adequados. Foi encontrada uma publicação recente que procurou adaptar a Escala de Desejabilidade Social de Marlowe-Crowne (Crowne & Marlowe, 1960), conhecendo a validade fatorial e consistência interna da versão original e sua Forma C (reduzida) (Ribas, Moura & Hutz, 2004). Considerando que esta é uma das medidas mais empregadas para medir desejabilidade social, é oportuno considerá-la.

Escala de Desejabilidade Social de Marlowe-Crowne (EDSMC)

Previamente, apresenta-se a concepção de desejabilidade social subjacente a esta medida. Esta, embora antiga, encontra respaldo na literatura vigente, que trata este construto como uma tendência inconsciente de criar uma impressão positiva de si mesmo, evitar críticas e receber a aprovação geral (Bernardi, 2006; Crowne & Marlowe, 1960; McCrae & Costa, 1983; Ribas & cols., 2004). Neste sentido, McCrae e Costa (1983) indicam que as medidas a respeito deveriam ser renomeadas como "necessidade de aprovação", "ingenuidade" ou "ajustamento social". Schwartz e cols. (1997) acentuam que tanto o auto-engano como o manejo de impressão podem ser compreendidos como construtos de personalidade. O auto-engano podendo expressar uma motivação para ser visto como competente por si mesmo e pelos outros, enquanto o manejo de impressão seria uma motivação por aprovação.

As escalas mais comumente utilizadas para medir a desejabilidade social são as de Edwards (1957, citado por Stöber, 2001), Crowne e Marlowe (1960) e, mais recentemente, Paulhus (1984). Apesar de não ser um instrumento recente, a Escala de Desejabilidade Social, desenvolvida por Crowne e Marlowe (1960), continua a ser a mais freqüentemente empregada em pesquisas (Beretvas, Meyers & Leite, 2002). De acordo com Paulhus (1991), embora seus autores a tenham construído para ser uma medida de viés de resposta em auto-relatos, suas pesquisas subseqüentes demonstraram que esta contemplava um construto mais geral, denominado por ele de "necessidade de aprovação".

Crowne e Marlowe (1960) iniciaram a construção deste instrumento como uma alternativa à medida proposta por Edwards (1957, citado por Stöber, 2001). Este autor construiu sua escala com itens do Minnesota Multiphasic Personality Inventory (MMPI), que avalia, principalmente, aspectos psicopatológicos da personalidade, confundindo, dessa forma, a desejabilidade social com a ausência de psicopatologia nos participantes. Por outro lado, com o fim de construir sua escala, Crowne e Marlowe (1960) selecionaram 50 itens de diversos questionários de personalidade que descreviam comportamentos considerados socialmente desejáveis, mas não freqüentes, e comportamentos indesejáveis, mas freqüentes, sendo excluídos itens com implicações psicopatológicas. Tais itens foram avaliados por 10 juízes com relação ao nível de desejabilidade social que expressavam; aqueles que conseguiram acima de 90% de concordância destes juízes (47 no total), passavam a fazer parte da versão preliminar da escala. Esta versão preliminar foi aplicada a outro conjunto de 10 juízes para uma nova avaliação acerca de um possível não ajustamento implícito nas respostas socialmente desejáveis aos itens. Posteriormente, tais itens foram aplicados em uma amostra de 76 estudantes universitários estadunidenses, sendo estes dados utilizados para uma análise do poder discriminativo dos itens. Resultaram, então, 33 itens, sendo 18 sentenças diretas e 15 com enunciados invertidos.

Os itens finais descrevem comportamentos aceitáveis, mas improváveis [por exemplo, Sou sempre cuidadoso(a) com meu jeito de vestir; Meus modos à mesa, quando estou em casa, são tão bons como quando estou em um restaurante], assim como comportamentos inaceitáveis, mas prováveis [por exemplo, Às vezes, gosto de fazer fofoca; Lembro-me de ter fingido estar doente para fugir de alguma responsabilidade]. Para respondê-los, o participante deveria assinalar verdadeiro (1) ou falso (0), segundo descrevesse seu comportamento cotidiano.

Este instrumento apresentou coeficiente Kuder-Richardson (KR20) de 0,88, conforme relatado por seus autores, e uma precisão teste-reteste de 0,89 após um mês. A pontuação média dos participantes desta escala foi de 15,5 (DP = 4,4). Além disso, os autores procuraram verificar a correlação deste instrumento com outras medidas de desejabilidade social, sendo encontrado um índice de 0,54 (p < 0,01) com a MMPI Lie Scale e de 0,35 (p < 0,05) com a Edwards' Scale. Segundo seus autores, estas correlações estão de acordo com a definição de desejabilidade social em termos da necessidade de as pessoas responderem de forma sancionada culturalmente (Crowne & Marlowe, 1960). Diversas versões reduzidas desta escala foram elaboradas a partir de estudos da estrutura fatorial dos 33 itens originais (Loo & Thorpe, 2000).

No contexto brasileiro, como antes indicado, Ribas e cols. (2004) procuraram conhecer os parâmetros psicométricos da versão original (33 itens) e sua Forma C (13 itens). No primeiro caso identificaram-se até 12 valores próprios superiores a 1 (critério de Kaiser), explicando conjuntamente 55,7% da variância total. Contudo, observando a distribuição gráfica destes valores (scree plot) e tendo em conta a estrutura original, definiu-se a extração de um único fator. Este reuniu os 33 itens, nove dos quais com saturações abaixo de |0,30|: 1, 6, 8, 18, 20, 22, 24, 27 e 32. Sua consistência interna (KR20) foi 0,78. Para a segunda versão foram encontrados quatro valores próprios que atenderam ao critério de Kaiser, explicando 47,9% da variância total. Coerente com a análise anterior, fixou-se a extração de um único fator, que foi responsável pela explicação de 21,7% da variância total, com saturações entre 0,36 e 0,58 e KR20 de 0,70.

Levando em conta a importância deste construto e a utilização freqüente da EDSMC como indicadora de desejabilidade social, considerando ainda a quantidade de estudos que são realizados neste país com medidas de auto-relato, em que a desejabilidade social pode ter um papel decisivo, decidiu-se reunir evidências complementares acerca dos parâmetros psicométricos desta medida. Nesta oportunidade, considera-se uma população-alvo diferente daquela de Ribas e cols. (2004), procurando identificar a estrutura fatorial preconizada para esta medida, procedendo também a sua comprovação em amostra independente. Estes aspectos orientaram a realização dos estudos descritos a seguir.

Estudo 1. Parâmetros Psicométricos da EDSMC

Este estudo pretendeu conhecer evidências de validade fatorial e consistência interna da Escala de Desejabilidade Social de Marlowe-Crowne (EDSMC) no contexto paraibano. Especificamente, objetivou checar sua estrutura unifatorial, verificando a possibilidade de contar com uma versão reduzida desta medida que fosse psicometricamente adequada.

 

Método

Participantes

Este estudo contou com a participação de 398 estudantes universitários da cidade de João Pessoa (PB), sendo 204 mulheres (51,5%) e 192 homens (48,5%), com idades compreendidas entre 18 e 40 anos (M = 21,4; DP = 4,09). A maioria dos participantes indicou ser estudante de universidades particulares (60,1%) e solteira (89,4%). No que diz respeito à religião, a maioria disse ser católica (72,4%) e indicou se considerar com um nível de religiosidade (M = 2,7; DP = 1,08) acima do ponto mediano da escala de resposta (2; amplitude de 0 = Nada religioso a 4 = Muito religioso). Esta foi uma amostra de conveniência (não-probabilística), tendo participado as pessoas que, contatadas, concordaram em colaborar com o estudo.

Instrumentos

Os participantes foram solicitados a responder um questionário formado por:

Escala de Desejabilidade Social de Marlowe-Crowne (EDSMC). Desenvolvida por Crowne e Marlowe (1960), esta escala foi originalmente elaborada em língua inglesa. Expressa condutas que podem indicar uma necessidade de aprovação por parte dos outros, contendo 33 itens retirados de escalas de personalidade [por exemplo, Se pudesse entrar em um cinema sem pagar e ter certeza de que não seria visto(a), provavelmente eu o faria; Sou sempre cuidadoso(a) com meu jeito de vestir]. Para respondê-los, o participante deve assinalar verdadeiro (1) ou falso (0), segundo descreve seu comportamento cotidiano. Os parâmetros psicométricos desta medida em outros estudos foram previamente descritos.

Caracterização sociodemográfica. Os participantes foram solicitados a responder a questões sobre sexo, idade, estado civil, religião, nível de religiosidade e tipo de universidade, procurando assegurar uma melhor caracterização dos que fizeram parte do estudo.

Embora exista uma versão brasileira previamente publicada da EDSMC (Ribas & cols., 2004), os autores do presente estudo decidiram realizar uma tradução independente desta medida. Isso pareceu mais pertinente em razão de a desejabilidade social ser potencialmente afetada pela cultura, evitando que seu uso no contexto paraibano pudesse ser enviesado em função de estilo de redação produzido no Sul. A tradução vigente foi realizada por dois psicólogos bilíngües, revisado por um terceiro. Um estudo piloto foi então realizado visando verificar a compreensão dos itens, tendo participado 28 estudantes do ensino médio de uma escola pública da cidade de João Pessoa. Os participantes apresentaram idade variando entre 14 e 20 anos (M = 15,5; DP = 1,32), sendo 53% do sexo feminino. Sugeriu-se que aqueles itens problemáticos ou ambíguos fossem assinalados pelos respondentes e que estes opinassem sobre sua melhor redação. Não foram indicadas modificações, fazendo com que todos passassem ao instrumento final, cuja versão pode ser obtida sob solicitação.

Procedimento

Os participantes foram solicitados a responder os questionários individualmente, porém em ambiente coletivo de sala de aula. Os aplicadores se apresentaram solicitando a autorização do professor da disciplina; uma vez obtida, era pedida a colaboração voluntária dos estudantes presentes. Foi-lhes informado que se tratava de uma pesquisa sobre condutas e atitudes sociais, não havendo respostas certas ou erradas. Uma vez tendo concordado em participar, estes preencheram um termo de consentimento livre e esclarecido. A todos foi assegurado que suas respostas seriam confidenciais, devendo ser tratadas estatística e coletivamente. Em média, 20 minutos foram suficientes para concluir sua participação.

 

Resultados

Inicialmente, procurou-se conhecer o poder discriminativo dos itens desta medida, considerando-se o critério da mediana, isto é, os participantes com pontuação total nos 33 itens da EDSMC abaixo (grupo inferior) e acima (grupo superior) dessa medida de tendência central. Por meio de uma MANOVA, observou-se que a variável grupo-critério (inferior e superior) discriminou satisfatoriamente o conjunto de itens [Lambda de Wilks = 0,25, F (33, 327) = 30,04, p < 0,001, p² = 0,75]. Não obstante, testes univariados (efeito entre sujeitos) revelaram que o item 17 (Sempre tento fazer o que digo) não conseguiu discriminar os dois grupos [F (1, 359) = 0,32, p = 0,57]; todos os demais itens desta medida o fizeram de modo estatisticamente significativo (p < 0,01). O leitor interessado pode solicitar aos autores uma cópia dos resultados referentes a esta análise.

Em seguida, foram realizadas análises fatoriais exploratórias com os 32 itens restantes. Previamente, checou-se a fatoriabilidade desses itens, tendo sido obtidos os seguintes indicadores: KMO = 0,74 e Teste de Esfericidade de Bartlett, X² (496) = 1.499,09, p < 0,001, ambos considerados satisfatórios para a realização desta análise. O emprego da análise de Componentes Principais (CP) permitiu identificar até onze componentes com valores próprios (eigenvalues) superiores a 1 (critério de Kaiser), explicando conjuntamente 53,3% da variância total. Não obstante, em consonância com a literatura, decidiu-se fixar a extração de um único componente, sendo os resultados apresentados na Tabela 1.

Como pode ser observado na Tabela 1, 12 itens foram retirados desta análise devido às suas saturações baixas, isto é, < 0,30. Foi encontrado um componente principal, com valor próprio de 4,16, explicando 13% da variância total; seu KR20 foi de 0,76.

 

Discussão Parcial

A EDSMC reúne um conjunto de itens discriminativos, que podem ser empregados para cobrir a dimensão geral de desejabilidade social. Nesta oportunidade, apresenta-se uma versão abreviada, composta por 20 itens com melhores saturações (ai.f ? |0,30|), indicando evidências de validade fatorial desta medida. Sua consistência interna, mesmo com menor número de itens que a versão original, é satisfatória (Nunnally, 1991). Os resultados ora apresentados são consistentes com aqueles descritos por Ribas e cols. (2004), quando propuseram a adaptação desta escala para o contexto brasileiro. Destaca-se, entretanto, que tais autores consideraram a versão original desta escala, composta por 33 itens. Contudo, mesmo no estudo deles já podiam ser observados que alguns itens não funcionavam adequadamente, apresentando saturação no fator geral abaixo do ponto de corte geralmente recomendado, isto é, |0,30| (Gorsuch, 1983; Pasquali, 2003).

Ribas e cols. (2004) apresentaram evidências psicométricas da Forma C da ESD-MC, como antes indicado. Portanto, parece pertinente pensar em formas abreviadas desta medida (Loo & Thorpe, 2000), desde que sejam garantidas as qualidades métricas da versão original. Neste estudo ficou demonstrada a adequação de uma versão com 20 itens, mas que precisa ser testada em estudos independentes. Desse modo, pensou-se na realização de um segundo estudo, em que se procurou realizar uma análise fatorial confirmatória desta versão abreviada.

 

 

Estudo 2. Comprovação da Estrutura Unifatorial da EDSMC-20

Conhecida a estrutura fatorial da Escala de Desejabilidade Social de Marlowe- Crowne, definida por 20 itens que saturaram em um único fator, decidiu-se comprovar a adequação desta nova versão brasileira. Neste caso, considerando uma amostra independente da anterior, realizou-se uma análise fatorial confirmatória para conhecer o ajuste dessa estrutura fatorial aos dados empíricos. Além disso, procurou-se ainda conhecer a consistência interna desta medida e o quanto suas pontuações se correlacionariam com a idade, o sexo e a religiosidade dos participantes.

 

Método

Participantes

Participaram desta pesquisa 313 estudantes de uma universidade pública de João Pessoa (PB), sendo 159 mulheres (50,8%) e 154 homens (49,2%), com idades variando de 17 a 56 anos (M = 21,8; DP = 4,88). Estes eram, majoritariamente, solteiros (87,5%), definindo-se como de classe socioeconômica média (64,9%) e católicos (52,3%), com um nível de religiosidade auto-percebida (M = 2,1; DP = 1,2) próximo à pontuação mediana teórica da escala de resposta (2). Como no estudo anterior, esta foi uma amostra de conveniência.

Instrumentos

Os participantes responderam um questionário constando do seguinte:

Escala de Desejabilidade Social de Marlowe-Crowne (Crowne & Marlowe, 1960), versão com 20 itens (EDSMC-20). Esta resultou do Estudo 1, onde são descritos seus parâmetros psicométricos. Mantiveram-se as instruções e o formato de resposta da versão original.

Caracterização sociodemográfica. Os participantes foram solicitados a responder as seguintes questões: sexo, idade, estado civil, religião, religiosidade e nível socioeconômico, procurando descrevê-los. O nível de religiosidade foi medido por um item em uma escala de cinco pontos, devendo o participante indicar o quanto se considerava religioso, variando de 0 = Nada a 4 = Muito.

Procedimento

Os participantes responderam aos questionários individualmente, porém em ambiente coletivo de sala de aula. A aplicação destes foi realizada por cinco colaboradores previamente treinados. Uma vez obtida a autorização do professor da disciplina, eles se apresentavam solicitando a colaboração voluntária dos presentes. Com sua concordância em participar do estudo, os indivíduos foram solicitados a assinar um termo de consentimento livre e esclarecido. A todos foi enfatizado o caráter confidencial dos dados, que seriam tratados em seu conjunto. Em média, 20 minutos foram suficientes para concluir sua participação.

Análise dos Dados

O SPSS (versão 15) foi empregado para calcular estatísticas descritivas e correlações. O AMOS foi utilizado para comprovar o modelo unifatorial da medida em questão. Considerou-se como entrada a matriz de covariância, tendo sido adotado o estimador ML (Máxima Verossimilhança). Os seguintes indicadores de ajuste do modelo aos dados foram tidos em conta: a razão qui-quadrado por graus de liberdade (x²/gl), o adjusted goodness-of-it-index (AGFI) e a root mean square error of approximation (RMSEA). Modelos com x²/gl entre 2 e 3 ou inferior, AGFI igual ou superior a 0,90 e RMSEA de 0,08 ou menos podem ser considerados adequados (Browne & Cudeck, 1993; Byrne, 2001).

 

Resultados

Considerando o objetivo principal deste estudo, isto é, testar a estrutura unifatorial da versão reduzida da EDS, foi elaborado um modelo em que todos os 20 itens desta medida saturassem em um mesmo fator. Os resultados são apresentados na Figura 1 a seguir.

Como é possível observar na Figura 1, a solução unifatorial foi estabelecida para a EDSMC-20. É importante assinalar que todas as saturações foram estatisticamente diferentes de zero (0; t > 1,96). Este modelo fatorial se ajustou satisfatoriamente aos dados, apresentando uma razão x2/gl de 1,66, AGFI = 0,90 e RMSEA de 0,05 (IC90% = 0,036-0,055). Esta medida apresentou consistência interna (KR20) de 0,75.

Finalmente, além da comprovação do modelo proposto, foram calculadas correlações das pontuações da EDSMC-20 com três variáveis demográficas, a saber: idade, sexo e nível de religiosidade auto-percebida dos participantes. Excetuando a variável religiosidade (r = 0,10; p < 0,05), as outras duas não se correlacionaram com a desejabilidade social (p > 0,05).

 

 

Discussão Parcial

Neste segundo estudo foi possível comprovar que a EDSMC admite uma versão alternativa, mais abreviada e, portanto, parcimoniosa. Isso já tinha sido demonstrado em outro país (Loo & Thorpe, 2000), e recentemente corroborado no Brasil (Ribas & cols., 2004). Diferente do estudo prévio realizado neste país, no presente se procurou identificar uma versão abreviada e, em amostra independente, comprovar sua adequação, não se restringindo a análises exploratórias. Os indicadores de ajuste da EDSMC-20 atendem os pontos de corte que têm sido definidos na literatura (Browne & Cudeck, 1993; Byrne, 2001), ocorrendo o mesmo com sua consistência interna (Nunnally, 1991; Pasquali, 2003).

A correlação da DS com o nível de religiosidade dos participantes é coerente com a literatura (Gillings & Joseph, 1996; Lewis, 2000; Stöber, 2001). As pessoas religiosas, possivelmente por desenvolverem traços de personalidade mais conservadores e socialmente ajustados, dando importância a valores normativos (por exemplo, segurança, tradição), tendem a manifestar maior desejabilidade social (Gouveia, 2003; Hardy & Rafaelli 2003; McCree, Wingood, DiClemente, Davies & Harrington, 2003; Saroglou, Delpierre & Dernelle, 2004). A idade e o sexo não se correlacionaram com este construto. No primeiro caso, em Ribas e cols. (2004) tal correlação foi muito fraca (r = 0,10), e no caso do sexo talvez se explique em razão de pouca variabilidade entre homens e mulheres que ingressam em universidades brasileiras. Contudo, estes são aspectos que demandarão estudos futuros.

 

Conclusão e Direções Futuras

Este artigo reúne dois estudos que procuraram contribuir para a adaptação da Escala de Desejabilidade Social de Marlowe-Crowne (Crowne & Marlowe, 1960) para o contexto brasileiro, reunindo evidências de sua validade fatorial e consistência interna. Coerente com o que foi observado por Ribas e cols. (2004), cerca de 1/3 dos itens da versão original não funcionou adequadamente neste contexto cultural. Neste sentido, também em consonância com estes autores, avaliou-se a possibilidade de contar com uma versão abreviada desta medida, assegurando seus parâmetros psicométricos. Portanto, confia-se que os objetivos previamente anunciados tenham sido cumpridos, contribuindo-se nesta oportunidade para a adaptação brasileira da EDSMC, oferecendo uma nova versão (EDSMC-20).

Embora se ofereçam contribuições para conhecer a adequação do instrumento descrito, não se descartam possíveis limitações dos estudos. Particularmente, é necessário assinalar que as amostras não podem ser consideradas como representativas da população brasileira, nem mesmo da paraibana, pois foram constituídas exclusivamente por estudantes universitários. Entretanto, os resultados obtidos foram consistentes com os observados em outro estado (Ribas & cols., 2004) e mesmo em outra cultura nacional (Loo & Thorpe, 2000). Isso sugere a pertinência dos estudos previamente descritos e a adequação da EDSMC. Há que se ressaltar ainda que, apesar destes comentários, não foi o propósito aqui generalizar os resultados.

Em termos de estudos futuros, não resta dúvida de que será necessário seguir testando a EDS-MD-20, considerando pessoas de outros estados e características demográficas. Por exemplo, poder-se-á testar sua invariância fatorial em relação ao sexo, estágio de desenvolvimento e orientação social (individualista ou coletivista) adotada pelos respondentes. Conhecer sua estabilidade temporal será igualmente importante.

Finalmente, caberia avaliar, no contexto brasileiro, em que medida a desejabilidade social, como avaliada por meio da EDSMC-20, expressa um estilo de resposta (viés) ou uma característica psicológica (por exemplo, traço de personalidade, sistema valorativo; McCrae & Costa, 1983; Pauls & Stemmler, 2003). No caso dos valores, por exemplo, eles são por definição socialmente desejáveis (Gouveia, 2003; Rokeach, 1973). A propósito, Schwartz e cols. (1997) ao endossar um papel social mais tradicional e convencional, como refletido nas pontuações altas em DS, as pessoas estão de fato refletindo suas prioridades axiológicas que acentuam a conformidade. Nesta direção, espera-se que as pessoas que pontuam alto em valores normativos (religiosidade, tradição e obediência; Gouveia, 2003) também o farão em desejabilidade social, o que demanda ser comprovado.

 

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Endereço para correspondência
E-mail: vvgouveia@pesquisador.cnpq.br

Recebido em Julho de 2008
Reformulado em Janeiro de 2009
Aceito em Março de 2009

O presente estudo contou com apoio do CNPq por meio de bolsa de Produtividade em Pesquisa concedida ao primeiro autor. O segundo e quarto autores contaram com bolsas da CAPES de doutorado. Os autores agradecem a estas duas instituições.

 

 

Sobre os autores:

^* Valdiney V. Gouveia: Doutor em Psicologia Social pela Universidade Complutense de Madri. Professor do Departamento de Psicologia da Universidade Federal da Paraíba. Bolsista 1B de Produtividade em Pesquisa do CNPq.
^** Valeschka M. Guerra: Doutora em Psicologia Social pela Universidade de Kent. Professora-colaboradora do Departamento de Psicologia da Universidade Federal da Paraíba.
^*** Deliane Macedo Farias de Sousa: Mestre em Psicologia pela Universidade Federal do Rio Grande do Norte. Professora substituta do Centro de Educação da Universidade Federal da Paraíba.
^**** Walberto S. Santos: Doutor em Psicologia Social pela Universidade Federal da Paraíba / Universidade Federal do Rio Grande do Norte. Professor do Departamento de Psicologia da Universidade Federal do Ceará.
^***** Josélia de Mesquita Costa: Acadêmica do Curso de Psicologia da Universidade Federal da Paraíba. Bolsista de Iniciação Científica (PIBIC/UFPB).