ARTIGO ORIGINAL
http://dx.doi.org/10.15448/1980-8623.2016.2.22439

 

Escala de Perdão Conjugal (MOFS): evidências de validade de construto no contexto brasileiro

 

Marital Forgiveness Scale (MOFS): evidence of construct validity in the brazilian context

 

Escala de Perdón Conyugal: evidencias de validez de constructo en el contexto brasileño

 

 

Bruna de Jesus Lopes; Patrícia Nunes da Fonsêca; Emerson Diógenes de Medeiros; Aline Carvalho de Almeida; Valdiney Veloso Gouveia

Universidade Federal da Paraíba, PB, Brasil

 

 

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RESUMO

O presente estudo objetivou adaptar a Escala de Perdão Conjugal (MOFS) para o contexto brasileiro, reunindo evidências de validade de construto (fatorial e consistência interna). Participaram 205 pessoas casadas da Paraíba (M = 35,8; SD = 10,49; 59% do sexo feminino). Estes responderam a MOFS e perguntas demográficas. Uma Análise Fatorial Confirmatória, com estimador MLR, permitiu comprovar a estrutura originalmente proposta, com os seguintes indicadores de ajuste: CFI = 0,94; TLI = 0,92; RMSEA (IC 95%) = 0,07 (0,04-0,09), apresentando aceitáveis evidências de fidedignidade avaliadas pelo alfa de Cronbach, homogeneidade e confiabilidade composta. Conclui-se que a MOFS apresenta evidências de aceitáveis parâmetros psicométricos, podendo ser usada em estudos futuros sobre o perdão nas relações conjugais.

Palavras-chave: Perdão Conjugal; Escala; Validade; Adaptação.

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ABSTRACT

This study aimed to adapt the Marital Offence-Specific Forgiveness Scale (MOFS) to the Brazilian context, gathering evidences of construct validity (factor and reliability). 205 married people from Brazilian state of Paraíba participated the study (M = 35.8; SD = 10.49; 59% female). They answered the MOFS and demographic questions. A Confirmatory Factor Analysis, with MLR estimator, allowed to prove the structure originally proposed, with the following adjustment indicators CFI = 0.94; TLI = 0.92; RMSEA (95% CI) = 0.07 (0.04 to 0.09), presenting acceptable reliability of evidence evaluated by Cronbach›s alpha, homogeneity and composite reliability. A principal component analysis showed a two-dimensional structure, which accounting for 52.6% of the total variance, with Cronbach's alphas of 0.65 (benevolence) and 0.80 (avoidance-resentment). In conclusion, the MOFS presents evidences of acceptable psychometric parameters, favoring its use in future studies about forgiveness within marital relationships.

Keywords: Forgiveness Marriage; Scale; Validity; Adaptation.

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RESUMEN

Este estudio tuvo como objetivo adaptar la Escala de Perdón Conyugal (MOFS) para el contexto brasileño, juntando evidencias de validez de constructo (factorial y consistencia interna). Participaron 205 personas casadas de Paraíba (M = 35.8; DE = 10.49; 59% mujeres). Ellos respondieron la MOFS y preguntas demográficas. Un Análisis Factorial Confirmatorio, con estimador MLR, para probar la estructura propuesta originalmente, con los siguientes indicadores de ajuste: CFI = 0.94; TLI = 0.2; RMSEA (IC del 95%) = 0.07 (0.04 a la 0.09), con evidencias aceptables de fiabilidad evaluadas por el alfa de Cronbach, homogeneidad y fiabilidad compuesta. Se concluye que la MOFS presenta evidencias de propiedades psicométricas aceptables, y puede ser utilizada en futuros estudios sobre el perdón en las relaciones maritales.

Palabras clave: Perdón Conyugal; Escala; Validez; Adaptación.

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A palavra perdão, etimologicamente, tem sua origem no latim perdonum, sendo composta pelo prefixo per (remetendo-se a “por”, “através de”, a plenitude, perfeição de ação) e sufixo donum (dom). Com isso, perdonum é o dom em sua plenitude, algo ofertado de bom grado. Desta forma, o perdão diz respeito a uma doação incondicional de si mesmo em favor de outra pessoa, sem esperar nada em troca (Barros, 2003).

O perdão, embora, seja reconhecido há tempos como um fator de grande importância para a manutenção e a estabilidade dos relacionamentos, sua investigação teve um maior foco recente (Lin et al., 2014; Peets, Hodges, & Salmivalli, 2013; Strelan, McKee, Claic, Cook, & Shaw, 2013), elevando significativamente o número de pesquisas e publicações acerca da temática (Fincham, Jackson, & Beach, 2005). Isso tem contribuído para o surgimento de uma diversidade de conceitos a respeito (Barbosa, 2015; Maio, Thomas, Fincham, & Carnelley, 2008; Worthington, 2005), comumente decorrente da falta de consenso acerca da definição do perdão (Gordon, Hughes, Tomcik, Dixon, & Litzinger, 2009).

 

Perdão: Definição e Relevância nas Relações Conjugais

Segundo Orathinkal, Vansteenwegen, Enright e Stroobants (2007), uma das definições mais aceitável e amplamente utilizada do perdão é a apresentada por Enright e seus colaboradores (Enright & The Human Development Group Study, 1991). De acordo com estes autores, o perdão diz respeito à vontade de uma pessoa em abdicar o seu direito de ressentimento, julgamento negativo e comportamento indiferente para aquele que o feriu, fomentando compaixão, generosidade e amor para com o ofensor (Enright, Rique, & Coyle, 2000). Portanto, pode ser compreendido, de acordo com Worthington e Scherer (2004), como uma resposta empregada a transgressões interpessoais, sendo esta uma escolha proativa que fortalece a vítima, independente das ações do ofensor.

Na linha do anteriormente comentado, alguns autores entendem que o perdão pode ser descrito como um processo de transformação, no qual respostas negativas e vingativas são substituídas por positivas (McCullough et al., 1998; Waal, 2000). Diante disso, o ato de perdoar sugere suprimir pensamentos, sentimentos e comportamentos negativos dando lugar a conteúdos (e.g., ações, atitudes) mais positivos (Maio et al., 2008) ou neutros (Thompson et al., 2005) dirigidos ao transgressor. Pode-se, desta forma, compreender o perdão no contexto interpessoal amoroso como mudanças pró-sociais direcionadas às pessoas que cometeram uma transgressão no âmbito de suas relações, tornando-se menos motivadas a buscar vingança e evasão, e mais motivadas a ter sentimentos benevolentes em relação ao ofensor (McCullough et al, 1998).

Frente a estes conceitos, evidenciam-se duas dimensões do perdão (Fincham & Beach, 2002; Worthington, 2003): (1) negativa, que envolve o grau em que um indivíduo continua a guardar rancor, nutrindo desejos de vingança ou punição pelo infrator e (2) positiva, a qual se refere ao grau em que a vítima experimenta prontidão para perdoar, refletindo um aumento na empatia e libertação da raiva. Com isso, estima-se que o perdão pode ser compreendido como uma resposta a um tratamento injusto, que busca a redução do ressentimento e elevação da beneficência para com um terceiro (Hargrave & Sells, 1997). Esta ação é considerada como complexa e difícil, requerendo esforço intrapsíquico para que a pessoa possa ser capaz de lidar de maneira mais eficaz com os danos (intencionais e/ou involuntários) causados por outras pessoas (Gouveia et al., 2015).

O perdão se constitui, pois, como uma resposta possível às consequências negativas de transgressões (Worthington, 2005), sendo este ato benéfico aos seguintes domínios de quem o pratica: (a) bem-estar psicológico (Allemand, Steiner, & Hill, 2013; Hill & Allemand, 2011; Karremans, Van Lange, Ouwerkerk, & Kluwer, 2003); (b) manutenção de relações positivas (Fingerman & Charles, 2010); (c) saúde física e mental (Calo-Blanco, 2014; Harper et al., 2014; Karairmak & Güloğlu, 2014; May, Sanchez-Gonzalez, Hawkins, Batchelor, & Fincham, 2014); e (d) estabilidade emocional e afabilidade (Hoyt, Fincham, McCullough, Maio, & Davila, 2005; Lander, 2012). O reconhecimento de tais benefícios tendem a motivar as vítimas de transgressões a concederem com mais facilidade a remissão ao seu ofensor (Younger, Piferi, Jobe, & Lawler, 2004).

O perdão também tem sido reconhecido como uma variável importante no contexto do relacionamento marital, uma vez que afeta a satisfação conjugal (Chung, 2014; Pelucchi, Paleari, Regalia, & Fincham, 2013), a resolução de conflitos (Fife, Weeks, & Stellberg- Filbert, 2013), a longevidade do relacionamento (Toussaint, Owen, & Cheadle, 2012) e a qualidade da relação em si, ocasionando aumento de intimidade e compromisso (Fincham & Beach, 2002). Por outro lado, o nível baixo de remissão está associado com pior ajuste de intimidade e proximidade, além de maior agressão psicológica (Gordon & Baucom, 2003).

O perdão no matrimônio não se distingue tanto das demais relações interpessoais, ou seja, para que um cônjuge conceda o perdão ao seu parceiro é necessário que aquele se sinta ferido ou injustiçado por este último, pois sem prejuízo não há nada a ser perdoado (Enright & Coyle, 1998). É necessário também que a vítima acredite que a transgressão tenha ocorrido de forma intencional ou, no mínimo, resultado de uma negligência (Downie, 1965). Quando isso ocorre o cônjuge que sofre a ofensa tem pleno conhecimento de seu direito de se posicionar de forma negativa em relação ao parceiro transgressor, e, por sua vez, este tem que esperar uma minimização de pensamentos, sentimentos e comportamentos hostis do outro para consigo (North, 1998).

As transgressões dentro do casamento podem ser potencializadas e mais dolorosas, principalmente quando vistas como uma violação à santidade idealizada no vínculo conjugal, tornando a remissão um desafio difícil de ser superado (Mahoney, Rye, & Pargament, 2005). Frente às transgressões conjugais, o perdão é visto como um dos elementos mais importantes para a manutenção de relacionamentos, já que o ato de concedê-lo prepara “o terreno” para uma possível reconciliação com o transgressor. Desta forma, pode exercer implicações importantes para o futuro do casamento (Worthington & Wade, 1999), refletindo a vontade de sair de um ciclo de interações potencialmente negativas (Fincham, Beach, & Davila, 2004).

No âmbito do relacionamento conjugal, o ato de perdoar pode ter consequências negativas, como, por exemplo, o reforço à violência física e psicológica (Fincham & Beach, 2002). Esta possibilidade se torna mais frequente quando o cônjuge agressor toma consciência de que não será punido por seu ato, recebendo da vítima a absolvição de seus comportamentos transgressores (Fincham & Beach, 2002; McNulty, 2011). Não obstante, existem evidências de pesquisas (Gordon et al., 2009; Gordon & Baucom, 2003) e intervenções clínicas (Fife et al., 2013; Meneses & Greenberg, 2014) que dão conta ser o perdão a pedra angular de um casamento bem sucedido (Worthington, 1994). Esta visão é muitas vezes compartilhada pelos cônjuges (Fenell, 1993), que passam a compreender o perdão como um fator preventivo de problemas futuros, além de ser uma forma de lidar de modo sereno com dificuldades futuras (Worthington & DiBlasio, 1990).

Vale destacar que, mesmo com o aumento de estudos sobre o perdão conjugal (Braithwaite, Selby, & Fincham, 2011; Calo-Blanco, 2014; Martín et al., 2011; McNulty, 2011; Pelucchi et al., 2013), ainda há lacunas a respeito deste construto. Por exemplo, pouco tem sido efetivamente feito para desenvolver instrumentos com propriedades psicométricas adequadas. Este cenário é mais preocupante quando tidos em conta estudos em língua portuguesa. A propósito, em buscas realizadas em 16 de outubro de 2015 nas bases de dados do Google Acadêmico, IndexPsi e Periódicos CAPES, inserindo como descritores “escala” e “perdão conjugal” ou “inventário” e “perdão conjugal”, não foi encontrada qualquer publicação no cenário nacional. Deste modo, justifica-se o esforço de adaptar ao contexto brasileiro um instrumento que avalie o perdão conjugal.

 

Medindo o Perdão Conjugal

Diferentemente do que se observa no contexto brasileiro, em países de língua inglesa, é possível encontrar estudos que buscam medir o perdão no matrimônio. Comumente, tratam-se de medidas de autorrelato, algumas compostas por um único item (Karremans et al., 2003) e outras fazendo uso de escalas com múltiplos itens, como a Marital Forgiveness Scale (Fincham et al., 2004), o Forgiveness Inventory (Gordon & Baucom, 2003) e a Marital Offence-Specific Forgiveness Scale (Paleari, Regalia, & Fincham, 2009), as quais visam contemplar diferentes dimensões do perdão frente a infrações específicas cometidas pelo(a) parceiro(a) no âmbito do casamento. Procura-se, a seguir, sumarizar cada uma destas medidas, dando maior ênfase a terceira, que é objeto de interesse do presente estudo.

Marital Forgiveness Scale. Elaborada por Fincham et al. (2004), esta medida é composta por nove itens, tendo como foco a ofensa cometida pelo parceiro, enfatizando o sentimento de injustiça e a mágoa experimentados pelo outro. Os itens são organizados em três subescalas, sendo que uma reflete a dimensão positiva do perdão (benevolência) e as outras duas a dimensão negativa (evitação e retaliação). Presume-se que apesar de um cônjuge não superar completamente suas intenções de esquiva e vingança, ele(a) pode adotar, simultaneamente, comportamentos benevolentes. Estas três subescalas apresentaram índices de consistência interna (alfa de Cronbach) satisfatórios, a saber: 0,86 (homens) e 0,85 (mulheres) para retaliação, 0,79 (homens) e 0,77 (mulheres) para benevolência e, por fim, 0,76 (homens) e 0,80 (mulheres) para evitação.

Forginess Inventory. Elaborado por Gordon e Baucom (2003), este instrumento possui 23 itens dispostos em três fatores, representando estágios de recuperação de eventos traumáticos, os quais são acompanhados pelo perdão. Os três estágios são: (1) o impacto, (2) a busca de sentido e a (3) recuperação. Essencialmente, sob a perspectiva que se coloca, não a remissão em si, mas são fases do processo do perdão. Os alfas de Cronbach para estas subescalas ou estágios foram de 0,85 (impacto), 0,76 (busca de sentido) e 0,75 (recuperação), apoiando a fidedignidade da escala.

Marital Offence-Specific Forgiveness Scale (MOFS). Esta escala foi laborada por Paleari, Regalia e Fincham (2009) com o fim de obter uma medida robusta sobre o perdão conjugal. Este é um instrumento breve, formado por 10 itens distribuídos em dois fatores: o primeiro fator avalia as motivações de benevolência [e.g., Embora ele(a) tenha me machucado, eu definitivamente deixei o que aconteceu de lado, para que pudéssemos continuar nosso relacionamento] e o segundo contempla as motivações de ressentimento e vingança [e.g., Desde que meu/minha marido/esposa se comportou dessa maneira, eu fico irritado com ele(a) mais facilmente]. Por meio de uma análise fatorial confirmatória, comprovaram-se índices de ajuste adequados para as esposas [CFI = 0,97 e RMSEA = 0,05 (IC90% = 0,00-0,08), alfas de Cronbach variando de 0,79 (evitação e ressentimento) a 0,75 (benevolência)], e seus esposos [CFI = 0,85 e RMSEA = 0,10 (IC90% = 0,07-0,13), alfas de Cronbach variando de 0,83 (evitação e ressentimento) a 0,80 (benevolência)]. Portanto, desde então este instrumento vem sendo utilizado com casais, visando conhecer a relação do perdão com outros construtos, como compromisso, qualidade do relacionamento (Paleari, Regalia, & Ficham, 2010) e bem-estar subjetivo (Paleari, Regalia, & Ficham, 2011).

Considerando a qualidade psicométrica dos instrumentos anteriormente descritos e o critério de brevidade, uma vez que ainda são escassos os estudos acerca do perdão conjugal na literatura nacional que contem com instrumento objetivo de medida, parece justificável ter em conta a Marital Offence-Specific Forgiveness Scale (MOFS; Paleari et al., 2009). Pretende-se, pois, adaptá-lo à realidade brasileira, reunindo evidências de sua validade de construto (validade fatorial e consistência interna).

 

Método

Participantes

Contou-se com uma amostra não probabilística por conveniência, formada por 205 pessoas, hete-rossexuais, casadas ou em união estável, residentes no estado da Paraíba. Estas tinham idade variando entre 19 e 76 anos (M = 35,8, SD = 10,49), sendo a maioria do sexo feminino (59%) e com pós-graduação (26,3%).

Instrumentos

Os participantes responderam um livreto contendo perguntas demográficas (escolaridade, idade e sexo), além da medida de interesse (Escala de Perdão Conjugal; MOFS). Esta foi elaborada por Paleari et al. (2009), tendo sido descrita previamente. Em suma, seus dez itens são distribuídos em dois fatores, sendo quatro para avaliar as motivações benevolentes (e.g., Embora ele (a) tenha me machucado, eu definitivamente deixei o que aconteceu de lado, para que pudéssemos continuar nosso relacionamento) e seis as motivações de ressentimento e vingança (e.g., Desde que meu/minha marido/esposa se comportou dessa maneira, eu fico irritado com ele(a) mais facilmente). Todos são respondidos em escala de sete pontos, tipo Likert, variando de 1 (Discordo totalmente) a 7 (Concordo totalmente).

Procedimento

Inicialmente, foi realizada a tradução da Escala de Perdão Conjugal por meio da técnica de back translation (Pasquali, 2010), auxiliada por dois profissionais bilíngues (Português-Inglês). Portanto, este instrumento foi primeiramente traduzido do inglês para o português do Brasil, sendo depois retraduzido para seu idioma original; posteriormente, as versões em inglês foram comparadas em termos de sua equivalência, comprovando-se que a tradução ao português refletia adequadamente o sentido da medida em inglês. Deste modo, contou-se com a versão final desta escala, que poderá ser obtida solicitando aos autores.

Após a tradução, buscou-se verificar se a escala possuía validade semântica, ou seja, se os itens se apresentavam compreensíveis tanto para o extrato mais alto quanto para o mais baixo da população de interesse da pesquisa (Pasquali, 2003). Para isso, contou-se com a colaboração de 20 pessoas casadas, sendo 10 com ensino fundamental incompleto e 10 com pós-graduação, as quais apontaram uma lacuna nas instruções que precedem os itens. Após sanar esta deficiência e garantir a inteligibilidade dos itens, entrou-se em contato com as pessoas que se encaixavam no perfil amostral (homens e mulheres, heterossexuais, casados ou em união estável).

Neste momento o potencial participante era convidado a colaborar com o estudo, respondendo o livreto onde constava a escala. Na ocasião, foi explanado o objetivo geral do estudo e, seguindo diretrizes éticas contidas na Resolução 466/12 do Conselho Nacional de Saúde, esclareceu-se acerca de seu caráter anônimo e participação voluntária. Indicou-se, ainda, que a participação não traria qualquer dano pessoal, podendo o respondente desistir da pesquisa a qualquer momento sem prejuízo. Todos os participantes tiveram que assinar previamente o Termo de Consentimento Livre e Esclarecido (TCLE), autorizando o uso das informações prestadas. Em média, foram necessários aproximadamente 10 minutos para concluir sua participação.

Análise dos Dados

Foram utilizados os softwares IBM SPSS (versão 22) e o R (R Core Team, 2015). O primeiro foi utilizado para realizar análises descritivas com o objetivo de descrever a amostra, e calcular a fidedignidade do instrumento [alfa de Cronbach (α), homogeneidade e Confiabilidade Composta], enquanto que com o segundo foi realizada uma Análise Fatorial Confirmatória (AFC), com estimador de Máxima Verossimilhança Robusta (Maximum Likelihood Robust – MLR), que não requer normalidade dos dados, através do pacote Lavaan (Rossel, 2012). Os seguintes indicadores foram utilizados para avaliar a adequação do modelo aos dados (Browne & Cudeck, 1993; Hair, Black, Babin, Anderson, & Tatham, 2009; Hu & Bentler, 1999; Pilati & Laros, 2007):

Comparative Fit Index (CFI). Este é um indicador adicional de ajuste do modelo, servindo para comparar os modelos alternativos. Seus valores variam de 0 (zero; ajuste nulo) a 1 (um; ajuste perfeito), admitindo-se os valores superiores a 0,90 como indicativo de ajuste aceitável.

Tucker – Lewis Index (TLI). Este índice compara o modelo estimado com um modelo teórico nulo, ou seja, visa determinar se todos os indicadores são associados a um único fator latente (Hair et. al., 2009). Valores superiores a 0,95 indicam um ajuste robusto.

Root-Mean-Square Error of Approximation (RMSEA). Este indicador, com seu intervalo de confiança de 90% (IC90%), testa os residuais entre o modelo teórico estimado e os dados empíricos obtidos. Valores altos são indicativos de um modelo não ajustado, recomendando-se valores próximos ou inferiores a 0,05; 0,08 é um valor comumente aceito, admitindo-se até 0,10 como um modelo aceitável.

 

Resultados

Para verificar evidencias de validade buscou-se realizar uma AFC que teve em conta o modelo originalmente proposto pelos seus autores da MOFS (Paleari et al., 2009), ou seja, uma estrutura bifatorial (um com 6 itens e outro com 4 itens).

Deste modo, a AFC foi rodada, permitindo a não ortogonalidade entre os fatores (Ω = -0,65). O modelo apresentou ajuste satisfatório, apresentando os seguintes indicadores de bondade de ajuste: CFI = 0,94; TLI = 0,92 e RMSEA (IC 95%) = 0,07 (0,04 – 0,09), ressalta-se que todos os lambdas foram estatisticamente diferentes de zero (λ ≠ 0; z > 1,96, p < 0,05). Na Table 1, a seguir, é possível observar as cargas fatoriais dos itens em seus respectivos fatores, além dos índices de precisão avaliados.

Conforme se observa na Table 1, o Fator I (denominado Evitação e Ressentimento) reuniu os seis itens com cargas fatoriais variando entre 0,38 [Item 6. Gostaria de me comportar com meu/minha marido/esposa da mesma forma que ele(a) se comportou comigo] a 0,77 [Item 8. Ainda sinto rancor por meu/minha marido/esposa por causa do que ele (a) fez]. Este apresentou consistência interna (alfa de Cronbach) de 0,80 e homogeneidade (correlação média inter-itens; r_m.i ) de 0,40, além de confiabilidade composta (CC) de 0,81.

Enquanto o Fator II, chamado de Benevolência foi composto por quatro itens, os quais apresentaram cargas fatoriais variando entre 0,37 [Item 5. Desde que meu/minha marido/esposa se comportou dessa maneira (que me ofendeu), fiz o meu melhor para restaurar nossa relação] a 0,79 (Item 09. Perdoei ele/ela completamente). Seus indicadores de confiabilidade foram os seguintes: alfa de Cronbach = 0,65, r_m.i = 0,31 e CC = 0,66.

Por fim, unicamente com propósito descritivo, compararam-se as pontuações dos participantes nestes fatores. Primeiramente, suas médias foram comparadas, revelando que os participantes pontuaram mais em evitação e ressentimento (M = 4,80, DP = 1,25) do que em benevolência (M = 3,22, DP = 1,38) [t(202) = 10,21, p < 0,001; d de Cohen = 1,20 e r = 0,51). No que diz respeito à variável sexo, observou-se que esta influenciou as pontuações dos participantes nos dois fatores [Lambda de Wilks = 0,95, F(2, 200) = 5,47, p < 0,01, η² = 0,05]. Especificamente, as pessoas do sexo masculino pontuaram mais alto (M = 5,12, DP = 1,20) do que as do feminino (M = 4,57, DP = 1,24) no fator evitação e ressentimento [F(1, 201) = 10,10, p < 0,01]; um padrão contrário foi observado para o fator benevolência, em que as mulheres pontuaram mais alto (M = 3,39, DP = 1,40) do que o fizeram os homens (M = 2,98, DP = 1,33) [F(1, 201) = 4,32, p < 0,05].

 

Discussão

O estudo das forças e virtudes próprias do indivíduo, característico da Psicologia Positiva (Sheldon & King, 2001), teve, no século XXI, um crescimento significativo dentro do cenário nacional, principalmente entre os anos de 2008 e 2013 (Pires, Nunes, & Nunes, 2015). Contudo, diante da diversidade de construtos peculiares desta linha de pesquisa é possível constatar que alguns recebem uma maior atenção quando comparados com outros, a exemplo de bem – estar subjetivo e satisfação com a vida (Scorsolini-Comin & Santos, 2010). O interesse por tais construtos induziu ao desenvolvimento e adaptação de uma diversidade de instrumentos para a mensuração dos mesmos (Albuquerque & Tróccoli, 2004; Diener, Emmons, Larsen, & Griffin, 1985; Giacomoni & Hutz, 2008; Gouveia, Fonsêca, Lins, Lima, & Gouveia, 2008). Tais instrumentos impulsionaram de forma significativa o desenvolvimento de estudos sobre esses temas.

Embora o perdão também seja reconhecido como um construto típico da Psicologia Positiva, bem como ocorre com as variáveis anteriormente citadas, as pesquisas relacionadas ao perdão em contexto nacional desenvolvem-se ainda de forma tímida. O perdão somente passou a deter atenção entre os pesquisadores brasileiros, nos últimos anos, a partir do reconhecimento deste como um fator que contribui para a manutenção e estabilidade de relacionamentos (Lin et al., 2014; Strelan et al., 2013) e promoção da saúde mental e física (Calo-Blanco, 2014).

Concomitante ao crescimento do interesse pelo perdão iniciou-se a construção de medidas psicométricas para avaliá-lo. Tal fator contribui significativamente para o processo de avaliação psicológica e das virtudes dos sujeitos, além de produzir informações que coopere para a elaboração de ações preventivas e intervenções eficazes dentro do ambiente clínico (Paludo & Koller, 2007). Dentre as medidas encontradas, estão a Escala de Disposição para Perdoar (Gouveia et al., 2015), Escala de Atitudes para o Perdão (Enright & Rique, 2001) e Escala de Empatia Focada em Grupos (Galvão, Camino, Gouveia, & Formiga, 2010).

Contudo, apesar destas medidas serem bastante utilizadas para avaliar o perdão de uma forma geral, estas são menos eficazes, no que diz respeito às relações mais singulares, como o perdão no contexto conjugal, o qual envolve ofensas e transgressões cometidas no relacionamento estável. Diante disso, o presente estudo teve como objetivo principal adaptar a Escala de Perdão Conjugal (MOFS) (Paleari et al., 2009) para o contexto brasileiro, conhecendo evidências de sua validade de construto (validade fatorial e consistência interna) e fidedignidade. Estima-se que isso tenha sido alcançado, uma vez que os parâmetros psicométricos se mostraram aceitáveis para fins de pesquisa.

Inicialmente, enfatiza-se que a estrutura bifatorial do instrumento foi corroborada através de Análise Fatorial Confirmatória, com rotação oblíqua e com estimador mais restritivo, considerado robusto (Hair et. al, 2009; Hu & Bentler, 1999), apresentando adequados indicadores de ajustes, dentro das recomendações encontradas na literatura (Pilati & Laros, 2007; Hu & Bentler, 1999). Este resultado foi condizente com os relatados de Paleari et al. (2009), em que os itens se agruparam em duas dimensões, sendo uma positiva (benevolência) e outra negativa (evitação e Ressentimento). Tais dimensões reuniram os mesmos itens que formaram a versão original (Paleari et al., 2009), endossando o parâmetro de validade fatorial desta medida. Portanto, mesmo empregando critério mais restritivo (Hair et al., 2009) na amostra brasileira foi possível encontrar evidências de adequabilidade da estrutura proposta pelos autores da medida de interesse.

Quanto ao parâmetro de consistência interna da MOFS, que diz respeito à capacidade de um instrumento medir com o mínimo de erro (Pasquali, 2010), procurou-se avaliá-lo por meio do coeficiente alfa de Cronbach, da homogeneidade (correlação média inter-itens) e confiabilidade composta dos fatores desta medida. O fator evitação e ressentimento apresentou consistência superior ao recomendado na literatura (0,70; Nunnaly,1991), enquanto benevolência o fez um pouco abaixo; porém, seu coeficiente cumpre o aceitável quando a medida é empregada com fins de pesquisa (Clark & Watson, 1995; Perterson, 1994). Cabe ainda destacar que o alfa de Cronbach é um índice sensível ao número de itens que compõem um fator (Lance, Butts, & Michels, 2006), sendo possível a dimensão benevolência (composto por 4 itens) ser negativamente afetado. De fato, isso parece plausível, uma vez que o índice de homogeneidade deste fator (como daquele de evitação e ressentimento) se mostrou acima do recomendado na literatura (r_m.i > 0,20; Clark & Watson, 1995), assim como os de confiabilidade composta (Hair et al., 2009).

Ressalta-se que tais achados são bem próximos àqueles que apresentaram Paleari et al. (2009). Naquela oportunidade, tais pesquisadores avaliaram a consistência interna das duas dimensões da MOFS, considerando separadamente homens e mulheres. No caso do fator evitação e ressentimento, o alfa de Cronbach foi de 0,83 para os esposos e 0,79 para as esposas; e em se tratando do fator benevolência, estes coeficientes foram, respectivamente, 0,80 e 0,75 para esposos e esposas. Diante dos resultados, acredita-se que esta pesquisa contribui para a literatura acerca do perdão e, mais especificamente, sobre a remissão dentro dos relacionamentos conjugais, fornecendo um instrumento com bons índices psicométricos que pode vir a ser utilizado para embasar pesquisas futuras.

Mesmo alcançando os objetivos propostos, não se pode deixar de apontar possíveis limitações deste estudo. Por exemplo, utilizou-se uma amostra não probabilística, que implica na restrição de generalizar os achados. Todavia, isso não invalida ou desmerece os resultados, uma vez que o propósito do estudo não era generalizar, mas conhecer evidências psicométricas de uma medida. Outro ponto importante a ponderar é a possibilidade de as respostas terem sido influenciadas pela desejabilidade social, isto é, as pessoas podem ter tentado se mostrar mais dispostas a perdoar do que realmente o são, emitindo assim respostas mais favoráveis ou aceitáveis socialmente. Contudo, esta parece ser uma característica comum das medidas de autorrelato (Anastasi & Urbina, 2000).

Quanto a estudos futuros, sugere-se considerar amostras maiores e mais diversificadas, reunindo indivíduos de vários estados brasileiros. Entende-se que a orientação cultural das pessoas pode variar de uma a outra região no Brasil (Gouveia, Albuquerque, Clemente, & Espinosa, 2002; Hofstede, Hofsted, & Minkov, 2010), podendo ter impacto na forma como elas lidam com o perdão, sobretudo no âmbito da relação conjugal. Recomenda-se, ainda, a verificação de evidências de validade convergente da MOFS com outros instrumentos que mensurem o perdão (e.g., Enright & Rique, 2001), e em que medida suas pontuações podem explicar (validade concorrente ou preditiva) na realidade brasileira construtos com os quais se espera que estejam associadas, como o bem-estar psicológico (Hill & Allemand, 2011), a satisfação conjugal (Bugay, 2014) e a estabilidade emocional (Lander, 2012).

Por fim, reafirma-se a adequação psicométrica da Escala de Perdão Conjugal, que poderá ser empregada em pesquisas futuras cujo foco compreenda conhecer o grau em que a vítima nutri sentimentos que compõem o perdão (Hargrave & Sells, 1997), sejam de empatia e libertação da raiva (benevolência) ou de desejos de vingança e punição para com o seu ofensor (evitação e ressentimento).

 

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Autores:
Bruna de Jesus Lopes – Mestre, Universidade Federal da Paraíba.
Patrícia Nunes da Fonsêca – Doutora, Universidade Federal da Paraíba.
Emerson Diógenes de Medeiros – Doutor, Universidade Federal da Paraíba.
Aline Carvalho de Almeida – Mestre, Universidade Federal da Paraíba.
Valdiney Veloso Gouveia – Doutor, Universidade Federal da Paraíba.

Endereço para correspondência:
Bruna de Jesus Lopes
Universidade Federal da Paraíba
Núcleo de Desenvolvimento Humano, Educacional e Social
Centro de Educação/Departamento de Psicopedagogia
58059-900  João Pessoa, PB, Brasil
<bruna_lopespsi@hotmail.com>

Recebido em: 14.11.2015
Aceito em: 13.04.2016