ARTIGOS

 

Evidências de Validade do Questionário de Empatia Conjugal

 

Evidence of Validity for the Conjugal Empathy Questionnaire

 

Evidencias de Validez del Cuestionario de Empatía en Relaciones de Pareja

 

 

Gisele Maria Rosa Sobrinho^I; José Augusto Evangelho Hernandez^II; Eliane Mary de Oliveira Falcone^III

^IFaculdade Salesiana Maria Auxiliadora, Macaé - RJ, Brasil. https://orcid.org/0000-0002-5502-3002
^IIUniversidade do Estado do Rio de Janeiro, Rio de Janeiro - RJ, Brasil. https://orcid.org/0000-0001-9402-7535
^IIIUniversidade do Estado do Rio de Janeiro, Rio de Janeiro - RJ, Brasil. https://orcid.org/0000-0002-9670-8999

Endereço para correspondência

 

 

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RESUMO

Estudos abordando a empatia indicaram que as suas facetas cognitivas e emocionais podem ser benéficas aos relacionamentos conjugais mantendo e aumentando a satisfação dos cônjuges. Contribuindo com essa linha de pesquisa, o atual estudo verificou as propriedades psicométricas do Questionário de Empatia Conjugal. Participaram 412 indivíduos adultos, homens e mulheres, membros de 206 díades que estavam em relação conjugal no Rio de Janeiro/Brasil. Os dados submetidos à análise fatorial confirmatória apresentaram um bom ajuste geral ao modelo modificado e invariância de medida entre homens e mulheres e entre os níveis de escolaridade dos participantes. O instrumento apresentou adequada correlação com o Interpersonal Reactivity Index for Couples, evidenciando validade convergente. O instrumento modificado revelou aceitáveis condições psicométricas que estimulam a continuidade das pesquisas com ele.

Palavras-chave: empatia; empatia conjugal; relação conjugal; psicometria.

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ABSTRACT

Studies addressing general empathy have indicated that its cognitive and emotional facets can be beneficial to marital relationships by maintaining and increasing marital satisfaction. Contributing to this line of research, this study verified the psychometric properties of the Conjugal Empathy Questionnaire. Participants were 412 adult men and women, members of 206 dyads that were in marital relationships in Rio de Janeiro/Brazil. The data submitted to Confirmatory Factor Analysis presented a good general fit to the modified model, as well as invariance between men and women and between the educational levels of the participants. The instrument presented an adequate correlation with the Interpersonal Reactivity Index for Couples, demonstrating convergent validity. The modified measure presented acceptable psychometric properties, which should stimulate the continuity of studies with this instrument.

Keywords: empathy; dyadic empathy; marital relationship; psychometry.

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RESUMEN

Los estudios que abordan la empatía indicaron que sus facetas cognoscitivas y emocionales pueden ser beneficiosas para las relaciones de pareja manteniendo y aumentando la satisfacción de los cónyuges. Contribuyendo con esta línea de investigación, este estudio verificó las propiedades psicométricas del Cuestionario de Empatía en Relaciones de Pareja. Participaron 412 individuos adultos, hombres y mujeres, miembros de 206 díadas que estaban en relación conyugal en Río de Janeiro / Brasil. Los datos sometidos al Análisis Factorial Confirmatorio presentaron un buen ajuste general al modelo modificado e invarianza de medida entre hombres y mujeres y entre los niveles de escolaridad de los participantes. El instrumento presentó una adecuada correlación con el Interpersonal Reactivity Index for Couples, evidenciando validez convergente. El instrumento adaptado reveló condiciones psicométricas aceptables que estimulan la continuidad de las investigaciones con la misma.

Palabras Clave: empatía; empatía en la pareja; relación conyugal; psicometría.

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Ao longo dos anos a empatia teve muitas definições, possivelmente, a questão mais discutida, nessa linha de pesquisa, é a composição dela. A empatia é um conceito cognitivo ou afetivo? Empatia que focaliza o componente cognitivo seria a habilidade para entender os pensamentos e sentimentos do outro e a empatia afetiva seria compartilhar emoções, experimentar sentimentos congruentes com os de outra pessoa. Atualmente, a maioria das definições de empatia tende a incluir as duas dimensões (Cuff et al., 2016; Davis, 2018; Hall & Schwartz, 2018).

Vários estudos abordando a empatia indicaram que as facetas cognitivas e emocionais desta podem ser benéficas na medida em que mantém e melhoram a satisfação em relacionamentos românticos (Cramer & Jowett, 2010; Plopa et al., 2019; Ulloa et al., 2017). Assim, destaca-se a importância de desenvolver estudos sobre a empatia e a satisfação na relação conjugal. A empatia expressa em relação ao parceiro romântico em particular, possivelmente, foi referida, pela primeira vez, como empatia diádica por Long (1990).

A pesquisa sobre o papel da empatia nas relações de casal seguiu duas tradições distintas. A primeira tradição investigou a precisão empática usando um paradigma experimental que se concentra na compreensão cognitiva acurada de pensamentos e sentimentos do parceiro durante uma interação específica (Ickes, 2016). A maioria das pesquisas sobre empatia em relacionamentos românticos foi feita dentro dessa tradição. A segunda tradição investigou a empatia usando medidas autorrelatadas que compreendem dimensões cognitivas e afetivas, tais como o Interpersonal Reactivity Index (Davis, 2018).

Embora várias medidas de autorrelato de empatia geral em adultos tenham sido desenvolvidas, existem poucas específicas de empatia conjugal. Alguns instrumentos de avaliação do funcionamento conjugal geral incluíram subescalas de empatia, como o Barrett-Lennard Relationship Inventory (Barrett-Lennard, 1962), numa perspectiva humanista rogeriana, que apresenta três fatores: empatia, consideração e congruência.

A medida foi criada e, principalmente, tem sido usada para avaliar a eficácia do processo terapêutico; e o RELATionship Evaluation questionnaire (Busby et al., 2001), que avalia a experiência do casal em quatro contextos primários: o individual, a família, a cultura e o casal. No contexto casal, dividido entre padrões positivos, negativos e áreas de problemas, um dos aspectos positivos é a empatia, ou seja, é um detalhe no contexto avaliado. De outra forma, A Self Dyadic Perspective Taking (SDPT) e as Other Dyadic Perspective Taking Scales (Long, 1990) são escalas que avaliam, respectivamente, a própria empatia cognitiva e a empatia cognitiva do parceiro, expressas especificamente no relacionamento romântico. Contudo, todas essas medidas receberam pouca atenção empírica no estudo da empatia no relacionamento romântico, porque não eram especificas ou porque não diferenciaram os componentes emocionais e cognitivos.

Para contribuir com o preenchimento dessa lacuna nessa linha de pesquisa, Péloquin e Lafontaine (2010) fizeram uma adaptação do Interpersonal Reactivity Index (IRI; Davis, 1983), amplamente utilizado para mensurar empatia geral, que contempla os aspectos cognitivos e emocionais. O IRI foi adaptado e validado para mensurar a empatia em casais, sendo os itens reformulados para avaliar especificamente a empatia em relação ao parceiro romântico (Péloquin & Lafontaine, 2010). O instrumento modificado foi denominado Interpersonal Reactivity Index for Couples (IRIC) e é composto de 13 itens distribuídos entre os fatores Preocupação Empática Diádica e Tomada de Perspectiva Diádica, respectivamente representantes das dimensões afetivas e cognitivas não contempladas juntas em medidas anteriores de empatia conjugal.

No Brasil, Oliveira et al. (2009) também construíram um instrumento para avaliar a empatia conjugal. A medida foi elaborada a partir de uma revisão de diversos questionários e de entrevistas estruturadas para avaliação de comunicação conjugal. O resultado desse trabalho teórico e de busca de componentes representativos da empatia conjugal levou a inclusão de uma terceira dimensão aos modelos tradicionais de empatia, ficando o construto com três: Comportamental, Cognitivo e Afetivo. Nas relações humanas, o componente comportamental (expressar entendimento de forma verbal ou não verbal) torna-se essencial para que a pessoa para a qual a empatia está sendo direcionada reconheça que está sendo compreendida (Falcone et al., 2018).

Basicamente, Oliveira et al. (2009) realizaram uma tarefa de validação de conteúdo para o construto de empatia conjugal, uma etapa inicial do processo de validação de construto. Dessa forma, foi construído o Questionário de Empatia Conjugal (QEC) com 36 itens distribuídos entre os fatores Comportamental, Cognitivo e Afetivo, que buscam avaliar a percepção que o respondente tem da empatia de sua parceira/o conjugal, ou seja, um exame da heteropercepção de empatia.

Na parte empírica da pesquisa de Oliveira et al. (2009), foram examinados 120 estudantes universitários e funcionários de uma Instituição Pública de Ensino Superior do Rio de Janeiro/RJ. Todos estavam vivenciando uma relação conjugal, 67 mulheres e 53 homens, com idades entre 20 e 69 anos. Contudo, o objetivo principal dos pesquisadores foi a realização de um estudo correlacional cujo problema constou da verificação da relação entre a medida de Empatia Conjugal (QEC) e a Satisfação Conjugal, medida pela Escala de Satisfação Conjugal (Pick de Weiss & Andrade Palos, 1988), mas algumas informações de natureza psicométrica foram produzidas, como a fidedignidade do QEC por meio do coeficiente alfa de Cronbach e a correlação dele com o IRI (Davis, 1983), medida de construto semelhante. Os resultados revelaram α = 0,95 para os 36 itens do QEC e uma correlação fraca deste (r = 0,25; p < 0,05) com o IRI (validade convergente) e forte (r = 0,74; p = 0,001) com a Satisfação Conjugal.

Sardinha et al. (2009) num estudo que investigou as relações entre Satisfação Conjugal e as Habilidades Sociais percebidas no cônjuge, o QEC também foi incluído. Participaram da pesquisa 50 casais, com idade média de 48,5 anos, tempo de relação médio de 22 anos, que estavam casados há, pelo menos, sete anos e possuíam, no mínimo, ensino médio completo. Embora fosse uma amostra de casais, os dados não foram analisados na perspectiva diádica, mas sim individual.

Os escores dos 50 casais (n = 100) no QEC foram submetidos à análise de componentes principais para verificar a estrutura fatorial dele. Possivelmente, o tamanho da amostra fosse muito pequeno para a realização dessa análise. Nos resultados, uma estrutura unifatorial se mostrou a mais adequada e 12, dos 36 itens, foram descartados, pois não apresentaram desempenho psicométrico suficiente. Os pesquisadores relataram que o QEC com uma única dimensão ficou com 24 itens, todos com cargas fatoriais > 0,45 e com um coeficiente alfa de Cronbach de 0,94 para o conjunto total. Assim como em Oliveira et al. (2009), o QEC novamente apresentou índices de correlação com a medida de Satisfação Conjugal que variaram de moderados fortes a fortes (0,60 a 0,82, respectivamente).

Como no relato de Sardinha et al. (2009), não foi publicada a matriz de cargas fatoriais resultante da análise de componentes principais, não se tem visibilidade de quais foram os 24 itens remanescentes dos 36 originais de Oliveira et al. (2009). Isso reforça a hipótese de que o objetivo principal dessa pesquisa estava mais focado nas relações entre as Habilidades Sociais e a Satisfação Conjugal do que no exame das propriedades psicométricas do QEC.

Ribeiro et al. (2011) mantiveram o QEC com seus 36 itens originais, mas os flexibilizaram para avaliar como o respondente percebia sua própria empatia conjugal dirigida ao seu/sua parceiro/a (autopercepção). Participaram da pesquisa 120 indivíduos casados, 60 homens e 60 mulheres, com idades entre 25 e 76 anos. O objetivo desse estudo também foi de natureza correlacional e, portanto, não foram realizados exames psicométricos do QEC, exceto a consistência interna geral que ficou em α = 0,84.

Considerando o breve histórico de desenvolvimento do QEC e a importância de medidas da Empatia Conjugal, escassas na literatura em geral, que o QEC é um instrumento construído no Brasil e ainda não foi submetido a um processo mais extenso de produção de evidências de validade, este atual estudo fez uma verificação das propriedades psicométricas do instrumento. Para isso, foi realizada uma série de análises fatoriais confirmatórias no ambiente da Modelagem de Equações Estruturais.

 

Método

Participantes

Participaram da pesquisa 412 indivíduos em relações conjugais heterossexuais que coabitavam na cidade do Rio de Janeiro e região metropolitana. A idade média dos participantes foi 40,84 (DP = 13,11) e tempo de relação variou de seis meses a 55 anos (M = 15, DP = 12,6). Os cônjuges com filhos da relação eram 304 (73,8%) e sem filhos da relação, 108 (26,2%). A escolaridade dos respondentes ficou distribuída da seguinte forma: ensino fundamental incompleto, 14 (3,4%); ensino fundamental completo 21 (5,1%); ensino médio incompleto, 22 (5,3%); ensino médio completo, 147 (35,7%); ensino superior incompleto, 42 (10,2%); e ensino superior completo, 166 (40,3%). Considerando os bairros da residência dos participantes, estima-se que, na maioria, eram de classe média e média baixa.

Instrumento

Foi examinado o Questionário de Empatia Conjugal (QEC) de Oliveira et al. (2009), que avalia as percepções que cada membro do casal tem da empatia de seu cônjuge com relação a si próprio (heteropercepção). Todos os 36 itens originais do QEC foram usados nesta pesquisa, sendo 19 representativos do componente comportamental da empatia, 12, do cognitivo e cinco, do emocional. A consistência interna obtida por meio do alfa de Cronbach foi de 0,95 para o questionário total. Os itens foram avaliados pelos participantes numa escala tipo Likert de 5 pontos variando de 1 (nunca) a 5 (sempre). Quanto maior a pontuação, maior a empatia conjugal do/a parceiro/a.

Em busca de validade de convergência também foi usado o IRIC de Péloquim e Lafontaine (2010), nas versões de autopercepção e heteropercepção da empatia conjugal, adaptadas com escores de brasileiros casados por Rosa Sobrinho (2019). Os participantes responderam ao IRIC através de uma escala tipo Likert de cinco pontos. Por meio de AFC, os dados apresentaram bom ajuste geral para os modelos do IRIC modificados com oito itens igualmente distribuídos nos fatores Preocupação Empática (PE) e Tomada de Perspectiva (TP). O cálculo da Variância Extraída Média (VEM) para cada fator do IRIC-8 revelou que a validade convergente parcial. A comparação dos valores de VEM com o quadrado da correlação entre os fatores do IRIC-8 também indicou evidência de validade discriminante parcial. A fidedignidade foi calculada por meio do Coeficiente de Confiabilidade Composta (CC) e do coeficiente alfa de Cronbach, que revelaram valores aceitáveis para os fatores PE e TP, 0,69 e 0,70, respectivamente.

Procedimentos Éticos e de Coleta de Dados

O estudo foi aprovado no Comitê de Ética da Universidade do Estado do Rio de Janeiro por meio do parecer 2.462.421 e todos os participantes assinaram o Termo de Consentimento Livre e Esclarecido. Todas as dúvidas foram esclarecidas pelos pesquisadores, que estiveram presentes durante o preenchimento dos dados. Estes foram coletados em campi universitários, em instituições religiosas, em associações comunitárias, nas reuniões de pais em instituições educacionais e nas residências dos participantes.

Procedimentos de Análise de Dados

No software Analysis of Moment Structures (AMOS, Arbuckle, 2014), ambiente de Modelagem de Equações Estruturais (MEE), foram realizadas as análises fatoriais confirmatórias (AFCs) para verificação da estrutura do QEC. Para comparar as qualidades dos ajustamentos dos modelos fatoriais do presente estudo, foram considerados os seguintes índices: o qui-quadrado (χ²), que avalia a magnitude da discrepância entre a matriz de covariância populacional e a matriz de covariância da amostra.

O χ² é uma estimativa conservadora do ajuste do modelo quando o tamanho da amostra é > 200. Nesse caso, foi usada a razão χ²/gl e os resultados < 2,0 são considerados bons (Byrne, 2016); o Comparative Fit Index (CFI) e o Tucker-Lewis Index (TLI) que comparam o ajustamento do modelo testado com o ajustamento do basal, valores > 0,90 são considerados bons; o Goodness of Fit Index (GFI) que é uma medida de ajuste entre o modelo hipotético e a matriz de covariância observada, valores > 0,90 são considerados bons; o Root Mean Square Error of Approximation (RMSEA), que mede a discrepância por meio dos graus de liberdade entre as estimativas da amostra e da população, valores < 0,05 são considerados muito bons. Como o método de estimação foi adotado Máxima Verossimilhança. Foram observados os Índices de Modificação (>11; p < 0,001) para possíveis reespecificações nos modelos com base em justificativas teóricas (Marôco, 2014).

Para estimar a validade de construto, no contexto da Modelagem de Equações Estruturais (MEE), foi avaliada a validade fatorial pelos pesos padronizados (λ) e a confiabilidade individual dos itens (λ²). A validade convergente foi avaliada por meio da Variância Extraída Média (VEM). A validade discriminante foi determinada pela comparação das VEMs dos fatores com o quadrado da correlação entre eles. A verificação da consistência interna foi feita por meio dos coeficientes alfa de Cronbach e Confiabilidade Composta (CC), avaliada para cada um dos fatores (Hair et al., 2018). Além disso, foi testada a invariância das medidas para os grupos de sexo dos participantes e de escolaridade por meio de Análise Fatorial Confirmatória Multigrupos (AFCMG).

O Coeficiente de Correlação de Pearson foi utilizado para verificar as relações entre o QEC e o IRIC, versões autopercepção e heteropercepção. O objetivo desta análise foi examinar possíveis evidências de convergência entre as duas medidas.

 

Resultados

Foi constatado que um escore estava ausente dos dados coletados, reposto pelo método da média. No exame inicial dos escores, ficou evidente a anormalidade multivariada da distribuição deles, o coeficiente de Mardia foi 342,99 (normalizado = 66,55). Na distribuição univariada dos escores, a assimetria foi < ±2 e a curtose < ± 8, o que não é numa violação extrema da normalidade, conforme Finney e DiStefano (2013).

Na AFC, foi utilizado o método de estimação Máxima Verossimilhança, que se mostra robusto mesmo na presença de uma distribuição não normal de dados (Marôco, 2014), para testar os modelos do QEC nas versões unidimensional (Figura 1), com três fatores correlacionados (Figura 2) e com um fator de segunda ordem e três fatores de primeira ordem (Figura 3).

Na AFC realizada para o modelo unidimensional do QEC (Figura 1), a qualidade do ajustamento à matriz de variância-covariância dos 36 itens foi, em geral, sofrível (classificação de Marôco, 2014), conforme pode ser observado na Tabela 1. Na tentativa de um melhor ajuste do modelo teórico aos dados empíricos, os itens 4 ("Fico impedido de concluir o meu raciocínio porque a minha companheira me interrompe quando eu estou falando"), 5 ("Minha companheira emite sons do tipo "mm-hum" mostrando que me entende") e 11 ("Minha companheira se retira quando se aborrece comigo"), 17 ("Minha companheira usa o que eu digo contra mim no futuro"), 22 ("Minha companheira é irônica comigo, me crítica e me constrange diante de outras pessoas"), 25 ("Quando fico triste ou magoado com algo que minha companheira fez, ela tenta me consolar dizendo 'isso não é tão grave', 'não leve a sério o que eu disse', 'eu só estava brincando'"), 27 ("Minha companheira percebe porque eu estou chateado quando ela reclama sobre algo") e 35 ("Quando eu falo, minha companheira mantém uma expressão fechada, impaciente, irritada ou irônica") apresentaram pesos fatoriais padronizados (λs) < 0,50 e foram excluídos (Figura 1). Os resultados destas modificações revelaram um ajuste um pouco melhor, mas ainda variando entre o sofrível e o aceitável (Tabela 1).

A AFC do modelo com três fatores correlacionados (Figura 2) e qualidade do ajustamento à matriz de variância-covariância dos 36 itens foi, em geral, sofrível (Tabela 1). Buscando uma melhoria de ajuste, foram excluídos os mesmos itens citados antes (4, 5, 11, 17, 22, 25, 27 e 35) e mais os itens 6, ("Minha companheira percebe quando eu estou me sentindo para baixo mesmo que eu não revele isso"), 12 ("Minha companheira me ajuda a ver com clareza o que estou sentindo (raiva, tristeza, mágoa etc.)" e 29 ("Minha companheira me abraça, me toca e me olha quando eu estou triste ou preocupado") que apresentaram λs < 0,50. Os resultados dessas modificações revelaram um ajuste melhor do modelo com 25 itens, entre o aceitável e o bom ajustamento (Tabela 2).

Na AFC do modelo hierárquico com um fator de segunda ordem e três fatores de primeira ordem do QEC (Figura 3), a qualidade do ajustamento à matriz de variância-covariância dos 36 itens foi, em geral, sofrível (Tabela 1). Na busca do ajuste do modelo, foram excluídos os mesmos itens citados antes (4, 5, 6, 11, 12, 17, 22, 25, 27, 29 e 35) e mais os itens 3 ("Minha companheira mostra interesse pelos assuntos que me agradam"), 10 ("Minha companheira fala o suficiente sobre as questões tentando me compreender"), 18 ("Sinto que minha companheira me compreende porque valoriza minhas ideias e sentimentos"), 24 ("Minha companheira fica atenta às minhas necessidades"), 33 ("Minha companheira reconhece minhas boas intenções") e 34 ("Quando estou nervoso ou irritado, minha companheira procura manter a calma") que apresentaram λs < 0,50. Os resultados dessas modificações revelaram um bom ajuste do modelo hierárquico com 19 itens (Figura 3) aos dados (Tabela 1).

A análise dos índices de modificação não indicou nenhuma correlação entre erros de itens em todas as versões testadas dos modelos do QEC que fundamentada em motivos teóricos pudesse ser efetivada. Como o modelo QEC-19_hierárquico de todos os modelos testados foi o único que apresentou um bom ajuste aos dados (Tabela 1), a análises psicométricas subsequentes se concentraram nele.

Os 19 itens do QEC-19_hierárquico apresentaram pesos fatoriais padronizados (λ) ≥ 0,50.

Consequentemente, todos os itens apresentaram λ² ≥ 0,25, o que representou confiabilidade individual apropriada para eles (Figura 3).

Para avaliar se o ajuste do modelo QEC-19_hierárquico é significativamente melhor do que os outros modelos testados, foi comparado os ajustes dos modelos testados (χ²_o) e o (χ²_{QEC-19hierárquico}) e seus respectivos graus de liberdade por meio da fórmula: Δχ² = χ²_o - χ²_i.

• - QEC-28_{unidimensional} - QEC-19_{hierárquico.} = 1064.954 - 357.438 = 707.516, com 350 - 151 = 199 graus de liberdade. Na tabela de distribuição de qui-quadrado para α = 0,05, encontra-se um χ²_0,95(199) = 233.994 < Δχ² = 707.516, demonstrando que o modelo do QEC- 19_hierárquico - se ajustou melhor aos dados do que QEC-28_{unidimensional};
• - QEC-25_{3 fatores correlacionados} - QEC-19_hierárquico = 756.158 - 357.438 = 398.720, com 272 - 151 = 121 graus de liberdade. Na tabela de distribuição de qui-quadrado para α = 0,05, encontra-se um χ²_0,95(121) = 124.342 < Δχ² = 398.720, demonstrando que o modelo do QEC-19_hierárquico se ajustou melhor aos dados do que o QEC-25_{3 fatores correlacionados}.
• - QEC-36_hierárquico - QEC-19_hierárquico = 1874.961 - 357.438 = 1517.523, com 593 - 151 = 442 graus de liberdade. Na tabela de distribuição de qui-quadrado para α = 0,05, encontra-se um χ²_0,95(442) = 447.632 < Δχ² = 1517.523, demonstrando que o modelo do QEC-19_hierárquico se ajustou melhor aos dados do que o QEC-36_hierárquico.

A validade convergente foi calculada no âmbito da MEE, é demonstrada pelo exame das correlações que os itens apresentam entre si. O cálculo da Variância Extraída Média (VEM) para cada fator do QEC-19_hierárquico revelou que a validade convergente os fatores Cognitivo e Afetivo apresentaram evidências de convergência adequadas (VEM ≥0,50) e o fator Comportamental não apresentou o suficiente (VEM ≥0,50 (Tabela 2). A validade discriminante se dá pela verificação da relativa independência (que não sejam consideravelmente correlacionados) entre os construtos que operacionalizam as variáveis latentes. A comparação dos valores de VEM com o quadrado da correlação entre os fatores do QEC-19_hierárquico (Fornell & Larcker, 1981; Marôco 2014) indicou que, na amostra atual, os fatores Comportamental e Cognitivo não apresentaram suficiente validade discriminante. Apenas o fator Afetivo apresentou indicativo de independência em relação ao fator Cognitivo (Tabela 2).

A fidedignidade do modelo do QEC-19_hierárquico foi calculada por meio do Coeficiente de Confiabilidade Composta (CC) e do coeficiente alfa de Cronbach, que revelaram valores adequados. Esses resultados podem ser observados na Tabela 2.

AFCMG tem como objetivo avaliar se a estrutura do modelo de equações estruturais é equivalente ou invariante em diferentes grupos. O modelo do QEC-19_hierárquico ajustado simultaneamente na amostra de homens e mulheres mostrou-se adequado (χ²/gl = 1,82; CFI = 0,94; GFI = SRMR = 0,054; RMSEA = 0,045, IC_90%] LO0,039-0,051[; MECVI = 1968). A análise de invariância desse modelo assumiu a mesma estrutura para os sexos masculino e feminino (invariância configuracional), também revelou a inexistência de diferenças significativas entre os pesos fatoriais de ambos os sexos [χ²(16) = 15.918; p = 0,459], porém a invariância estrutural dos pesos dos itens [χ² (2) = 5.532; p = 0,063] entre os fatores diferiram significativamente em homens e mulheres. Concluiu-se, pelo fato de existir igualdade configuracional e igualdade estatística nos pesos fatoriais dos itens, que o QEC-19_hierárquico apresentou invariância de medida fraca (Marôco, 2014) entre os sexos masculino e feminino (Figura 4).

Por meio da AFCMG, o modelo do QEC-19_hierárquico também foi ajustado simultaneamente quanto à escolaridade, ensino médio completo (n = 147) e ensino superior completo (n = 166) e apresentou um bom ajuste (χ²/gl = 1,70; CFI = 0,93; SRMR = 0,054; RMSEA = 0,052, IC_90%] LO0,040-0,054[; MECVI = 2222). A análise de invariância desse modelo assumiu a mesma estrutura para os grupos do ensino médio e do ensino superior (invariância configuracional), também revelou a inexistência de diferenças significativas entre os pesos fatoriais de ambos os sexos [χ²(19) = 13.379; p = 0,645], as médias (interceptos) dos itens [χ² (2) = 2.070; p = 0,355] entre os fatores não diferiram significativamente os grupos do ensino médio e do ensino superior. Porém, o teste de diferença do qui-quadrado mostrou que não há invariância de interceptos, o que também foi confirmado pela diferença do índice de ajuste CFI (Damásio, 2013). Concluiu-se, pela igualdade configuracional e igualdade estatística nos pesos fatoriais dos itens, que o modelo apresentou invariância de medida fraca (Marôco, 2014) entre os grupos do ensino médio e ensino superior (Figura 5).

Os coeficientes de correlação entre as dimensões do QEC e o IRIC na versão autopercepção e heteropercepção revelaram relações moderadas entre todos os pares de fatores. Os tamanhos dos efeitos variaram de 0,22 a 0,25. De outra forma, as correlações entre as dimensões do QEC heteropercepção e as dimensões do IRIC heteropercepção apresentaram índices elevados. Os tamanhos dos efeitos variaram de 0,59 a 0,67 (Tabela 3).

 

Discussão

Considerando os critérios de Marôco (2014), os índices estimados para o modelo atual do QEC hierárquico com um fator de primeira ordem e três fatores de segunda ordem revelaram um ajuste bom aos dados. Como, anteriormente, Sardinha et al. (2009) realizaram uma análise de componentes principais, técnica bastante diversa da AFC do estudo atual, portanto, a rigor, não parece adequado fazer comparações entre esse estudo e o atual.

Contudo, Oliveira et al. (2009) no relato do processo de validade de conteúdo do instrumento o QEC é projetado com três fatores, possivelmente correlacionados, já que não consta nenhum teste empírico determinante da estrutura da medida. Mas em Sardinha et al. (2009) a estrutura do QEC é testada e os resultados sugerem que ela seja unidimensional. Nos resultados atuais, com os recursos técnicos do ambiente de Modelagem de Equações Estruturais e com uma amostra de tamanho maior, produziu-se um tipo de síntese entre essas duas proposições anteriores de estrutura fatorial, pois o modelo final revelou um bom ajuste geral com uma dimensão global com três fatores para o QEC-19.

O exame das validades convergente e discriminante no âmbito da MEE revelaram condições não suficientes para ambas. Mas os valores da fidedignidade por meio de CC quanto por alfa de Cronbach, que também denotam convergência, foram indicativos de adequada consistência interna para os três fatores e a dimensão global do QEC-19. Além disso, a correlação das dimensões do QEC-19 e do IRIC-8 revelaram evidências de validade de convergência entre as medidas representadas por fortes coeficientes de correlação (> 0,70), principalmente, com a versão heteropercepção do IRIC-8.

A AFCMG mostrou que o QEC-19 é invariante na estrutura e nos pesos fatoriais entre os grupos de homens e mulheres e, também, entre os grupos participantes com ensino médio completo e com ensino superior. Em geral, pode-se concluir que as análises do QEC-19 apresentaram um conjunto de resultados que são boas evidências de validade e de fidedignidade para o instrumento.

De acordo com Bošnjaković e Radionov (2018), estudos identificaram a empatia basicamente como um fenômeno afetivo, referindo-se à experiência imediata das emoções da outra pessoa como sendo principalmente cognitiva e à compreensão intelectual da experiência dos outros, e uma terceira visão sustentando que a empatia contém componentes afetivos e cognitivos (Davis, 2018).

No QEC, Oliveira et al. (2009) inseriram um terceiro componente da empatia: o comportamental, expresso nas formas verbal e não verbal. Falcone et al. (2018) reforçaram a função essencial do componente comportamental da empatia para que ela pudesse ser compreendida pela pessoa para a qual está sendo direcionada. Um instrumento de medida é uma tentativa de representação operacional de um construto. Na pesquisa atual, foram geradas razoáveis evidências de validade para esse construto da empatia conjugal com três dimensões por meio do teste empírico do QEC.

O QEC, até então, é o único instrumento no cenário da pesquisa brasileira e, no cenário internacional, divide com o IRIC a função de avaliação da empatia conjugal. Esse teste confirmatório revelou boas propriedades psicométricas para o QEC e espera-se que ele possa servir para incrementar as investigações nas relações conjugais. Testagens futuras poderão ajudar a confirmar esse modelo e consolidar o papel da sua medida da empatia nesse âmbito.

Embora os resultados presentes tragam contribuições para essa linha de pesquisa, não se pode deixar de considerar algumas limitações deste estudo relativas à amostra não probabilística, restrita à capital e região metropolitana do Rio de Janeiro e a poucos estratos socioeconômicos da população. Sugere-se que, na continuidade, o QEC seja testado com amostras de outras regiões brasileiras que contemplem perfis sociodemográficos mais abrangentes.

 

Agradecimentos

A autora Gisele Maria Rosa Sobrinho agradece a CAPES pela bolsa de mestrado que auxiliou para a realização deste estudo.

Financiamento

A presente pesquisa não recebeu nenhuma fonte de financiamento sendo custeada com recursos dos próprios autores.

Contribuições dos autores

Declaramos que todos os autores participaram da elaboração do manuscrito. Especificamente, os autores Gisele Maria Rosa Sobrinho, José Augusto Evangelho Hernandez e Eliane Mary de Oliveira Falcone participaram da redação inicial do estudo - conceitualização, investigação, visualização, o autor José Augusto Evangelho Hernandez participou da análise dos dados, e os autores Gisele Maria Rosa Sobrinho, José Augusto Evangelho Hernandez e Eliane Mary de Oliveira Falcone participaram da redação final do trabalho - revisão e edição.

Disponibilidade dos dados e materiais

Todos os dados e sintaxes gerados e analisados durante esta pesquisa serão tratados com total sigilo devido às exigências do Comitê de Ética em Pesquisa em Seres Humanos. Porém, o conjunto de dados e sintaxes que apoiam as conclusões deste artigo estão disponíveis mediante razoável solicitação ao autor principal do estudo.

Conflito de interesses

Os autores declaram que não há conflitos de interesses.

 

Referências

Arbuckle, J. L. (2014). IBM SPSS AMOS 23.0. User's Guide. Crawfordville, FL.         [ Links ]

Barrett-Lennard, G. T. (1962). Dimensions of therapist response as causal factors in therapeutic change. Psychological Monographs: General and Applied, 76(43), 1-36. https://doi.org/10.1037/h0093918        [ Links ]

Bošnjaković, J., & Radionov, T. (2018). Empathy: Concepts, theories and neuroscientific basis. Alcoholism and Psychiatry Research, 54(2), 123-150. https://doi.org/10.20471/dec.2018.54.02.04        [ Links ]

Busby, D. M., Holman, T. B., & Taniguchi, N. (2001). RELATE: Relationship evaluation of the individual, family, cultural, and couple contexts. Family Relations: An Interdisciplinary Journal of Applied Family Studies, 50(4), 308-316. https://doi.org/10.1111/j.1741-3729.2001.00308.x        [ Links ]

Byrne, B. (2016). Structural Equation Modeling With AMOS. Basic Concepts, Applications, and Programming. Routledge.         [ Links ]

Cramer, D., & Jowett, S. (2010). Perceived empathy, accurate empathy and relationship satisfaction in heterosexual couples. Journal of Social and Personal Relationships, 27(3), 327-349. https://doi.org/10.1177/0265407509348384        [ Links ]

Cuff, B. M. P., Brown, S. J., Taylor, L., & Howat, D. J. (2016). Empathy: A Review of the Concept. Emotion Review, 8(2), 144-153. https://doi.org/10.1177/1754073914558466        [ Links ]

Davis, M. H. (1983). Measuring individual differences in empathy: Evidence for a multidimensional approach. Journal of Personality and Social Psychology, 44(1), 113-126. https://doi.org/10.1037/0022-3514.44.1.113        [ Links ]

Davis, M. H. (2018). Empathy: A Social Psychological Approach. Routledge.         [ Links ]

Damásio, B. F. (2013). Contribuições da Análise Fatorial Confirmatória Multigrupo (AFCMG) na avaliação de invariância de instrumentos psicométricos. Psico-USF, 18(2), 211-220. https://doi.org/10.1590/S1413-82712013000200005.         [ Links ]

Falcone, E., Oliveira, E. R., Krieger, S., Viegas, M. P., & Oliva, A. D. (2018). Empatia, compaixão e moralidade em crianças. Em D. C. Fava, M. Rosa & A. D. Oliva (Eds.). Orientação para pais. O que é preciso saber para cuidar dos filhos (pp. 131-149). Artesã         [ Links ].

Finney, S. J., & DiStefano, C. (2013). Non-normal and categorical data in structural equation modeling. Em G. R. Hancock & R. O. Mueller (Eds.), Quantitative methods in education and the behavioral sciences: Issues, research, and teaching. Structural equation modeling: A second course (pp. 439-492). Information Age Publishing.         [ Links ]

Fornell, C., & Larcker, D. F. (1981). Evaluating structural equation models with unobservable variables and measurement error. Journal of Marketing Research, 18(1), 39-50. https://doi.org/10.2307/3151312        [ Links ]

Hair, J. F., Black, W, C., Babin, B. J., & Anderson, R. E. (2018). Multivariate Data Analysis (8th Ed.). Cengage Learning EMEA.         [ Links ]

Hall, J. A., & Schwartz, R. (2018) Empathy present and future. The Journal of Social Psychology, 159(3), 225-243. https://doi.org/10.1080/00224545.2018.1477442        [ Links ]

Ickes, W. (2016). Empathic Accuracy. Em J. A. Hall, M. S. Mast & T. V. West (Eds.), The Social Psychology of Perceiving Others Accurately (pp. 52-70). Cambridge University Press.         [ Links ]

Long, J. E. C., (1990). Measuring dyadic perspective-taking: Two Scales for Assessing Perspective-Taking in Marriage and Similar Dyads. Educational and Psychological Measurement, 50(1), 91-103. https://doi.org/10.1177/0013164490501008        [ Links ]

Marôco, J. (2014). Análise de equações estruturais. Fundamentos teóricos, software & aplicações. ReportNumber.         [ Links ]

Oliveira, M. G. S., Falcone, E. M. O., & Ribas, R. C. (2009). A avaliação das relações entre a empatia e a satisfação conjugal: Um estudo preliminar. Interação, 13(2), 287-298. http://dx.doi.org/10.5380/psi.v13i2.8025        [ Links ]

Péloquin, K., & Lafontaine, M-F. (2010) Measuring empathy in couples: Validity and reliability of the interpersonal reactivity index for couples. Journal of Personality Assessment, 92(2), 146-157. https://doi.org/10.1080/00223890903510399        [ Links ]

Pick de Weiss, S., & Andrade Palos, P. (1988). Desarrollo y validación de la escala de satisfacción marital. Psiquiatría, 4(1), 9-20. https://biblat.unam.mx/pt/revista/psiquiatria-mexico-d-f/articulo/desarrollo-y-validacion-de-la-escala-de-satisfaccion-marital        [ Links ]

Plopa, M., Kaźmierczak, M., & Karasiewicz, K. (2019) The quality of parental relationships and dispositional empathy as predictors of satisfaction during the transition to marriage, Journal of Family Studies, 25(2), 170-183. https://doi.org/10.1080/13229400.2016.1211550        [ Links ]

Ribeiro, C., Pinho., V., & Falcone, E. (2001). A influência da raiva e da empatia sobre a satisfação conjugal. Alethéia, 35-36, 7-21. http://pepsic.bvsalud.org/scielo.php?script=sci_arttext&pid=S1413-03942011000200002&lng=pt&tlng=pt        [ Links ]

Rosa Sobrinho, G. M. (2019). Empatia e ajustamento conjugal: Uma análise diádica. (Dissertação de mestrado não publicada). Universidade do Estado do Rio de Janeiro, Rio de Janeiro.         [ Links ]

Sardinha, A., Falcone, E. M. O., & Ferreira, M. C. (2009). As relações entre a satisfação conjugal e as habilidades sociais percebidas no cônjuge. Psicologia: Teoria e Pesquisa, 25(3), 329-336. https://doi.org/10.1590/S0102-37722009000300013        [ Links ]

Ulloa, E. C., Hammett, J. F., Meda, N. A., & Rubalcaba, S. J. (2017). Empathy and romantic relationship quality among cohabitating couples: An actor-partner interdependence model. The Family Journal: Counseling and Therapy for Couples and Families, 25(3) 208-214. https://doi.org/10.1177/1066480717710644        [ Links ]

 

 

Endereço para correspondência:
José Augusto Evangelho Hernandez
Rua São Francisco Xavier, 524
CEP 20550-900, Maracanã, Rio de Janeiro, RJ
E-mail: hernandez.uerj@gmail.com
Telefone: (21) 972528440

Recebido em abril de 2019
Aprovado em outubro de 2020

 

 

Sobre os autores:
Gisele Maria Rosa Sobrinho é mestre em Psicologia Social pela Universidade do Estado do Rio de Janeiro (UERJ). Atualmente, é professora do curso de graduação em Psicologia na Faculdade Salesiana Maria Auxiliadora (FSMA).
José Augusto Evangelho Hernandez é doutor em Psicologia do Desenvolvimento pela Universidade Federal do Rio Grande do Sul (UFRGS). Atualmente, é professor no Programa de Pós-Graduação Stricto Sensu em Psicologia Social da Universidade do Estado do Rio de Janeiro (UERJ).
Eliane Mary de Oliveira Falcone é doutora em Psicologia Clínica pela Universidade de São Paulo (USP). Atualmente, é professora no Programa de Pós-Graduação Stricto Sensu em Psicologia Social da Universidade do Estado do Rio de Janeiro (UERJ).
O artigo é derivado da dissertação de mestrado de Gisele Maria Rosa Sobrinho com orientação de José Augusto Evangelho Hernandez, defendida em 2019 no programa de pós-graduação Psicologia Social da Universidade do Estado do Rio de Janeiro.