Self-image and compassion goals scale: adaptation for brazilian samples

Escala de metas de autoimagen y compasión: adaptación para muestras brasileñas

Paulo Henrique Ferreira-Alves^I; Claudio Vaz Torres^I; Laura Novaes Andrade^I; Francesco Montani^II

^IUniversidade de Brasília, Distrito Federal, Brasil
^IIInternational University of Monaco, Monte Carlo, Monaco, França

RESUMO

O artigo teve como objetivo traduzir e adaptar a escala de metas de autoimagem e compaixão de sua versão original em inglês para o português, no contexto da Polícia Militar do Distrito Federal (com amostras; N=127 e N=480) e buscar evidências de validade nacionais da escala. A original possui treze itens e o processo foi desenvolvido com base em métodos recomendados na literatura, passando por etapas de tradução, tradução reversa, comitê e análise de coeficiente de validade de conteúdo, que obteve índices satisfatórios (CVC=0,95). A análise fatorial exploratória apontou a estrutura bifatorial da escala conforme teoria e confirmou suas evidências de validade, mas indicando três itens que apresentaram baixas cargas fatoriais. Por fim, após nova coleta de dados, foi realizada a análise fatorial confirmatória da escala que confirmou sua estrutura bifatorial após exclusão de três itens existentes em sua versão original.

Palavras-chave: metas; autoimagem; compaixão.

ABSTRACT

The aim of this study was to translate and adapt the scale of Self-Image and Compassion goals from English to Portuguese, in the context of the Federal District Military Police (with samples N = 127 and N = 480), and seek evidence of the scale's national validity. The original scale had 13 items, and the validation procedure was developed following the cross-cultural literature recommendation. Thus, using the first sample, items went through a translation/back translation procedure, followed by the Content Validity Index computation, which obtained satisfactory levels (CVI = 0.95). An exploratory factor analysis confirmed the proposed two-factor structure, providing evidence of validity, but indicated three items that presented low factor loadings, which were later excluded. Finally, with the larger sample (N = 480), a confirmatory factor analysis confirmed the two-factor structure of the scale, after exclusion of three items from its original English version.

Key words: goals; self-image; Compassion.

RESUMEN

Palabras claves: metas; autoimagen; compasión.

Uma das principais características dos seres humanos é sua tendência para unir-se a seus pares e formar grupos (Forsith & Burnette, 2010). De forma geral, as pessoas têm uma necessidade fundamental de pertencimento, interação social e contato com indivíduos que estejam preocupados com seu bem-estar (Baumeister & Leary, 1995), sendo essa a principal motivação dos sujeitos (Fiske, 2003). Os recursos, materiais ou não, advindos da interação com outras pessoas constituem o que é chamado de suporte social (Cohen & Syme, 1985).

Uma vez que suporte social é um conceito fortemente associado à saúde e ao bem-estar (Cohen & Syme, 1985), há um crescente interesse por parte da academia em estudar o tema. A partir da década de 1970 é observável um aumento nos estudos sobre suporte social (Matskura, Marturano, & Oishi, 2002); mais recentemente, as pesquisas têm investigado sua relação com a saúde (Wills, Ainette, Baum, Revenson, & Singer, 2012), o engajamento escolar (Wang & Eccles, 2012), o envelhecimento ativo (Paul, 2017), a solidão de estudantes universitários no primeiro ano de graduação (Shukla & Joshi, 2017), a saúde mental de mulheres no setor bancário (Upadhyay & Singh, 2017), o estresse parental e a satisfação em mães de crianças com paralisia cerebral (Wang & Kong, 2017), a qualidade de vida e a ideação suicida entre pessoas portadoras do vírus HIV ou de aids (Wani & Sankar, 2017), entre outros.

Um estudo expoente na área de suporte social é a pesquisa de Crocker e Canevello (2008) sobre como metas individuais influenciam o suporte social em relações comunitárias. Nessa pesquisa, foi investigada a influência de dois tipos específicos de metas individuais: as metas de compaixão e as metas de autoimagem; as primeiras têm foco nos outros, em apoiar e visar o bem-estar das pessoas a sua volta - ou seja, quando as pessoas engajam metas de compaixão, elas querem ser uma força construtiva em suas interações com os outros, evitando prejudicá -los (Crocker, 2011; Crocker & Canevello, 2008, 2012; Canevello & Cocker 2015). Já as metas de autoimagem visam construir, manter e defender as imagens públicas e privadas desejadas, para ganhar ou obter algo. Em contextos sociais, pessoas com metas de autoimagem querem que os outros as reconheçam e reconheçam suas qualidades (Crocker 2011; Crocker & Canevello, 2008, 2012; Canevello & Cocker 2015). Dessa forma, as metas de autoimagem envolvem autoapresentação e gerenciamento de impressão, não com a intenção de enganar os outros, mas sim de transmitir a concepção do self desejada pelo sujeito, ajudando as pessoas a realizar metas interpessoais, como fazer amigos, obter um emprego ou obter reconhecimento (Crocker & Canevello, 2008, 2012).

A escala criada por Crocker e Canevello (2008) para a mensuração de metas de autoimagem e compaixão contém, em sua versão original, 13 itens e obteve evidências de validade em um estudo com 204 participantes em uma universidade nos Estados Unidos (Crocker & Canevello, 2008), além de já ter evidências de validade em diversos contextos (Crocker, 2011; Crocker & Canevello, 2012; Crocker, Olivier, & Nuer, 2009; Crocker, Canevello, Breines, & Flynn, 2010). Apresenta, inclusive, evidências de validade em uma versão chinesa (Min Zhang, Lin Zhang, & Jennifer Crocker, 2012) com 24 itens e também japonesa (Niiya, Crocker, & Mischkowski, 2013), com 22 itens. A hipótese corroborada pelas autoras previa que a adesão a metas de compaixão cria um ambiente caracterizado por sentimentos de proximidade, cooperação e redução de conflitos; enquanto a adesão a metas de autoimagem poderia minar os efeitos positivos das metas de compaixão.

A relação entre metas de compaixão e metas de autoimagem e suporte social observada no estudo original de Crocker e Canevello (2008) é relevante e pode ser utilizada no contexto da segurança pública, mais especificamente, na atuação de policiais, pois a natureza de sua missão de servir e proteger implica muitas vezes priorizar metas de compaixão. Atualmente, há uma constante discussão acerca dos índices de criminalidade, da sensação de segurança da população, da política criminal brasileira e do papel da polícia na sociedade (Silva & Beato Filho, 2013), tópicos que devem estar diretamente relacionados com o suporte social provido pelos policiais (Crocker & Canevello, 2008).

Nesse sentido, conforme a literatura, conhecer metas endossadas é importante para entender diversos fenômenos psicológicos consequentes, como, por exemplo, suporte social (Crocker & Canevello, 2008), entre outros fenômenos psicológicos consequentes, como, por exemplo, hostilidade e conflito (Moeller, Crocker, & Bushman, 2009), e alguns que possam impactar diretamente na qualidade dos serviços prestados. Apesar da importância do tema e das correlações já evidenciadas entre os construtos propostos e outros construtos relevantes – como suporte social (Crocker & Canevello, 2008), mudança em aprendizado e busca de metas (Crocker, Olivier, & Nuer, 2009), mudança em ansiedade e disforia (Crocker, Canevello, Breines, & Flynn, 2010), qualidade de relacionamento e capacidade de resposta (Canevello & Crocker, 2010), entre outros -, não há ainda uma versão da escala adaptada para o português brasileiro. Tendo isso evidenciado, entende-se ser importante a realização de pesquisas na área de avaliação psicológica no contexto da segurança pública, pois, embora se tenha avanços significativos na área, há ainda carência de estudos sobre a adequação dos comportamentos policiais à sociedade civil (Faiad, Coelho Júnior, & Albuquerque, 2012). Nesse sentido, um dos focos de pesquisas no contexto supracitado pode ser na mensuração das metas endossadas e fenômenos psicológicos consequentes.

Ou seja, busca-se equivalências entre o instrumento original e o adaptado a uma determinada cultura. Nesse sentido, o processo visa identificar equivalências funcionais, mensurando se o mesmo construto subjacente existe ou não em diferentes contextos; estruturais, se os mesmos itens ou estímulos podem ser usados em contextos culturais diferentes como indicadores do construto subjacente; métrica, que pode ser inferida pela relação direta entre a variável latente e o indicador observado na amostra, mas parece não ter sido discutida; e escalar, garantia de que a medida não foi afetada pelo viés de uniformidade, ou seja, se o escore de 5 no Grupo A, onde o instrumento foi originalmente desenvolvido, indica o mesmo nível do construto que um escore de 5 no Grupo B, onde ele está sendo aplicado e adaptado, no caso no Brasil (Smith et al., 2013).

Assim, para que se obtenha dados satisfatórios, devem ser aplicadas técnicas para reduzir vieses do instrumento (Smith et al., 2013). A aplicação desse instrumento em amostras brasileiras com os cuidados no processo de tradução e busca de evidências de validade e na administração do instrumento, podem minimizar parte desses vieses, iniciando o desafio de alcançar a equivalência cultural, métrica e funcional da medida. Para atingir esses objetivos, diferentes técnicas devem ser utilizadas para adaptação do instrumento, seguindo um processo com várias etapas de tradução, tradução reversa, análises semântica e de juízes (Beaton, Bombardier, Guillemin, & Ferraz, 2000).

Considerando a relevância do estudo de metas de compaixão e metas de autoimagem, e não tendo sido encontrados outros instrumentos, inclusive no Brasil, que se proponham a medir esse fenômeno psicológico, este artigo tem por objetivo adaptar a escala proposta por Crocker e Canevello (2008) para o contexto brasileiro e, mais especificamente, para a aplicação com uma amostra de Policiais Militares do Distrito Federal. Dessa forma, pretende-se contribuir para a consolidação desse tema de pesquisa no Brasil e permitir posteriores comparações transculturais com a utilização dessa escala.

Método

Para cumprir o objetivo proposto, este estudo foi realizado em três etapas. Inicialmente, realizou-se o processo de tradução e adaptação da escala para o português, respeitando-se todos os critérios recomendados para a construção e a adaptação de instrumentos (Beaton et al., 2000; Brislin, 1970; Cassep Borges, Balbinotti, & Teodoro, 2010; Hernandez-Nieto, 2012; van de Vijver & Hambleton, 1996). Na segunda etapa, foi feita a análise fatorial exploratória (AFE) da escala traduzida e aplicada em uma amostra de policiais militares do Distrito Federal, que proporcionou a primeira solução fatorial da escala para o contexto brasileiro. A terceira etapa, por sua vez, envolveu uma nova aplicação da mesma escala, mas com outra amostragem de policiais, para o desenvolvimento de uma análise fatorial confirmatória (AFC), a fim de testar a estrutura fatorial anteriormente proposta.

Etapa 1: Tradução e adaptação

Participantes

Nas etapas de tradução e retrotradução participaram especialistas em tradução por formação acadêmica ou convidados que já residiram, por motivos acadêmicos, em países de língua inglesa. Para avaliação dos critérios de coeficiente de validade de conteúdo (CVC) foram convidados a participar, como juízes, pesquisadores com conhecimento teórico e atuação acadêmica em psicologia social ou administração e voltados a temáticas correlatas às metas.

Inicialmente, a versão original da escala (Crocker & Canevello, 2008) foi apresentada a um grupo de cinco tradutores para que cada um deles apresentasse sua versão traduzida do instrumento. As cinco versões em português obtidas foram compiladas em uma versão única e então encaminhada para dois novos tradutores bilíngues responsáveis pela retrotradução dos itens do português para o inglês. Em seguida, os sete especialistas participantes dessa etapa reuniram-se em comitê virtual para verificar se a tradução reversa da escala era equivalente à versão original do instrumento e reportar questões culturais relevantes que poderiam impactar a compreensão dos itens. Com o consenso dos tradutores, chegou-se à primeira versão da escala contendo os 13 itens traduzidos para o português.

A primeira versão da escala foi, então, encaminhada a um novo grupo de seis acadêmicos especialistas no tema, para que fosse julgado o CVC do instrumento (Cassep-Borges et al., 2010; Hernandez-Nieto, 2002. O documento enviado aos juízes tinha definições teóricas e orientações para que avaliassem a clareza de linguagem de cada item, considerando a linguagem utilizada em relação às características da população; a pertinência prática, que considera se cada item foi elaborado de forma a avaliar o conteúdo de interesse em uma determinada população e se, de fato, cada item tem importância para o instrumento; a relevância teórica, ou seja, considerassem o grau de associação entre o item e a teoria; e, por fim, a dimensão teórica do item, isto é, se mede uma meta de autoimagem ou uma meta de compaixão.

O resultado final do CVC é alcançado por meio de cinco passos: o primeiro é o cálculo da média das notas de cada item; o segundo, o cálculo do CVC inicial por meio da relação entre a média do item e o valor máximo que ele poderia receber; o terceiro refere-se à subtração do inicial pela margem de erro (um dividido pela quantidade de juízes elevado à essa potência); o quarto é cálculo do CVC final para cada item e o quinto, o CVC final médio, utilizando as três características avaliadas (clareza de linguagem, pertinência teórica e pertinência prática). Após essa análise de juízes, obteve-se a versão final da escala traduzida para o Brasil.

Etapa 2: Análise fatorial exploratória (AFE)

Participantes

Na segunda etapa, que objetivou a realização de AFE, participaram 127 policiais militares do Distrito Federal de diversos níveis hierárquicos, das áreas operacional e administrativa, sendo 81,9% homens, com idade média de 34,45 anos (DP = 6,71 anos); o tempo de serviço variou entre 1 e 31 anos (M = 9,41; DP = 9,11). Além disso, a maioria dos respondentes possuía graduação completa (90,6%) e entre esses 25% tinham algum tipo de pós-graduação. É importante ressaltar que não houve necessidade de submissão anterior ao Comitê de Ética, conforme previsão legal estabelecida no artigo 1º, V da Resolução 510/2016 do Conselho Nacional de Saúde.

Instrumento

O instrumento aplicado aos participantes e objeto desse processo de tradução e adaptação para a língua portuguesa com amostras brasileiras foi a escala de metas de autoimagem e compaixão (Crocker & Canevello, 2008). Seu formato original contava com 13 itens, sendo sete para metas de compaixão e seis para metas de autoimagem. Ela é respondida por uma escala Likert de 5 pontos, em que os respondentes têm que indicar se na última semana, em relação às suas amizades, o quanto se comportou conforme o descrito no item, variando de 1 (nunca), passando por 2 (raramente), 3 (algumas vezes), 4 (frequentemente) e 5 (sempre).

Procedimentos de análise de dados

Especificamente, a busca pelas evidências de validação da estrutura interna do instrumento foi realizada por meio da AFE e foram empregadas estatísticas descritivas para confirmação das suas evidências de validade fatorial e consistência interna foram realizadas as etapas de exame gráfico, identificação e avaliação de valores faltosos, bem como a identificação e tratamento de outliers, conforme roteiro estabelecido por Hair, Anderson, Tatham, & Black (2009).

Etapa 3: Análise fatorial confirmatória (AFC)

Participantes

Para os procedimentos de AFC, utilizando o mesmo instrumento que passou anteriormente pela AFE, realizou-se uma nova fase de coleta de dados. A amostra foi composta por 480 policiais de diversas unidades operacionais e administrativas e diferentes graus hierárquicos, sendo 79,4% homens, com idade média de 41,18 anos (DP = 6,07 anos); com tempo de serviço entre 2 e 32 anos (M = 18,67; DP = 6,97). A maioria da amostra possuía graduação completa (68,1%) e, entre esses, 14,3% têm algum tipo de pós-graduação, com índice de 16,9% que não responderam sobre sua formação acadêmica.

Procedimentos de análise de dados

A tabulação e análise de dados foi realizada por meio do SPSS, versão 23 e para realização da AFC utilizou-se o Software Amos (v.23) e o estimador de máxima verossimilhança (ML). Empregaram-se estatísticas descritivas (medidas de tendência central, dispersão e distribuição de frequência) para caracterizar a amostra e para o teste do modelo extraído na fase de AFC, teve-se como índices: Qui-quadrado (χ² ), razão Qui-quadrado e graus de liberdade (χ² /g.l), Comparative Fit Index (CFI) e Root Mean Square Error of Aproximation (RMSEA), pois de acordo com Hair et al. (2009), a saída da AFC inclui muitos índices de ajuste, mas não se pede todos, a regra é que se confie em pelo menos um índice de ajuste absoluto e um incremental, além do resultado do χ² (p. 614). Assim, os parâmetros adotados para que os índices fossem considerados satisfatórios foram o menor índice χ² entre os modelos e p < 0,05, χ² /g.l < 5, CFI superior a 0,90 e RMSEA próximo ou inferior a 0,08, conforme literatura (AErA, 2005; Bentler, 1990; Byrne, 2001; Hair, 2009; Maroco, 2010; Nascimento, 2014; Ullman, 2001).

Resultados e discussão

Etapa 1: Tradução e adaptação

Superadas as questões linguísticas, foi realizado o cálculo do CVC (Hernandez-Nieto, 2002). Os escores obtidos após a avaliação de cada um dos juízes resultou na aprovação de todos os 13 itens da escala (CVC > 0,8). A Tabela 1 apresenta o resultado do cálculo dos escores do CVC para cada item em relação às três características avaliadas, além da descrição de qual dimensão teórica foi classificado com a quantidade de juízes que colocou em cada uma delas.

Dessa forma, o CVC final para clareza da linguagem foi de 0,905; para pertinência prática de 0,959 e para pertinência teórica o valor foi 0,990. Por fim, o CVC médio final da escala foi de 0,950. Em relação às dimensões de cada um dos itens, 11 deles foram unânimes e em dois houve divisão de votos.

Etapa 2: Análise fatorial exploratória (AFE)

A matriz de correlações entre as variáveis observadas apresentou mais da metade dos coeficientes acima de 0,30, indicando boa fatorabilidade da matriz e a amostra se revelou adequada para fatoração pelo critério de Kaiser (KMO = 0,707). O teste de esfericidade de Bartlett revelou violação desse critério, χ2(78) = 375,806, p < 0,01. No entanto, aspectos como o tamanho da amostra inflam a significância real do teste e o tornam obsoleto para análise.

A tabela do total de variância explicada apresenta a magnitude dos eigenvalues. De acordo com critério de Kaiser (K ˃ 1), é possível extrair até quatro fatores, que explicam uma variância total de 61,02%.

Análise paralela

Esta análise foi realizada para avaliar, em uma amostra de quantidade igual de sujeitos e itens, os autovalores provenientes de uma análise aleatória. A análise do banco de dados paralelo revelou a possibilidade de extração de até dois fatores.

Solução fatorial

Também foram realizadas análises fatoriais utilizando o método de extração de fatoração dos eixos principais (principal axis factoring, PAF) com rotação oblíqua (promax), uma vez que se sugere que os fatores da escala estão correlacionados. Seguindo as indicações dos resultados da análise paralela e utilizando-se de parcimônia, a solução final aqui apresentada resulta da extração de dois fatores nos quais se agruparam os itens do questionário. As Tabelas 4 e 5 apresentam os valores de confiabilidade para a exclusão de itens. Foram excluídos da versão original os itens 1, relacionado às metas de compaixão e os itens 2 e 13 relacionados às metas de autoimagem, pois apresentaram cargas fatoriais menores que 0,30, ou seja, não representaram o construto medido pelo fator, conforme proposto por Tabachnick e Fidell (2007).

Assim, após análise dos resultados e, conforme apresentados os resultados finais nas Tabelas 4, 5 e 6, o instrumento permaneceu com dez itens e a sua confiabilidade foi avaliada com base no alfa de Cronbach de cada um dos fatores, com o Fator 1 obtendo α = 0,79 e o Fator 2, α = 0,66.

Etapa 3: Análise fatorial confirmatória (AFC)

Os resultados do modelo resultante após a AFE, composto por 10 itens (após a exclusão dos três que apresentaram cargas fatoriais menores que 0,30), indicaram ajustes satisfatórios após a realização da AFC. Entretanto, um ponto importante a ser relatado é que houve, nos índices de modificação, um indicativo de correlação entre os erros 09 e 10, relacionados respectivamente aos itens 11 e 12, relativos ao fator de metas de compaixão. Por isso, foi testado um novo modelo correlacionando os dois erros supracitados, mas mantendo a escala com dez itens. Além disso, mesmo com a queda de três itens na AFE, foi testado o modelo original com 13 itens para visualização de seus índices de ajuste.

Dessa forma, após a realização da AFC na testagem dos outros dois e a comparação entre os resultados dos índices de ajustes dos três modelos indicaram melhor qualidade do modelo estabelecido com dez itens e os erros correlacionados, conforme pode ser observado na Tabela 7. Os escores mostraram-se com valores aceitáveis de Qui-quadrado e sua razão em relação aos graus de liberdade, apesar deste ter sido um pouco abaixo dos valores de referência, bem como do CFI. Por outro lado, foram satisfatórios os índices de GFI, TLI, RMSEA e PCFI, com valores dentro dos padrões recomendados pela literatura (Hair et al., 2009; Maroco, 2010). Além desses resultados, a escala final com melhores índices de ajuste, retratada na Figura 1, apresentou o valor de 0,81 para o índice Rho de Jöreskog, reforçando uma boa consistência interna.

Discussão

O presente estudo teve por objetivo traduzir, adaptar e buscar evidências de validade para a escala de metas de autoimagem e compaixão (Crocker & Canevello, 2008) para utilização no contexto brasileiro. Assim, por meio da utilização de diversas técnicas recomendadas na literatura (Beaton et al., 2000; Brislin, 1970; Cassep-Borges et al., 2010; Hernandez-Nieto, 2002; Vijver & Hambleton, 1996), realizou-se processos de tradução seguida de tradução reversa conforme apontado pelas referências supracitadas, para posterior consolidação de uma versão em português.

Esses processos passaram, em cada etapa, por tradutores especializados que, após considerações em relação às questões linguísticas e culturais, auxiliaram na obtenção de uma versão adequada que foi submetida a um comitê de especialistas teóricos para avaliação de suas evidências de validade por meio do CVC. Essa técnica, que utiliza critérios qualitativos e quantitativos, na presente pesquisa, obteve resultados adequados para todos os 13 itens da escala. Entretanto, conforme já apresentado, dois problemas iniciais foram solucionados em relação a termos em língua inglesa com certa imprecisão (positive qualities - item 3 e be supportive - item 11) com os termos "qualidades" no item 3 e "ser solidário (dar suporte)" no item 11, de acordo com a numeração original das autoras.

A análise fatorial exploratória confirmou a estrutura bifatorial da escala, conforme versão original na língua inglesa, com estatísticas de item, consistência internas e confiabilidade em índices satisfatórios e com os dois itens mais debatidos na etapa anterior apresentando as duas cargas fatoriais mais altas no modelo testado nesse procedimento. Contudo, os itens 1, 2 e 13 obtiveram escores fatoriais abaixo de 0,30 e foram retirados do modelo. O item 1, foi o que apresentou o menor índice de CVC, pois realmente o conteúdo ficou confuso, principalmente se está relacionado à autoimagem ou à compaixão. O item 2 também não apresentou um índice de clareza linguística alto, o que certamente influenciou em sua carga fatorial. O item 13, por fim, apesar do elevado índice de CVC, provavelmente apresentou baixa carga fatorial por também demonstrar certa confusão em medir, tanto autoimagem quanto compaixão.

Ademais, com base no modelo resultado da AFE, realizou-se uma análise fatorial confirmatória, procedimento mais robusto e com uma amostra maior que a primeira, que indicou índices de adequação satisfatórios (Hair et al., 2009; Maroco, 2010), mas abaixo do esperado e com uma relevante indicação de correlação entre dois erros dos itens 11 e 12. Entretanto, a covariância supracitada pode ocorrer devido à semelhança de conteúdo entre esses itens, pois como pode ser visto na Tabela 1, os conceitos subjacentes do item 11 (ser solidário - dar suporte) são muito próximos aos do item 12 (exercer uma diferença positiva).

Dessa forma, foi testado um modelo com esses itens correlacionados e outro com a exclusão do item 12, que, conforme pode ser visto na Tabela 5, apresentou menor escore fatorial (0,649) do que o item 11 (0,737). Portanto, como os índices de ajuste do Modelo 2 foram melhores que os outros dois testados e, levando em conta que os dois itens supracitados apresentaram escores fatoriais altos na AFE, optou-se pela manutenção do segundo modelo testado, com dez itens e dois erros correlacionados. Além disso, essa é uma pesquisa de validação de escala e a não eliminação de nenhum item após a realização da AFC mantém o instrumento mais próximo à versão original.

Entende-se, portanto, que a estrutura latente do construto foi confirmada com algumas alterações em relação à sua versão original, ficando com apenas dez itens. Esse resultado não é inédito, uma vez que em outros processos de validação, conforme tratado na introdução, a quantidade de itens também foi diversa da versão original. Nesse sentido, na China ficou com 24 itens, enquanto no Japão, após uma revisão, apresentou 22 itens. Essas questões fazem parte de processos de adaptação de instrumentos, pois após a realização dos presentes estudos pode-se minimizar vieses comuns em pesquisas transculturais (Smith et al., 2013), seja por meio do processo de tradução e retrotradução em várias etapas, com a participação de especialistas, atenção a questões culturais e de linguística e o cuidado na administração do instrumento aos policiais reduz o viés de construto, de instrumento e de administração. Portanto, no caso da presente pesquisa, por mais que a amostra não seja representativa da população brasileira, pode-se afirmar que o apresenta equivalência funcional, estrutural e métrica (Smith et al., 2013).

Por fim, sabe-se que somente foram alcançados índices aceitáveis de ajuste após a exclusão de três itens, isso porque o processo de adaptação de instrumentos deve considerar as questões culturais em que estes são aplicados e a possibilidade de seu funcionamento diferencial de acordo com a necessidade de cada população. A escolha por eliminar três itens e, assim, obter o melhor ajuste do modelo evita condições teórico-metodológicas inadequadas ao contexto estudado e evidencia um fenômeno autóctone para essa população (Triandis & Marin, 1983). Nesse sentido, mesmo sabendo que os índices ainda não são tão elevados, ainda é possível melhorá-los, pois propõe-se que pesquisas futuras se dediquem ao aprimoramento da escala e a revisão de itens de tradução conflituosa ou imprecisa. Portanto, por exemplo, pode-se formular dois novos itens a partir do item 8 da sua versão final ou da reescrita dos itens 8 e 9, o que poderia diminuir a covariância entre os termos de ser solidário (dar suporte) e exercer a diferença positiva na vida de outrem.

Essas questões, no entanto, não impedem, ao contrário, tornam necessário ainda difundir a escala de metas de autoimagem e compaixão para aplicação maior no contexto brasileiro, em amostras diferentes para uma busca mais aprofundada de explicação de fenômenos psicológicos antecedentes e consequentes, bem como, aprimorar sua estrutura latente e evidências de validade por meio de novas testagens.

Referências

AErA, A. P. A. (2005). NCME (1999). Standards for educational and psychological testing, 146.         [ Links ]

Baumeister. (2010). The Self. In Baumeister R. F. and Finkel E. J. Advanced Social Psychology - The State of the Science. (pp. 139-176). New York: Oxford University Press.         [ Links ]

Baumeister, R. F. & Finkel, E. J. (2010). Advanced Social Psychology - The State of the Science. New York, Oxford University Press.         [ Links ]

Baumeister, R. F., & Leary, M. R. (1995). The need to belong: desire for interpersonal attachments as a fundamental human motivation. Psychological bulletin, 117(3),497.         [ Links ]

Beaton, D. E., Bombardier, C., Guillemin, F. F. & Ferraz, M. B. (2000). Guidelines for the process of cross-cultural adaptation of self-report measures. Spine, 25(24),3186-3191.         [ Links ]

Bentler, P. M. (1990). Comparative fi t indexes in structural models. Psychological Bulletin, 107(2),238-246.         [ Links ]

Byrne, B. (2001). Structural equation modeling with Amos: Basic concepts, applications and programming. New Jersey: Lawrence Erlbaum Associates.         [ Links ]

Brislin, R. W. (1970). Back-translation for cross-cultural research. Journal of cross-cultural psychology, 1(3),185-216        [ Links ]

Canevello, A., & Crocker, J. (2010). Creating good relationships: Responsiveness, relationship quality, and interpersonal goals. Journal of Personality and Social Psychology, 99,78-106.doi: 10.1037/a0018186        [ Links ]

Canevello, A., & Crocker, J. (2015). How interpersonal goals shape intrapsychic experiences: Self-image and compassionate goals and feeling uneasy or at ease with others. Social and Personality Psychology Compass, 9,620-629. doi: 10.1111/spc3.12206        [ Links ]

Carlston D. (2010). Social Cognition. In Baumeister R. F. and Finkel E. J. Advanced Social Psychology - The State of the Science. (pp 63-100) Oxford University Press.         [ Links ]

Cassep-Borges, V., Balbinotti, M. A. A. & Teodoro, M. L. M. (2010) Tradução e validação de conteúdo: Uma proposta para a adaptação de instrumentos. In: Pasquali e colaboradores. Instrumentação psicológica: Fundamentos e práticas. (pp. 506-520). Porto Alegre: Artmed.         [ Links ]

Cohen, S., & Syme, S. L. (1985). Issues in the study and application of social support. Social support and health, 3,3-22.         [ Links ]

Crocker, J. (2011). Presidential Address: Self-image and compassionate goals and construction of the social self: Implications for social and personality psychology. Personality and Social Psychology Review, 15,394-407.         [ Links ]

Crocker J. & Canevello A. (2008). Creating and undermining a social support in communal relationships: The role of compassionate and self-image goals. Journal of Personality and Social Psychology, 95(3),555-575. doi: 10.1037/0022-3514.95.3.555        [ Links ]

Crocker, J., & Canevello, A. (2012). Consequences of self-image and compassionate

goals. In P. G. Devine & A. Plant (Eds.), Advances in Experimental Social Psychology, 45,229-277. New York: Elsevier. doi: 10.1016/B978-0-12-394286-9.00005-6

Crocker, J., Olivier, M. A., & Nuer, N. (2009). Self-image goals and compassionate goals: Costs and benefits. Self and Identity, 8,251-269.         [ Links ]

Crocker, J., Canevello, A., Breines, J. G., & Flynn, H. (2010). Interpersonal goals and change in anxiety and dysphoria: Effects of compassionate and self-image goals. Journal of Personality and Social Psychology, 98,1009-1024.         [ Links ]

Faiad, C., Coelho Junior, F. A., Caetano, P. F., & Albuquerque, A. S. (2012). Análise profissiográfica e mapeamento na segurança pública. Psicologia: Ciência e Profissão, 32(2),388-403.         [ Links ]

Fiske, S. T. (2003). Five core social motives, plus or minus five. In S. J. Spencer, S. Fein, M. P. Zannab & J. Olson (Eds.), Motivated social perception: The Ontario Symposium. Mahwah, NJ: Erlbaum.         [ Links ]

Forsyth, D. R., & Burnette, J. (2010). Group processes.         [ Links ]

Hair Jr., J. F., Anderson, R. E., Tatham, R. L. & Black, W. C. (2009). Análise Multivariada de Dados. 6a. Ed. Porto Alegre: Bookman.         [ Links ]

Hernández-Nieto, R. A. (2002). Contribuciones al análisis estadístico. Mérida, Venezuela: Universidad de Los Andes        [ Links ]

Marôco, J. (2010). Análise de equações estruturais: Fundamentos teóricos, software & aplicações. Lisboa: ReportNumber, Lda.         [ Links ]

Matsukura, T. S., Marturano, E. M., & Oishi, J. (2002). O questionário de suporte social (SSQ): estudos da adaptação para o português. Revista Latino-Americana de Enfermagem, 10(5),675-681.         [ Links ]

Min, Z., Lin, Z., & Jennifer C. (2012). Reliability and Validity of the Chinese Version of the Interpersonal Goals Measures. China Journal of Health Psychology, 20(7),1010-1012.         [ Links ]

Moeller, S., Crocker, J., & Bushman, B. (2009). Creating hostility and conflict: Effects of entitlement and self-image goals. Journal of Experimental Social Psychology, 45(2),448-452. doi: 10.1016/j.jesp.2008.11.005        [ Links ]

Nascimento, T. G. (2014). Desempenho profissional: relações com valores, práticas e identidade no serviço policial (Tese de Doutorado). Universidade de Brasília, Retirado de http://repositorio.unb.br/handle/10482/17808        [ Links ]

Niiya, Y., Crocker, J., & Mischkowski, D. (2013). Compassionate and self-image goals in the US and Japan. Journal of Cross-Cultural Psychology, 44, 389-405.         [ Links ]

Pasquali L. (2003). Validade dos testes. In: Pasquali L., Psicometria: Teoria dos testes na psicologia e na educação. (pp. 158-188). Petrópolis/RJ: Vozes        [ Links ]

Pasquali L. (2003). Psicometria: Teoria dos testes na psicologia e na educação. Petrópolis/RJ: Vozes        [ Links ]

Pasquali, L. (2010). Testes referentes a construto: Teoria e modelo de construção. In: Pasquali e colaboradores. Instrumentação psicológica: Fundamentos e práticas. (pp. 165-198). Porto Alegre: Artmed.         [ Links ]

Pasquali, L. & colaboradores (2010). Instrumentação psicológica: Fundamentos e práticas. Porto Alegre: Artmed.         [ Links ]

Paúl, C. (2017). Envelhecimento activo e redes de suporte social. Sociologia: Revista Da Faculdade de Letras Da Universidade Do Porto, 15.         [ Links ]

Shukla, A., & Joshi, R. (2017). Social support and emotional intelligence as related to loneliness among college going first year students. Indian Journal of Positive Psychology, 8(3),398-400.         [ Links ]

Silva, B. F. A., & Beato Filho, C. C. (2013). Ecologia social do medo: avaliando a associação entre contexto de bairro e medo de crime. Revista Brasileira de Estudos de População, 30,155-170.         [ Links ]

Smith, P. B., Fischer, R., Vignoles, V. L., & Bond, M. H. (2013). Understanding social psychology across cultures: engaging with others in a changing world. (2ª ed.). London: Sage.         [ Links ]

Tabachnick, B. & Fidell, L. S. (2007). Using multivariate statistics. San Francisco: Allyn & Bacon.         [ Links ]

Torres, C. V. & Pérez-Nebra, A. R. (2015). Evaluación del individualismo-colectivismo vertical-horizontal en Brasil: una propuesta de medida. Perspectivas en Psicología, 12(2),9-21.         [ Links ]

Triandis, H. C., & Marin, G. (1983). Etic plus emic versus pseudoetic: A test of a basic assumption of contemporary cross-cultural psychology. Journal of Cross-Cultural Psychology, 14(4),489-500.         [ Links ]

Ullman, J. B. (2001). Structural Equation Modeling. Em B. Tabachnick & L. S. Fidell (Orgs.), Using Multivariate Statistics (pp. 653-771). San Francisco: Allyn & Bacon.         [ Links ]

Upadhyay, A., & Singh, A. P. (2017). Role of Occupational Stress and Social Support in Negative Mental Health among Women Employees in Banking Sectors. Journal of the Indian Academy of Applied Psychology, 43(2),222-229.         [ Links ]

Van de Vijver, F., & Hambleton, R. K. (1996). Translating tests: Some practical guidelines. European Psychologist, 1(2),89-99.         [ Links ]

Wang, M. T., & Eccles, J. S. (2012). Social support matters: Longitudinal effects of social support on three dimensions of school engagement from middle to high school. Child development, 83(3),877-895.         [ Links ]

Wang, Y., Huang, Z., & Kong, F. (2017). Parenting stress and life satisfaction in mothers of children with cerebral palsy: The mediating effect of social support. Journal of health psychology, 12(1). doi: 1359105317739100        [ Links ]

Wani, M. A., & Sankar, R. (2017). Social support, quality of life and suicidal ideation among people living with HIV/AIDS in ART center, Jammu. Indian Journal of Positive Psychology, 8(3),274-279.         [ Links ]

Wills, T. A., Ainette, M. G., Baum, A., Revenson, T., & Singer, J. (2012). Social Networks and Social Support. Handbook of health psychology, 465.         [ Links ]

Endereço para correspondência:
Paulo Henrique Ferreira-Alves
Universidade de Brasília. Departamento de Psicologia Social e do Trabalho. Campus Darcy Ribeiro, Instituto Central de Ciências Sul - Instituto de Psicologia - Sala AT, 013
70.910-900. Brasília-DF, Brasil ]]> E-mail: phferreiraalves@gmail.com

Recebido 17/01/2017
Primeira decisão editorial em: 23/04/2018
Versão final em: 31/07/2018
Aceito em: 31/07/2018