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O autoconceito é uma dimensão humana importante com repercussão no engajamento e desempenho escolar, por exemplo. Pode ser definido como a percepção que um indivíduo tem de si próprio e o conceito que forma sobre si mesmo, nos mais diversos domínios, como o social, o emocional, o físico ou o acadêmico (Harter, 1999; Hattie, 1992). Autoconceito se diferencia de autoestima.
A autoestima é uma avaliação subjetiva e global que uma pessoa faz de si mesma. Refere-se à percepção que uma pessoa tem sobre seu próprio valor, competência e autoaceitação (Donnellan et al., 2011). Autoestima depende de competências pessoais e da aprovação social (Donnellan et al., 2011). Por outro lado, as competências em diferentes domínios que formam o auto-conceito concorrem para a autoestima do sujeito e são importantes para o desenvolvimento da personalidade (Harter, 1999).
Isso sugere que a autoestima pode ser vista como uma dimensão única em contraste com a multidimensionalidade do autoconceito (Harter, 1996, 2006). A autoestima global permite que o indivíduo faça a avaliação do valor e adequação pessoal e a autoestima elevada é considerada um componente importante da saúde psicológica (Donnellan et al., 2011; Harter, 1996, 2006; Rosenberg, 1965, 1979). Portanto, quando as expectativas sociais são percebidas como opostas à autopercepção, podem afetar negativamente a autoestima (Guimarães, 2014; Mendes et al., 2012; Orth et al., 2018).
A percepção de si muda com a idade, o que se deve principalmente às mudanças cognitivo-desenvolvimentais em interação com as experiências de socialização (Harter, 1988). Levando em consideração essa dimensão, Harter (1985, 1988) desenvolveu o Perfil de Autopercepção para diferentes grupos etários: crianças, adolescentes, adultos e estudantes universitários, assim como, Marsh & Shavelson (1985) desenvolveram questionários de autodescrição (SDQ I, II e III), para adolescentes em suas distintas fases de desenvolvimento.
O Self-Perception Profile For Children – SPPC (Harter, 1985) e o Self-Perception Profile for Adolescents – SPPA, foram validados para crianças (Valentini et al., 2010) e adolescentes brasileiros (Bandeira et al., 2008). Essas escalas são amplamente utilizadas, relacionando-se com temas como competência motora, criatividade, nível socioeconómico, desempenho escolar, atitudes alimentares, crianças com TDAH, alguns tipos de doenças e relacionamentos interpessoais (Amorim et al., 2016; Boerrigter et al., 2021; Carvalho et al., 2017; Falconi et al., 2019; Nobre, 2017; Rocha & Ferreira, 2018). Para a população adulta Messer & Harter (2012) desenvolveram o Adult Self-Perception Profile – SPPA, que não foi validado para brasileiros, mas tem sido utilizado em populações adultas em outros países e culturas (Gittins et al., 2020; Narr et al., 2019).
A população de universitários, embora adultos, ainda não assumem, com autonomia plena, os papéis que correspondem à idade adulta, apresentando algumas características da adolescência, como a dependência financeira dos pais, a indecisão sobre seu futuro profissional e a falta de responsabilidades domésticas ou com filhos (Barros, 2012). A imagem positiva de si próprio neste período, como um fator afetivo-emocional, revela-se preditora do sucesso escolar, social e do bem-estar físico e psicológico dessa população (Chevrier et al., 2020; Matias & Martinelli, 2017; Nobre, 2017; Qasim et al., 2014; Simel, 2020).
Para esse grupo Neeman & Harter (2012) desenvolveram o Self-Perception Profile for College Students – SPPCS. Essa escala é originalmente composta por 12 domínios do autoconceito e uma escala de autoestima global: criatividade (sentir-se criativo ou inventivo), capacidade intelectual (sentir-se inteligente e intelectualmente capaz), competência escolar (dominar o curso), competência no trabalho (sentir-se orgulhoso e confiante para fazer um trabalho), competência atlética (sentir-se competente em atividades físicas e esportes), aparência física (sentir-se fisicamente atraente), relacionamentos românticos (ser capaz de desenvolver relacionamentos românticos), aceitação social (ser capaz de fazer amigos), amizade próxima (ser capaz de ter um amigo com quem se possa compartilhar coisas pessoais), relacionamento com os pais (sentir-se à vontade com a maneira como se comporta com os pais), humor (ser capaz de rir de si mesmo e das brincadeiras dos amigos), moralidade (sentir que seu comportamento é moral) e Autoestima global (gostar do tipo de pessoa que se é e gostar da maneira como conduz a própria vida). Os cinco primeiros domínios referem-se às competências e habilidades enquanto os outros sete às relações sociais e a estrutura fatorial do SPPCS tanto para a competência escolar como aceitação social têm bons resultados de consistência interna (0,84 e 0,80, respectivamente; Neemann & Harter, 2012). Essa estrutura de 13 dimensões também foi observada na validação da versão francesa do instrumento, com a realização de Análise Fatorial Confirmatória – (AFC) e bons índices de ajuste (χ2(1299) = 2243.26, CFI=.98, RMSEA=.04 [.038-.043], TLI = .98, WRMR=1.19) do SPPCS (Chevrier et al., 2020) e na portuguesa, com utilização da Análise de Componentes Principais (ACP), com bons índices de consistência interna (α entre 0,67 e 0,91) (Barros, 2012). Na versão japonesa, o formato de apresentação das questões foi revisado, usando apenas uma afirmação para cada item, com a realização de AFC com índices de ajuste adequados (GFI=0,85, RMSEA=0,03) para a versão com 13 dimensões do SPPCS (Maeshiro et al., 2007). Na adaptação portuguesa do SPPCS para utilização no contexto da psicologia social, com a utilização de ACP, foram identificados 12 componentes, incluindo a escala de autoestima global e retirados dois itens dos 54 da escala original (Ribeiro, 1994).
Para a população brasileira, o SPPCS ainda não passou por adaptação e avaliação de suas propriedades psicométricas. Para além da ampla utilização para universitários estadunidenses (Araujo et al., 2008; Boulter, 2002; Bowman, 2010; Early et al., 2018; Pittman & Richmond, 2008; Strehlow, 2018; Strehlow et al., 2021) o SPPCS vem sendo utilizado em pesquisas em diversos contextos e culturas, como na adaptação ao contexto acadêmico de franceses (Chevrier et al., 2020), na psicologia da saúde de portugueses (Ribeiro, 1994), na relação com valores intrínsecos do trabalho de universitários gregos (Makri-Botsari & Stampoltzis, 2020), para a investigação das relações com inteligência emocional de estudantes de medicina e odontologia no Paquistão (Niazi et al., 2019), para estudar os efeitos da idade e do gênero na autoestima global e nas autopercepções de estudantes na Sérvia (Tubic & Đorđić, 2015). Há ainda estudos com a utilização de apenas alguns de seus domínios, dependendo do interesse da investigação (Duarte & Barros, 2017; Lau et al., 2018; Nelson, 2020).
O processo de validação de escalas envolve acumular evidências para fornecer base científica sólida para interpretações de pontuação nas escalas (American Psychological Association [APA], 2014). Considera-se que a adaptação brasileira pode garantir sua aplicabilidade, contribuindo para a pesquisa científica, avaliação psicológica, orientação educacional, intervenções psicoterapêuticas ou programas de desenvolvimento pessoal. Tendo em vista que características como a autopercepção e autoestima são importantes ao desempenho acadêmico (Boulter, 2002, Chevrier et al., 2020, Lau et al., 2018; Marsh & Martin, 2011) e que o acesso à Educação Superior pública ainda é um desafio no Brasil (Associação Nacional dos Dirigentes das Instituições Federais de Ensino Superior [ANDIFES], 2019), a adaptação desse instrumento pode contribuir na construção de evidências para o desenvolvimento de políticas educacionais voltadas para o bem-estar desses universitários no país.
Diante do exposto, o presente estudo teve por objetivo adaptar e verificar as evidências de validade psicométricas da Self-Perception Profile for College Students – SPPCS, para a realidade brasileira. Para tanto realizaram-se as etapas preconizadas nos Standards (APA, 2014) para buscar evidências de validade de conteúdo, baseada na estrutura interna, em relações com medidas externas e no padrão de respostas.
Método
Participantes
Participaram desse estudo 1032 universitários (Midade=24,29; DP=7,24), sendo 62,2% do sexo feminino. Com relação à etnia/raça, 669 se autodeclararam brancos (64,8%), 225 pardos (21,8%), 98 pretos (9,5%), 38 amarelos (3,7%) e 2 indígenas (0,2%). Os estudantes eram de duas Instituições de Ensino Superior (IES) públicas da região sudeste do Brasil, sendo uma Estadual, localizada no Estado de São Paulo (n=593; Midade=24,75; DP=8,04) e uma Federal, localizada no Estado de Minas Gerais (n=439; Midade=23,67; DP=5,93). Quanto às áreas de conhecimento dos cursos que frequentavam, 245 estudantes eram da grande área Linguística, Letras e Artes (23,7%), 241 de Ciências da Saúde (23,4%), 118 de Ciências Exatas e da Terra (11,4%), 116 de Ciências Sociais Aplicadas (11,2%), 96 de Engenharias (9,3%), 83 de Ciências Biológicas (8%), 72 de Ciências Humanas (7%) e 61 de Ciências Agrárias (5,9%).
Instrumentos
Self-Perception Profile for College Students – SPPCS. Foi utilizada a versão traduzida para o português (Brasil) da escala desenvolvida por Neemann e Harter (2012). A medida é composta por 54 itens distribuídos por 12 subescalas com quatro itens cada e a subescala de Autoestima Global com seis itens, denominada “Como eu Sou”. São avaliados os seguintes domínios: Competência no Trabalho (CT; α=0,76), Criatividade (CR; α=0,89), Competência Acadêmica (CA; α=0,84), Capacidade Intelectual (CI; α=0,86), Competência Atlética (CAT; α=0,92), Aparência Física (AF; α=0,85), Amizades Próximas (AP; α=0,82), Aceitação Social (AS; α=0,80), Relações com os Pais (RP; α=0,88), Relações Amorosas (RA; α=0,88), Humor (H; α=0,80) e Moralidade (M; α=0,86) e a subescala de Autoestima Global (AG; α não informado). Para eliminação de tendência de respostas desejáveis socialmente, os itens têm formato de estrutura alternativa com duas afirmações contrárias (Alguns estudantes gostam de ser como são – MAS – outros estudantes gostariam de ser diferentes). O participante deve selecionar a afirmação que o descreve melhor, para em seguida indicar o grau de semelhança consigo (realmente verdadeira ou mais ou menos verdadeira). Cada item é pontuado no formato Likert (1=baixa competência, 4=alta competência). Metade dos itens foi redigida com a declaração positiva primeiro e a outra metade pela negativa.
Escala Multidimensional de Reatividade Interpessoal (EMRI). Composta por 26 itens (α=0,86), que avaliam a tomada de perspectiva (TP; se colocar no lugar dos outros; α=0,68), fantasia (FS; se colocar no lugar de personagens de filmes ou livros; α=0,81), Consideração Empática (CE; motivação para ajudar as pessoas com as quais se preocupa; α=0,75) e Angústia Pessoal (AP; desconforto causados pelas experiências negativas de outros; α=0,76) (Sampaio et al., 2011). As subescalas AP e CE são compostas por sete itens cada e as subescalas FS e TP por seis itens cada com uma escala Likert de 5 pontos (1 = não me descreve bem a 5 = descreve-me muito bem). Realizou-se uma AFC para verificar evidências de validade da EMRI na amostra estudada e a estrutura composta por 26 itens divididos em 04 dimensões apresentou índices de ajuste adequados, suportando o modelo (χ2=1539,228; gl =295; χ2/gl =5,21; p<0,001; CFI = 0,921; TLI=0,913; SRMS = 0,075; RMSEA=0,064 – 95% CI [0,061; 0,067]).
Procedimentos
A versão original do SPPCS (Neemann & Harter, 2012) foi traduzida por dois tradutores bilíngues independentes com familiaridade com a tradução para o português. A partir dessas versões, a fim de minimizar o risco de vieses linguísticos, psicológicos, culturais e de compreensão teórica e prática, a equipe de pesquisadores do presente estudo realizou a síntese das versões traduzidas (Borsa et al., 2012). Essa versão foi analisada por cinco experts na área da psicologia do desenvolvimento. Após as análises das adequações recomendadas pelos juízes, a nova versão foi apresentada ao público-alvo. Oito universitários responderam ao questionário, a fim de verificar se os itens, as instruções e a escala eram claras e adequadas e se os termos e expressões eram apropriados ao seu grupo. Com a nova versão, dois outros tradutores bilíngues, sendo um deles nativo americano, realizaram o processo de retrotradução de forma independente. As versões foram analisadas pelos autores desse estudo e buscou-se manter uma equivalência conceitual com a versão original e serviu para a identificação de palavras que não ficaram claras, buscando inconsistências ou erros na versão adaptada do SPPCS.
A pesquisa foi aprovada pelo Comitê de Ética. Na IES Federal foram informados os e-mails dos estudantes ativos e na IES estadual, os diretores dos departamentos divulgaram o link da pesquisa. Os instrumentos de pesquisa foram construídos na plataforma OnlinePesquisa e após o consentimento, dava-se início ao preenchimento, com duração média de 20 minutos. O formulário foi compartilhado semanalmente, durante 02 meses.
Análise de dados
Para investigar a consistência no julgamento das opiniões dos juízes experts e do público-alvo, utilizou-se uma escala do tipo Likert com três pontos (sim, mais ou menos, não), avaliando clareza na linguagem e pertinência das instruções, termos e expressões. Analisou-se a porcentagem de concordância absoluta, com o número de vezes em que os experts e o público-alvo concordam, sendo dividido pelo número total de avaliações (concordância >75% é aceitável) (Stemler, 2004) e ainda o Coeficiente de Validade de Conteúdo (CVC) que avalia a média das notas de cada juiz e de cada estudante aos itens, considerando o valor máximo possível e o viés de avaliação, quanto à sua clareza e pertinência (≥ que 0,80) (Hernández-Nieto, 2002). As avaliações foram analisadas qualitativamente, pelas sugestões apresentadas.
Para a validade baseada na estrutura interna, realizou-se Análise Fatorial Confirmatória (AFC) com a utilização do software JASP 0.14.1.0. A análise foi implementada utilizando o método de estimação Robust Diagonally Weighted Least Squares (RDWLS) (DiStefano & Morgan, 2014; Li, 2016). Para verificar a qualidade do ajuste, foram utilizados os índices: χ2; χ2/gl; Comparative Fit Index (CFI); Tucker-Lewis Index (TLI); Standardized Root Mean Residual (SRMR) e Root Mean Square Error of Approximation (RMSEA). Valores de RMSEA devem ser menores que 0,08, com intervalo de confiança não atingindo 0,10 e de CFI e TLI devem ser acima de 0,90. Valores de χ2 não devem ser significativos e a razão χ2/gl deve ser ≤5. Investigou-se os índices de modificação (correlação entre os resíduos >30) (Brown, 2006).
A Análise Fatorial Exploratória (AFE) foi realizada com o software FACTOR 10.10.03, implementada utilizando matriz policórica e método de extração Robust Diagonally Weighted Least Squares (RDWLS) (Asparouhov & Muthen, 2010). Utilizou-se os critérios de Kaiser-Meyer-Olkin (KMO) para verificar adequabilidade do tamanho amostral (inaceitável KMO <0,50) e o teste de Bartlett, para avaliar se os dados da matriz de correlação são semelhantes a uma matriz identidade. Para a decisão sobre o número de fatores a serem retidos foi realizada análise paralela (AP) com permutação aleatória dos dados com rotação Robust Promin (Lorenzo-Seva & Ferrando, 2019). A seleção dos itens foi pelos valores de carga fatorial (>0,30) e saturação em mais de um fator ao mesmo tempo (Lloret et al., 2017).
A estabilidade dos fatores foi avaliada pelo índice H e valores altos de H (>0,80) sugerem uma variável latente bem definida e provável de que seja estável em diferentes estudos (Ferrando & Lorenzo-Seva, 2018). Os índices de qualidade e eficácia das estimativas de pontuação foram avaliados (FDI>0,90; EAP>0,80) (Ferrando & Lorenzo-Seva, 2018).
Para a validade baseada no padrão de resposta aos itens, o parâmetro de discriminação e os thresholds dos itens foram avaliados utilizando a parametrização de Reckase (1985). A fidedignidade foi mensurada pelo coeficiente de fidedignidade composta, McDonald’s Ordinal e Alpha de Cronbach (adequados >0,70) (Hair et al., 2009).
Para análises descritivas e de comparação de média, utilizou-se o software JASP 0.14.1.0. A validade baseada nas relações com medidas externas foi realizada pela validação discriminante utilizando-se os escores das quatro dimensões do EMRI e a verificação de correlação (rho Spearman) com os escores dos 12 domínios da escala de autopercepção e da subescala de autoestima global (Self-Perception Profile for College Students). Espera-se que o nível de correlação seja baixo ou nulo (rho≤0,39) (Borsa et al., 2012).
Realizou-se o teste t de student para amostras independentes para diferenças entre os escores e o sexo dos participantes e o cálculo do tamanho do efeito (d de Cohen). A normalidade foi avaliada pelos testes Kolmogorov-Smirnov e Shapiro-Wilk e o pressuposto de homogeneidade de variância pelo teste de Levene. Foi realizado bootstrapping (1000 reamostragens; 95% IC BCa) para obter maior confiabilidade dos resultados, corrigir desvios de normalidade e diferenças entre os tamanhos dos grupos (Haukoos & Lewis, 2005).
Resultados
Validação de conteúdo
Na validação de conteúdo, as sugestões apresentadas pelos juízes e público-alvo foram analisadas e quando pertinentes, foram acatadas. Após a estimação da Porcentagem de Concordância para cada um dos 10 pares de juízes e dos 28 pares de membros do público-alvo, calculou-se a média geral da porcentagem de concordância entre os pares. Foi observada uma concordância geral aceitável entre os cinco juízes (76,81%) e elevada entre os membros do público-alvo (90,98%). Os critérios avaliados pelos juízes apresentaram índices CVC total satisfatórios de clareza (0,86) e pertinência (0,86). Os itens 15 (0,73), 28 (0,73), 41 (0,67), da escala CT e os itens 33 (0,73) e 46 (0,73), da escala AP, tiveram o CVC menor de 0,80 apenas para o critério clareza. Na escala CT, a revisão se deu no sentido de não confundir o trabalho laboral com o acadêmico e na escala AP para que amizades próximas não fossem entendidas como relacionamentos amorosos. Os referidos itens foram revistos de acordo com as sugestões apresentadas. O CVC total da avaliação do público-alvo apresentou índices satisfatórios de clareza (0,90) e pertinência (0,92), apresentando CVC abaixo de 0,80 no item 02 (0,79) do domínio CT, também com conteúdo podendo ser confundido com atividades acadêmicas e não laborais, como na proposta original, sendo revista.
Validação baseada na Estrutura Interna e no padrão de respostas
Subescala de Autoestima Global
Como a subescala de Autoestima Global (AG) é proposta como qualitativamente diferente, suas análises foram realizadas de forma separada (Neemann & Harter, 2012). Para avaliar a plausibilidade da estrutura da subescala, realizou-se uma AFC com os dados dos 1032 universitários. O modelo proposto (seis itens) não apresentou índices de ajuste adequados, não suportando o modelo (χ2=106,646; gl = 9; χ2/gl =11,84; p<0,001; CFI = 0,953; TLI=0,922; RMSEA=0,103; 95% CI [0,086; 0,120]).
Nenhum item apresentou carga fatorial menor que <0,30. Analisando os índices de modificação, verificou-se covariância residual (31,62) entre os itens 27 (gostam de si mesmo como pessoa) e 40 (gostam da maneira como conduzem a sua vida), significando que os itens compartilham conteúdos semelhantes e decidiu-se pela eliminação do item 27 (menor carga fatorial). Os itens 01 (gostam de ser como são) e 40 apresentaram altos índices de covariância residual (40,32) e conteúdos semelhantes, sendo eliminado o item 01 (menor carga fatorial). O modelo reespecificado apresentou semelhança teórica e bons índices de ajuste (χ2=3,36; gl = 2; χ2/gl=1,68; p = 0,186; CFI=0,99; TLI=0,99; RMSEA=0,026; IC 90% [0,00; 0,072]).
Para avaliar a estrutura fatorial da subescala adaptada composta por 04 (quatro) itens, foi realizada uma AFE, com os mesmos dados. Os testes de esfericidade de Bartlett (1505,5, gl = 6, p<0.00000010) e KMO (0,75) sugeriram interpretabilidade da matriz. A análise paralela indicou um fator como sendo o mais representativo para os dados. A porcentagem geral de variância comum explicada pelo fator extraído foi de 71,47% (95% IC). Os indicadores de Unidimensionalidade UniCo = 0,927, ECV=0,780 e MIREAL=0,341 suportaram a unidimensionalidade da escala (Ferrando & Lorenzo-Seva, 2018).
Os parâmetros de discriminação dos itens indicaram que o item mais discriminativo da subescala AG foi o 54 (a=2,194). Em relação aos Thresholds, não foi encontrado nenhum padrão inesperado de resposta e quanto maior a categoria de resposta, maior foi o nível de traço latente necessário para endossá-lo. A Tabela 1 reporta os itens da subescala de Autoestima, suas saturações fatoriais, estatísticas descritivas, coeficientes de assimetria e índices de curtose.
Tabela 1 Cargas Fatoriais (AFE), Estatísticas Descritivas, Variância, Threshold dos Itens da Subescala Autoestima Global
| Itens – Subescala Autoestima Global | N=1032 | Média | Variância | Threshold 1-2 | Threshold 2-3 | Threshold 3-4 |
|---|---|---|---|---|---|---|
| Cargas fatoriais | (95% IC) | |||||
| 14 - Estão bastante satisfeitos consigo mesmos | 0,79 | 2,192 (2,11-2,27) | 0,932 | −0.708 | 0.390 | 1614 |
| 40 - Gostam da maneira como conduzem a sua vida | 0,5 | 2,674 (2,60-2,75) | 0,973 | −2062 | −0.505 | 1505 |
| 47 - Estão muito felizes por serem como são | 0,65 | 2,696 (2,62-2,78) | 1,014 | −1557 | −0.398 | 1045 |
| 54 - Estão satisfeitos consigo mesmos | 0,91 | 2,414 (2,33-2,49) | 1,014 | −0.845 | 0.083 | 1072 |
O modelo unidimensional com quatro itens apresentou fidedignidade composta aceitável (0,81) e bons índices de confiabilidade (McDonald’s Ordinal Omega = 0,81; Standardized Cronbach’s Alpha = 0,80). A medida de replicabilidade sugeriu que a subescala poderá ser replicável em estudos futuros (H-latente=0,883; H-observável=0,824). Verificou-se bons índices de qualidade e eficácia (EAP=0,883; FDI=0,940), podendo ser recomendada para avaliações individuais (Ferrando & Lorenzo-Seva, 2018).
Escala de Perfil de Autopercepção para Estudantes Universitários
Para avaliar a plausibilidade da estrutura interna da escala SPPCS, composta por 12 domínios, realizou-se a AFC, com os dados dos 1032 estudantes. A estrutura original não apresentou adequação (χ2=8322,703; gl=1014 χ2/gl=8,20; p<0,001; CFI=0,841; TLI = 0,824; RMSEA=0,084 – 95%CI [0,082; 0,085]). Realizou-se uma AFE com os mesmos dados a fim de investigar sua estrutura fatorial. Os testes de esfericidade de Bartlett (11676,0, gl=1128, p<0,001) e KMO (0,82) sugeriram interpretabilidade da matriz. A análise paralela sugeriu oito fatores como sendo os mais representativos para os dados. Realizou-se uma nova AFE com os mesmos parâmetros, porém com indicação de 08 fatores. A partir dos resultados, foram eliminados nove itens: quatro do domínio M (itens 9, 22, 35 e 49) e um do CT (item 02), por não apresentarem saturação > 0,30 e quatro itens da subescala RR (itens 10, 23, 36 e 50), que apresentaram saturação em três fatores ao mesmo tempo.
Com a eliminação desses itens, realizou-se uma AFE com 39 itens. A análise paralela sugeriu oito fatores como sendo os mais representativos, com porcentagem de variância comum explicada pelos fatores extraídos de 75,02% (95% IC). As cargas fatoriais podem ser observadas na Tabela 2 assim como os índices de Fidedignidade Composta e estimativas de replica-bilidade dos escores fatoriais (H-index) (Ferrando & Lorenzo-Seva, 2018).
Tabela 2 Estrutura Fatorial (AFE) da Escala de Autopercepção para Estudantes Universitários
| Variáveis | N=1029 | CR | ||||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| Cargas Fatoriais | ||||||||
| CA | CI | H | AF | CAT | IS | RP | ||
| 3 - Confiantes de que estão dominando o curso | 0,580 | 0,273 | −0,065 | 0,049 | 0,095 | 0,089 | 0,045 | −0,087 |
| 8 - Tão inteligente ou mais do que os outros | 0,764 | 0,369 | −0,044 | −0,040 | 0,074 | −0,074 | −0,056 | 0,007 |
| 15 - Sentem que são muito bons no trabalho que fazem | 0,644 | 0,215 | 0,055 | 0,048 | −0,007 | 0,034 | 0,074 | 0,121 |
| 16 - Saem-se muito bem nos estudos | 0,682 | 0,340 | −0,023 | 0,046 | −0,053 | 0,054 | 0,006 | −0,173 |
| 28 - Sentem-se confiantes de que podem fazer um novo trabalho | 0,533 | 0,098 | 0,078 | 0,013 | 0,037 | 0,108 | 0,088 | 0,107 |
| 34 - Tão brilhante ou mais do que os outros | 0,816 | 0,342 | -0,053 | −0,058 | 0,041 | −0,068 | −0,073 | 0,035 |
| 21 - Sentem-se mentalmente capaz | 0,257 | 0,776 | 0,035 | 0,023 | −0,040 | −0,029 | 0,010 | 0,041 |
| 29 - Raramente tem problemas com as tarefas escolares | 0,173 | 0,673 | 0,024 | −0,019 | −0,025 | 0,045 | −0,001 | −0,087 |
| 41 - Satisfeito com a maneira como realiza o trabalho | 0,072 | 0,552 | 0,018 | 0,060 | −0,012 | 0,110 | 0,050 | 0,038 |
| 42 - Sentem-se intelectualmente competente nos estudos | 0,330 | 0,867 | 0,027 | 0,011 | −0,041 | −0,004 | -0,011 | −0,053 |
| 48 - Sentem que eles são inteligentes | 0,322 | 0,826 | −0,042 | −0,035 | 0,065 | −0,058 | -0,011 | 0,070 |
| 11 - Ri facilmente de comportamentos bobos | −0,197 | 0,166 | 0,851 | −0,041 | 0,040 | −0,027 | −0,027 | 0,028 |
| 24 - Não se importe de ser zoado por amigos | 0,205 | −0,188 | 0,517 | 0,032 | −0,016 | 0,110 | 0,068 | −0,034 |
| 37 - Podem rir de si mesmos facilmente | −0,186 | 0,150 | 0,898 | −0,027 | 0,001 | 0,010 | −0,047 | 0,008 |
| 51 - Podem rir de certas coisas que fazem | 0,209 | −0,162 | 0,898 | 0,002 | −0,041 | −0,007 | −0,011 | −0,043 |
| 5 - Felizes com sua aparência | −0,195 | 0,220 | 0,017 | 0,730 | −0,005 | 0,026 | 0,033 | 0,063 |
| 18 - Estão felizes com sua altura e peso | 0,166 | −0,163 | 0,005 | 0,859 | 0,035 | −0,060 | −0,054 | −0,086 |
| 31 - Gostam de seu corpo do jeito que é | -0,206 | 0,175 | −0,034 | 0,918 | 0,008 | −0,052 | −0,007 | 0,027 |
| 44 - Gostam da sua aparência física | 0,181 | −0,165 | −0,030 | 0,889 | −0,020 | 0,073 | −0,002 | 0,002 |
| 13 - Faça bem novas atividades atléticas | 0,236 | −0,194 | 0,077 | −0,028 | 0,758 | 0,012 | 0,034 | 0,021 |
| 26 - Sinta-se como um atleta | −0,218 | 0,184 | −0,029 | 0,059 | 0,831 | −0,028 | −0,009 | −0,021 |
| 39 - Melhor do que outros em esportes | 0,297 | −0,233 | −0,093 | −0,037 | 0,788 | 0,032 | −0,036 | −0,013 |
| 53 - Bom em atividades físicas | −0,223 | 0,147 | 0,034 | 0,021 | 0,826 | 0,006 | 0,032 | −0,036 |
| 4 - Satisfeito com habilidades sociais | −0,233 | 0,140 | 0,055 | 0,058 | 0,024 | 0,509 | −0,010 | 0,113 |
| 7 - Ter amigo próximo com quem compartilhar | −0,260 | 0,306 | −0,033 | −0,036 | −0,029 | 0,744 | 0,012 | −0,113 |
| 17 - Faz amigos facilmente | −0,260 | 0,099 | 0,065 | −0,012 | 0,114 | 0,673 | −0,042 | 0,108 |
| 20 - Capaz de fazer um amigo próximo de confiança | 0,169 | −0,200 | −0,081 | −0,015 | −0,048 | 0,895 | −0,037 | 0,005 |
| 30 - Gostar de suas interações | 0,218 | −0,226 | 0,112 | 0,071 | 0,001 | 0,574 | 0,036 | 0,075 |
| 33 - Ter amigo próximo para compartilhar pensamentos, sentimentos | −0,288 | 0,333 | −0,051 | −0,039 | −0,043 | 0,775 | 0,017 | −0,080 |
| 43 - Socialmente aceito por muitas pessoas | 0,240 | −0,107 | 0,151 | 0,081 | 0,014 | 0,465 | 0,051 | −0,105 |
| 46 - Capaz de fazer amigos realmente próximos | 0,161 | −0,221 | −0,090 | −0,047 | 0,020 | 0,989 | −0,040 | 0,017 |
| 6 - Gostam da maneira como agem perto dos pais | 0,139 | −0,157 | 0,001 | −0,056 | −0,007 | −0,015 | 0,805 | 0,005 |
| 19 - Fácil de agir naturalmente perto dos pais | −0,200 | 0,160 | −0,016 | 0,046 | 0,010 | −0,034 | 0,803 | −0,002 |
| 32 - Confortável sendo eles mesmos perto dos pais | 0,157 | −0,125 | −0,016 | 0,014 | −0,011 | −0,004 | 0,936 | −0,015 |
| 45 - Se relacionam bem com os pais | −0,164 | 0,205 | −0,018 | −0,054 | 0,036 | 0,017 | 0,681 | 0,007 |
| 12 - Ser tão criativo ou até mais | 0,474 | −0,104 | −0,022 | −0,007 | −0,004 | −0,041 | −0,020 | 0,765 |
| 25 - Sintam-se muito criativos e inventivos | 0,011 | 0,291 | −0,029 | 0,053 | −0,063 | 0,015 | 0,026 | 0,757 |
| 38 - Sintam-se criativos | 0,016 | 0,269 | 0,010 | −0,047 | 0,027 | 0,029 | −0,030 | 0,749 |
| 52 - Ter muitas ideias originais | 0,459 | −0,158 | 0,007 | −0,001 | −0,016 | −0,008 | 0,014 | 0,713 |
| H-latent | 0,932 | 0,939 | 0,936 | 0,950 | 0,916 | 0,970 | 0,945 | 0,910 |
| H-observed | 0,921 | 0,917 | 0,895 | 0,941 | 0,896 | 0,994 | 0,909 | 0,883 |
| Fidedignidade Composta | 0,832 | 0,861 | 0,878 | 0,913 | 0,878 | 0,893 | 0,884 | 0,834 |
Nota. CA=Competência acadêmica; CI=Competência Intelectual; H=Humor; AF=Aparência física; CAT=Competência Atlética; IS=Interações Sociais; RP=Relação com os pais; CR=Criatividade
Os itens apresentaram cargas fatoriais adequadas, com cargas fatoriais elevadas em seus respectivos fatores. As escalas inicialmente denominadas Amizades Próximas (AP) e Aceitação Social (AS) apresentaram saturação no mesmo fator, passando a ser denominada Interação Social (IS). Apenas nove itens tiveram padrão de cargas cruzadas, a saber: itens, 8, 16, 34 (CA), 42, 48 (CI), 7, 33 (IS), 12 e 52 (CR), entretanto, como a diferença das cargas fatoriais eram maiores que 0,20, os itens foram conservados no fator de maior carga fatorial.
Os índices de ajuste da escala adaptada e reespecificada foram adequados (χ2=53268,96, gl=741; p<0,001; RMSEA=0,050; CFI = 0,977; TLI=0,963). A fidedignidade composta dos fatores também se mostrou aceitável (>0,80). A medida de replicabilidade (H-index) sugeriu que todos os fatores poderão ser replicáveis em estudos futuros (H>0,80). As subescalas apresentaram ainda, índices acima dos recomendados para qualidade e eficácia das estimativas de pontuação dos fatores, indicando que podem ser usadas para avaliação individual (FDI>0,90; ORION>0,80) (Ferrando & Lorenzo-Seva, 2018).
Para a evidência de validade baseada no padrão de resposta aos itens, o estudo do Funcionamento Diferencial do Item (DIF) demonstrou que os itens mais discriminativos foram: CA – item 34 ‘Tão brilhante ou mais que outros’ (a=1,419); CI – item 42 ‘Sentem-se intelectualmente competente’ (a=1,914); H - item 51 ‘Podem rir de certas coisas que fazem’ (a=2,383); AF – item 31 ‘Gostam de seu corpo do jeito que é’ (a = 2,740); CA – item 26 ‘Sente-se como um atleta’ (a=1,822); IS – item 46 ‘Capaz de fazer amigos realmente próximos’ (a=4,926); RP – item 32 ‘Confortável sendo eles mesmos perto dos pais’ (a=3,461); e CR – item 25 ‘Sentem-se muito criativos’ (a=1,733). Pela análise dos valores dos Thresholds dos itens, não foi encontrado nenhum padrão inesperado de resposta, de modo que quanto maior foi a categoria de resposta, maior foi o nível de traço latente.
As análises de correlação entre a subescala de Autoestima Global (AG) e os oito domínios do SPPCS demonstraram correlação moderada positiva com CI (rho = 0,61; p<0,01), AF (rho = 0,54; p<0,01), CA (rho = 0,52; p<0,01) e IS (rho = 0,48; p<0,01). Por fim, a Autopercepção Geral (APG) teve moderada e forte correlação (rho>0,30) com a Autoestima Geral e, particularmente, com a Aparência Física (rho=0,54; p<0,01).
Para a validade baseada nas relações com medidas externas, realizou-se a validação discriminante das oito subescalas e Autoestima Global (AG) do SPPCS e os quatro domínios da EMRI.
Os testes Kolmogorov-Smirnov e Shapiro-Wilk demonstraram que as variáveis do SPPCS e do EMRI não apresentavam distribuição normal (p<0,001). Na verificação de correlação (rho Spearman) todas as subescalas do EMRI apresentaram nível de correlação baixa (rho<0,30) com as subescalas do SPPCS. Foi realizado um teste t de Student para amostras independentes para investigar em que medida os escores da EMRI e do SPPCS eram diferentes entre homens (N=390) e mulheres (N=642). Os resultados são apresentados na Tabela 3 e demonstraram que mulheres tinham escores maiores do que homens, de efeito irrisório na subescala RP do SPPCS (d=0,14), de efeito pequeno nas escalas FS (d= 0,36) e TP (d=0,24) e de efeito médio nas subescalas CE (d=0,64) e AP (d=0,46) e na escala de Empatia Geral (EG; d=0,61). Homens tiveram escores maiores que mulheres, de efeito irrisório nas subescalas CI (d=0,15), CR (d=0,18) e na Autopercepção Geral (APG; d=0,15) e de efeito baixo nas subescalas CA (d=0,21) e CAT (d=0,31).
Tabela 3 Resultados do Teste de Diferença nos Escores do SPPCS e EMR1 entre Homens e Mulheres
| Escores | Estatística do teste t (Bootstrapping sample) | ||||||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| M | DP | t | gl | Valor-p | Diferença de Média | IC da Diferença de Média (95%) | |||
| Limite inferior | Limite superior | ||||||||
| CA |
Feminino Masculino |
14,58 15,42 |
3,95 3,92 |
−3,31 | 1030 | 0,003 | −,84 | −1,33 | −,33 |
| CI |
Feminino Masculino |
12,62 13,18 |
3,88 3,67 |
−2,31 | 1030 | 0,016 | −,56 | −1,01 | −,12 |
| H |
Feminino Masculino |
11,93 12,25 |
3,16 2,91 |
−1,60 | 1030 | 0,086 | −,31 | −,64 | ,02 |
| AF |
Feminino Masculino |
9,72 10,02 |
3,60 3,39 |
−1,31 | 1030 | 0,173 | −,29 | −,70 | ,14 |
| CAT |
Feminino Masculino |
8,05 9,05 |
3,21 3,21 |
−4,84 | 1030 | 0,001 | −1,00 | −1,40 | −,59 |
| IS |
Feminino Masculino |
21,14 21,12 |
5,98 5,94 |
,03 | 1030 | 0,970 | ,01 | −,69 | ,76 |
| RP |
Feminino Masculino |
11,54 11,05 |
3,43 3,34 |
2,26 | 1030 | 0,030 | ,49 | ,06 | ,93 |
| CR |
Feminino Masculino |
9,15 9,74 |
3,22 3,25 |
-2,84 | 1030 | 0,008 | -,59 | −1,00 | -,19 |
| AE |
Feminino Masculino |
9,97 9,98 |
3,06 2,90 |
-,07 | 1030 | 0,934 | -,01 | −,42 | ,38 |
| APG |
Feminino Masculino |
108,71 111,82 |
20,20 20,64 |
-2,37 | 1030 | 0,024 | -3,10 | −5,62 | −,51 |
| FS |
Feminino Masculino |
27,33 25,39 |
5,24 5,46 |
5,68 | 1030 | 0,001 | 1,94 | 1,26 | 2,58 |
| CE |
Feminino Masculino |
30,90 28,30 |
3,62 4,56 |
9,58 | 1030 | 0,001 | 2,60 | 2,12 | 3,12 |
| AP |
Feminino Masculino |
20,93 18,72 |
4,75 4,83 |
7,21 | 1030 | 0,001 | 2,22 | 1,66 | 2,79 |
| TP |
Feminino Masculino |
26,32 25,58 |
3,01 3,11 |
3,81 | 1030 | 0,001 | ,75 | ,38 | 1,13 |
| EG |
Feminino Masculino |
105,48 97,98 |
12,01 12,83 |
9,48 | 1030 | 0,001 | 7,50 | 5,86 | 9,05 |
Nota. CA=Competência acadêmica; CI=Competência Intelectual; H=Humor; AF=Aparência física; CAT=Competência Atlética; IS=Interações Sociais; RP=Relação com os pais; CR=Criatividade; AE=Autoestima; APG=Autopercepção Geral; FS=Fantasia; CE=Consideração empática; AP=Angústia pessoal; TP=Tomada de perspectiva; EG=Empatia Geral
Discussão
As análises mostram que a escala SPPCS adaptada apresenta boas evidências de validade e propriedades psicométricas adequadas para mensurar a autopercepção e autoestima global dos estudantes. Com relação à validade de conteúdo, tanto qualitativamente quanto quantitativamente, a escala apresentou índices satisfatórios de concordância na avaliação dos juízes experts e do público-alvo, com relação à clareza e pertinência dos itens.
Quanto à validade baseada na estrutura interna, realizou-se análises com AFC e AFE separadamente para a Autoestima Global e para os 12 domínios do SPPCS, respectivamente. Os resultados permitiram a identificação de uma estrutura unidimensional com quatro itens para a Autoestima Global. Na versão original de Neemann & Harter (2012), a escala de Autoestima com seis itens, não foi incluída nas análises fatoriais, não sendo possível sua comparação com a estrutura brasileira. Com relação à adaptação portuguesa de Ribeiro (1994) para o contexto da psicologia social, o estudo não acatou a unidimensionalidade da escala de Autoestima e a considerou como um décimo terceiro fator da escala de Auto-conceito e com a realização de ACP, a subescala de autoestima global ficou com sete itens, diferente dos seis originalmente propostos, tendo um item da escala de competência no trabalho migrado para este componente.
Quanto ao SPPCS, as análises identificaram oito domínios, diferentemente dos 12 da escala original. Ressalta-se que a versão do SPPCS adaptada para portugueses, já havia apresentado diferenciação no número de fatores da escala, com 12 domínios (incluído auto-estima), ao invés de 13 (incluindo a autoestima), com eliminação de dois itens (24 e 28) e itens dos domínios de CT, CA e CI com saturação diferente da original (Ribeiro, 1994). Destaca-se que o método de retenção fatorial utilizado tanto na versão original quanto na adaptação portuguesa, foi a Análise de Componentes Principais (ACP), técnica que conduz a uma superestimação de fatores retidos e a construtos supérfluos, com conteúdo que podem ser inadequados ou não importantes, produzindo resultados não-parcimoniosos (Damásio, 2012). Nesse estudo utilizou-se AFE com a técnica da Análise Paralela, sendo considerado o apropriado para observar um construto latente que melhor explique a inter-relação entre um conjunto de itens (Damásio, 2012).
Com isso, as alterações observadas foram a eliminação das subescalas Moralidade (M) e Relações Românticas (RR). A subescala M não apresentava carga fatorial adequada, indicando a inconsistência teórica e a RR apresentou carga fatorial em três fatores, diferindo da versão original (Neemann & Harter, 2012) e de outras versões adaptadas (Barros, 2012; Chevrier et al., 2020; Ribeiro, 1994) e para o francês (Chevrier et al., 2020).
Estudos realizados com a técnica da AFE com Análise Paralela para a retenção fatorial, em substituição ao uso da ACP com eigeinvalue, averiguaram instrumentos com as mesmas dimensionalidades, mesmo número de respondentes e de itens das matrizes de correlação e concluíram que 67,7% dos estudos apresentavam superestimação do número de fatores extraídos (Damasio, 2012). Ressalta-se que no estudo original (Neemann & Harter, 2012) e nas adaptações portuguesa (Barros, 2012; Ribeiro, 1994) foi utilizada ACP e o eigeinvalue e nas adaptações francesa (Chevrier et al., 2020) e japonesa (Maeshiro et al., 2007), utilizou-se a AFC, que especifica as variáveis em fatores associados previamente de acordo com a teoria (Byrne, 2010). Defende-se que esse estudo apresenta, mais do que um processo de adaptação, uma versão da SPPCS com maior acuidade de sua estrutura fatorial, conforme os índices da análise paralela demonstraram para a presente amostra.
Encontrou-se ainda, outras diferenças significativas na escala. Quanto à subescala que denominamos Interação Social (IS), a aglutinação de seus itens em um único fator pode ser confirmada teoricamente pelas correlações moderadas encontradas entre as subescalas AP e AS tanto na versão original (r=0,55) (Neemann & Harter, 2012). quanto na portuguesa (r=0,52), (Barros, 2012). Considerou-se esse novo título, porque o construto reuniu itens das subescalas amizades próximas e aceitação social, que, ao contrário do que era esperado, não constituíram dimensões independentes entre si. Além disso, quando se realiza uma análise a cerca do conteúdo dos itens, evidencia-se que o nome do novo fator como interação social, explica melhor o conjunto de itens formados, uma vez que não se trata só da medida da habilidade social para fazer amigos próximos, ou de ser aprovado socialmente, mas também de considerar positivas as interações sociais num sentido mais generalizado.
As diferenças de distribuição dos itens nas subescalas CI e CA em nosso estudo, justificam-se pela análise de seus conteúdos, que apresentam compatibilidades, evidenciadas com valores significativos de correlação entre elas na versão original (r=0,65) (Neemann & Harter, 2012). No domínio de CT, percebeu-se que seu conteúdo pode ter sido interpretado como atividades escolares ao invés de laborais, assim como verificado na versão portuguesa (Barros, 2012; Ribeiro, 1994). Isso pode ter ocorrido, principalmente, porque nossa amostra era composta por estudantes de universidades públicas, nas quais a realidade do trabalho é ainda pouco vivenciada se comparado ao padrão estadunidense.
Pela análise de correlação entre as subescalas do SPPCS, verificou-se que quanto maior o escore de Autopercepção Geral (APG), maior o escore de Autoestima Global (AG) e maior ainda o escore da dimensão Aparência Física (AF). Tal evidência denota a importância da autopercepção positiva para o aumento de escore de autoestima do sujeito (Harter, 1999). Ainda, concordamos que os papéis dos indivíduos nessa fase do desenvolvimento podem não estar claramente definidos e a aparência, como uma característica observável, se mostra como uma maneira mais fácil de definir a si mesmo, se tornando uma característica importante (Chevrier et al., 2020; Neemann & Harter, 2012).
Quanto aos resultados da análise de comparação de grupos, as mulheres apresentaram escores maiores que os homens, apenas no domínio Relação com os Pais (RP) do SPPCS, assim como no estudo português de Barros (2012). Homens tiveram maiores escores que as mulheres nos domínios Capacidade Intelectual (CI), Criatividade (CR), Competência Acadêmica (CA), Competência Atlética (CAT) e Autopercepção Geral (APG), assim como verificado em outros estudos (Barros, 2012; Chevrier et al., 2020). No estudo original, os homens também apresentaram maiores escores que as mulheres na dimensão Competência Atlética, entretanto, eles ainda apresentaram maiores escores que elas no domínio Aparência Física e as mulheres maiores escores que os homens no domínio Amizades Próximas (Neemann & Harter, 2012).
Para explicar o motivo pelo qual os homens não apresentaram escores estatisticamente maiores que as mulheres na dimensão Aparência Física, como no estudo original, aventamos a possibilidade de se tratar de um viés da amostra constituída de universitários de instituição pública brasileira, sendo que essa justificativa se sustenta na importância que os universitários (homens e mulheres desse contexto) atribuem a essa dimensão, pois de acordo com a abordagem teórica que subjaz a construção do instrumento original, o impacto de cada dimensão da autopercepção para a autoestima depende da importância que aquela dimensão tem para o indivíduo (Neemann & Harter, 2012). Para os estudantes do sexo masculino, os dados revelaram ser mais importante que para as mulheres, os domínios: Capacidade Intelectual (CI), Criatividade (CR), Competência Acadêmica (CA), Competência Atlética (CAT) e Autopercepção Geral (APG).
Mesmo com bons índices obtidos na adaptação e validação do SPPCS, é necessário considerarmos que os participantes eram estudantes de universidades públicas do sudeste brasileiro, podendo apresentar condições específicas de trabalho, estudo e culturais. Portanto, a generalização dos resultados para outras populações ou situações pode ser limitada, exigindo estudos adicionais para replicar e validar os achados em diferentes contextos. Para estudos futuros, pode-se buscar uma amostra representativa para diferentes grupos de universitários de Instituições Superiores públicas e privadas, diversidade socioeconómica, de idade, gênero e etnia. Quanto à validade externa do estudo, utilizamos a escala de Empatia – EMRI, (autor) para validação discriminante e seria interessante em estudos futuros, a utilização de escalas que medem construtos semelhantes para evidências de validade convergente. Para a validação de construto, propõe-se ainda, a investigação da estrutura de fatores encontrada do instrumento adaptado, por meio de AFC em diferentes amostras, a fim de examinar sua consistência em diferentes contextos.
A escala de Perfil de Autopercepção para Estudantes Universitários – PAPEU, como medida de caráter multidimensional, oferece a possibilidade de conhecer a Autoestima Global e a Autopercepção de universitários mediante 43 itens, sendo quatro de Autoestima e 39 itens divididos em oito domínios específicos, a saber: CA (seis itens); CI (cinco itens); IS (oito itens); e os domínios H, AF, CAT, RP e CR (quatro itens cada). Como foi elaborado especificamente para as percepções de si, num momento de grandes transformações, pode ser utilizado na avaliação tanto de domínios específicos quanto na autoestima. Em suma, a versão adaptada e com boas evidências de validade do SPPCS pode ser útil para pesquisadores, especialistas, educadores e para aqueles que buscam um modelo válido e confiável de medida de Autopercepção para Universitários.
