Método Participantes

A amostra foi composta de forma não probabilística (por conveniência) e contou com 808 participantes da população geral com idades entre 18 e 67 anos (M = 28.8; DP = 10.1) de diversas regiões do Brasil com prevalência para a Região Sudeste (81%). Quanto ao sexo, 82.4% dos respondentes foram mulheres. Já para o estado civil, a amostra apresentou prevalência para o grupo de solteiros (69.6%). Em relação à escolaridade, 53.2% declararam possuir ensino superior completo, 45.2% declararam ter ensino médio completo.

Resultados

Para a amostra 1, composta por 65% dos dados totais (n = 525), os resultados indicaram a retenção de até cinco fatores como apresentados na Tabela 1.

Cinco fatores foram estimados a partir dos dados reais e apresentaram variância explicada superior às verificadas em média nas matrizes aleatórias, bem como aos valores de variância explicada dos fatores estimados a partir das matrizes aleatórias com percentil 95. Os dados apresentaram índice KMO = 0.951 e teste de esfericidade de Bartlett = 6069.2 (df = 4278; p = <0.001).

Posteriormente a AP, considerando-se que a indicação do número de fatores correspondia a expectativa teórica que fundamentou o desenvolvimento da Ebrapeg-A, foi realizada a análise fatorial exploratória. Apesar da análise paralela inicialmente apontar para retenção de cinco fatores, houve cruzamento de cargas fatoriais na AFE (com correlações acima de 0.30).

Dessa forma, foi necessário recorrer à solução de quatro fatores, excluindo 59 itens, por apresentarem cargas cruzadas acima de 0.30. Isso possibilitou a aproximação do instrumento ao modelo teórico de quatro fatores. Após a remoção, os itens passaram a apresentar cargas fatoriais adequadas a seus respectivos fatores e o padrão de cargas cruzadas foi consideravelmente reduzido. Os índices de ajuste via AFE mostraram-se adequados (χ² = 6668,982, gl = 3912; p < 0.001; RMSEA = 0,0357; CFI = 0.925; TLI = 0.918) e a estrutura mostrou-se capaz de explicar 48.89% da variância total dos dados.

Inicialmente, dez itens carregaram no fator temeroso, com cargas fatoriais variando de 0.64 a 0,79. No fator preocupado, oito itens, variando de 0.58 a 0,89. No fator seguro, oito itens variando de 0.60 a 0,70 e por último, no fator Desinvestido oito itens, variando de 0.54 a 0.84 (p = <0.001). Ainda, via AFE, os fatores apresentaram correlação entre si. Embora tenham sido correlações fracas, o fator seguro se associou negativamente com temeroso (r = -0.17; p = <0.001), preocupado (r = -0.07; p = <0.001) e desinvestido (r = - 0.27; p = <0.001). Já para os fatores temeroso e preocupado (r = 0.31; p = <0.001), temeroso e desinvestido (r = 0.31; p = <0.001) foram encontradas correlações positivas, ainda que fracas. Para a amostra 2, composta por 35% da coleta total (n = 283), os itens selecionados com base na AFE foram agrupados e ordenados para a realização da AFC, como demonstrado na Tabela 3.

Houve replicabilidade do modelo na análise fatorial como esperado. Com exceção do item I88, todos os itens apresentaram carga fatorial acima de 0.60. Os dados de ajuste do modelo se mostraram também satisfatórios (χ² = 1081.691, gl = 489; p = <0.001; RMSEA = 0.065; CFI = 0.920; TLI = 0.914). Para a AFC os fatores apresentaram correlação entre si aprimorando a coerência ao modelo teórico, mais bem adequados quando comparados com as correlações obtidas por AFE. As cargas foram maiores que as obtidas durante o primeiro procedimento, o fator seguro se correlacionou negativamente com temeroso (r = -0,40; p = <0.001) e desinvestido (r = -0.49; p = <0.001) apresentando um pequeno aumento na magnitude; já os fatores temeroso e preocupado correlacionaram positivamente entre si (r = 0.45; p = <0.001). Os fatores desinvestido e temeroso (r = 0,56; p = <0.001) também apresentaram correlação positiva entre si, o que pode sugerir associação com a evitação presente a ambos os fatores, mais bem captados pelo modelo restritivo da AFC.

Conforme o agrupamento dos itens totais e a realização das análises anterior, rodou-se uma análise de consistência interna via coeficiente α de Cronbach. Utilizou-se o banco total (n = 808), com os itens finais, e obtiveram-se bons resultados para as escalas com os estilos de apego temeroso α = 0.88, seguro α = 0.84, preocupado α = 0.89 e desinvestido α = 0.83. O coeficiente α para a escala toda foi de 0.80.

Discussão

Esta pesquisa teve como objetivo apresentar a estrutura interna da escala Ebrapeg-A. Com base nos procedimentos realizados, é possível afirmar que houve êxito. Foram encontrados bons índices em relação à AFE e AFC. Cabe ressaltar que são esperados alguns valores de referência para os resultados das análises fatoriais. A exemplo do índice Kaiser Meyer Olkin (KMO), servindo para avaliar a adequação da amostra, são considerados valores adequados acima de 0,70 de modo que é possível afirmar que os dados da amostra foram adequados (KMO = 0.951) (Muthén & Muthén, 2012).

Em relação ao Root Mean Square Error of Aproximation (RMSEA) em que é esperado valores próximos a 0.06 ou menores, tanto para a AFE quanto para a AFC foram encontrados valores dentro do parâmetro (RMSEA = 0.0357; RMSEA = 0.065, respectivamente). Sobre os índices de ajuste Comparative Fit Index (CFI) e Tucker Lewis Index (TLI), em que se esperam valores acima de 0.90 sendo ideal valor iguais ou acima de 0.95, os encontrados foram satisfatórios tanto para a AFE quanto para a AFC (CFI = 0.925; TLI = 0.918 e CFI = 0.920; TLI = 0.914) (^{Hu & Bentler, 1999}).

Para avaliar a consistência interna, é comumente usado o coeficiente α de Cronbach. São adequados valores iguais ou superiores a 0.70 definido como confiável pelo Conselho Federal de Psicologia (^{CFP, 2018}). Isso permite afirmar que, com base nos achados deste estudo, a Ebrapeg-A com suas subescalas apresentou confiabilidade também adequada (temeroso α = 0.88; seguro α = 0.84; preocupado α = 0.89 e desinvestido α = 0.83). Os fatores mantiveram estrutura similar à escala RSQ: seguro, preocupado, temeroso.

A dificuldade de sustentação de um modelo que seja diferente da escala ECR (^{Hazan & Shaver, 1987}) é conhecida na literatura; encontrar na Ebrapeg-A esses quatro fatores similares e inspirados no modelo de Self e de Other de ^{Griffin e Bartholomew (1994}, RSQ) é um achado importante. Os estudos psicométricos para a escala RSQ com os mesmos fatores prototípicos, apresentam limitações para corresponder ao modelo original, fornecendo resultados insatisfatórios em diferentes estudos já publicados (^{Griffin & Bartholomew, 1994}; Bäackström & Holmes, 2001; ^{Guédeney, Fermanian, & Bifulco, 2010}; ^{Andersen et al., 2017}).

A literatura indica que possivelmente a dificuldade em encontrar um ajuste ideal para um modelo teórico como este é o de que as escalas com estilos de apego prototípicos possam refletir mais do que apenas um aspecto de estilo de apego por fator (^{Bäckström & Holmes, 2001}; Collins, 1996; ^{Feeney et al., 1994}). É possível que a estruturação dos itens da Ebrapeg-A possa ter demonstrado um avanço para as escalas com modelos teóricos como este, além de que o presente estudo retrata a construção de uma escala originalmente brasileira de apego adulto, sem a necessidade de adaptações linguísticas.

Considerações Finais

Considerando potencialidades e limitações do estudo, apesar da sustentação dos fatores encontrados, é possível que para a avaliação dos estilos de apego em estudos futuros seja realizado o emprego de diferentes técnicas de análise, por exemplo, análise de variância para idade e sexo e análise de cluster que consiste em um método multidimensional que permite agrupar sujeitos em grupos com base em suas características (^{Marôco, 2010}). Além disso, pode ser importante a utilização de outros métodos amostrais, visto que o maior contingente de participantes foi da Região Sudeste, se autodeclararam mulheres e não foram incluídas outras variáveis socioeconômicas como renda familiar. Apesar do instrumento receber o nome de Escala Brasileira de Apego-Adulto por ser construída no Brasil, é importante que estudos posteriores possam ter amostras mais representativas da população brasileira.

Nos últimos anos diversos estudos associam a importância do apego no campo da saúde mental, tanto para a clínica quanto para a pesquisa, por sua relação a algumas psicopatologias como depressão, transtornos de personalidade e baixa autoestima (^{Varghese & Pistole, 2017}; ^{Barnum & Perrone, 2017}; ^{Özyurt, et al., 2018}; ^{Moshkani & Afrooz 2018}). Esses dados podem ser sugestivos da necessidade de trabalhos que avaliem as evidências de validade baseadas na relação com variáveis externas para o instrumento.

Por fim, há de se observar que durante a análise paralela houve a retenção de um quinto fator, mas este não se manteve devido a cruzamento entre os itens. É possível que o quinto fator instável, do ponto de vista psicométrico, represente o cruzamento de cargas entre itens que se correlacionam nos fatores de apego inseguro tal como previsto nos estudos iniciais de criação do instrumento (Tartaro, 2021). Quiçá, versões futuras possam explorar um quinto fator com a construção de uma subescala específica e separada da escala total visto que, além de representar uma classificação de outro modelo teórico, pode ser indicativo de um padrão de vinculação insegura com maior gravidade.

A criação de um instrumento em território nacional para a mensuração do construto é observada com animosidade pelos pesquisadores, considerando que a adaptação e a validação de instrumentos psicológicos provenientes de outros países e cultura são procedimentos complexos que não retratam apenas o simples processo de tradução dos itens, retrotradução e aplicação. Instrumentos mal adaptados podem apresentar dados incoerentes ou não fidedignos. Mesmo com rigor metodológico, por vezes as sentenças acabam não refletindo ou não se ajustam suficientemente à realidade cuja qual pretendeu-se aplicar e, assim, surge a possibilidade de erros de mensuração (^{Borsa et al., 2012}). O procedimento de construção de instrumentos, entretanto, permite que a descrição dos itens se encaixe à realidade nativa.