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A mensuração por meio de escalas psicométricas de construtos socioculturais complexos – como o jeitinho brasileiro – tem sido o enfoque de diversas pesquisas (Araújo et al., 2020; Barlach, 2020; Fernandes & Hanashiro, 2015; Ferreira et al. 2012; Miura et al., 2019; Nishioka & Akol, 2019; Sousa et al., 2023; Souza et al., 2022; Souza et al., 2023), uma vez que fornece uma perspectiva relevante sobre a identificação e o mapeamento de diferenças individuais e transculturais (Machado et al., 2024; Miura et al., 2019), além de se mostrar um fenômeno relevante de estudo para psicólogos sociais. Para a sua compreensão e mensuração, o jeitinho brasileiro tem sido conceituado como um comportamento orientado ao controle de situações e à resolução de problemas cotidianos – de modo inteligente, criativo, adaptativo e eficiente –, que se utiliza de favores, empatia interpessoal, drible de normas sociais e/ou burocráticas, influência e malandragem (esperteza, engenhosidade e artimanhas para obter vantagens), por exemplo, para atingir metas estritamente pessoais dentro do contexto social (Almeida, 2007; Duarte, 2006a, 2006b; Ferreira et al., 2012; Pilati et al., 2011; Souza et al., 2022; Vieira et al., 1982).
Enquanto comportamento, o jeitinho brasileiro possui funções e objetivos que se originam em bases antropológicas, sociológicas e psicológicas (Barbosa, 2006; DaMatta, 1990; Zimmerman, 2009) e que refletem adaptações cognitivas coletivas (Gächter & Schulz, 2016), demarcando a forma de pensar, viver e trabalhar do povo brasileiro (DaMatta, 1984, 1990; Resende et al., 2024). No Brasil, a miscigenação do povo, especialmente em termos sociais e culturais, impele maior necessidade de adaptação das pessoas para a convivência coletiva. Além disso, diante de um sistema político e fiscal ineficiente e permeado pela impunidade à corrupção, as pessoas desenvolvem a crença de que enfrentam perdas contínuas, como altos impostos e deficiências em saúde, segurança e educação (Amado & Brasil, 1991; Souza et al., 2023; Zimmermann, 2009). O processo cultural brasileiro molda um comportamento informal marcado pela improvisação, coloquialidade e ausência de normas definidas na linguagem e na forma de agir (Ferreira et al., 2012; Barlach, 2020), desde a infância (Sousa et al., 2023).
Assim, o jeitinho brasileiro surge como uma forma de contestação coletiva, em que os comportamentos relacionados a ele se tornam um meio de compensação ou reparação percebida (Souza et al., 2022; Zimmermann, 2009). Isso não significa que todos os brasileiros se utilizam de práticas do jeitinho, mas sim que, em algum momento, acabam por se deparar com esses comportamentos, seja de forma ativa ou passiva em diferentes contextos, que podem ajudar ou causar danos aos outros (Pedroso et al., 2009). Ao contrário de crime ou de patologia, o comportamento que foge aos padrões morais e normas sociais é comum para a maioria das pessoas (Gnoato, 2014). Isto é, práticas como simpatia, quebra de normas sociais e até trapaças não são exclusivas dos brasileiros (Duarte, 2011).
Seguindo esse alinhamento teórico, Souza et al. (2023) propuseram um modelo de explicação para os comportamentos cotidianos relacionados ao jeitinho brasileiro de acordo com padrões e preferências individuais baseados em orientação e disposição. Nesse modelo, os brasileiros podem ser orientados para comportamentos positivos (criativos) ou negativos (malandros) e podem ter disposições ativas (assertivos) ou passivas (negligentes).
Portanto, o jeitinho brasileiro se trata, na verdade, de um conjunto de comportamentos e características comuns de uma fundamentação social universal, sem grandes distinções entre gênero, faixa etária, nível de escolaridade ou região de residência (Barbosa, 2006). Barbosa (2006), a partir de uma amostra de 200 brasileiros – levada a definir com as próprias palavras o que seria o jeitinho brasileiro –, sintetizou o jeitinho brasileiro como um modo especial e particular de resolver problemas ou situações difíceis (burocráticas, emergenciais ou mesmo proibidas), à luz de uma solução criativa, com esperteza e habilidade, por meio da burla a leis, regras e/ou normas sociais.
Complementarmente, o jeitinho brasileiro tende a se configurar como um comportamento desviante (ou mesmo divergente) daqueles determinados por um grupo ou sociedade, estabelecido no bojo da transgressão da norma social (Gnoato, 2014; Machado et al., 2024). A criminalização ou a anormalidade até poderiam existir na prática do jeitinho, porém, há uma distinção sistêmica entre os conceitos, cuja especificidade não é clara ou aplicável a grande parte dos comportamentos relacionados ao jeitinho (Gnoato, 2014; ver também Velho, 2003). Sob a análise da criminalização e do comportamento desviante, Almeida (2007) apresentou resultados que demonstram que níveis financeiros e de educação formal mais elevados levariam as pessoas a maior rejeição aos comportamentos do jeitinho. Para Gnoato (2014), entretanto, tais resultados são circunstanciais; assumindo que fatores econômicos e educacionais poderiam ressignificar o jeitinho brasileiro, sem quebrar a sua estrutura conceptiva.
Ressalta-se que o ponto crucial é a hegemonia desse comportamento enquanto ferramenta para a obtenção de êxito em cenários, situações ou condições de interesse pessoal. A existência desse tipo de comportamento traz implicações diretas e indiretas ao desenvolvimento das práticas sociais, cujas consequências são imensuráveis à formação da estrutura normativa de uma sociedade. Não obstante, no Brasil, o jeitinho tem norteado formatos de negociações comerciais e decisões gerenciais (Cruz & Botelho, 2016; Fernandes & Hanashiro, 2015; Lôbo & Pinheiro, 2013; Pedroso et al., 2009; Souza et al., 2014), influenciado na construção de normas e padrões organizacionais (Flach, 2012; Moraes et al., 2016; Silveira et al., 2023); no modo de se comunicar (Borges, 2005, 2006, 2011; Souza, 2005); na forma de se portar diante da religião e adaptação dos dogmas e signos religiosos (Oliveira, A., 2011; Oliveira P. R. F., 2007; Previtalli, 2009); determinado maneiras de se fazer pesquisa acadêmica (Leichsenring, 2014; Rocha et al., 2023); influenciado na criação de leis e/ou políticas públicas (Bernardo et al., 2010; Zimmermann, 2009), em atos da administração pública (Lima et al., 2016; Maciel & Picelli, 2014; Pereira, 2015; Vaz, 2013), chegando ao ponto de influenciar decisões jurídicas (Xavier, 2013).
Seguindo essa linha de raciocínio, as bases psicológicas do jeitinho brasileiro ainda têm sido investigadas a partir de estudos que versam sob diferentes explicações fundamentadas, por exemplo, na personalidade, nos valores humanos, no engajamento moral, na dominância social, ou na crença no mundo justo (Farias, 2018; Fernandes et al., 2015; Gouveia et al., 2015; Miura et al., 2019; Seabra et al., 2012; Souza et al., 2023). Souza et al. (2022) propõem uma integração entre estruturas antropológicas, sociológicas e psicológicas para uma explicação baseada na origem (histórico-cultural), na cognição (adaptada) e na função (motivadora) dos comportamentos do jeitinho, a saber:
Psique coletiva. Padrões normativos de uma sociedade estabelecem abertura e limites a determinados tipos de comportamento, mostrando-se mais permissivos ou menos tolerantes a determinadas práticas sociais comuns de uma localidade ou região. Tal como um atributo psicológico cultural, no Brasil, o jeitinho é uma prática comportamental que deriva (evolui e se enraíza) do coletivo – legitimado como condição natural. De tal modo, em virtude dos diversos problemas sociais (a nível político, econômico, educacional, infraestrutural etc.), o jeitinho se desenvolve deliberadamente para enfrentamento ao sentimento de prejuízo individual e coletivo da população (Amado & Brasil, 1991; Barbosa, 2006; DaMatta, 1984, 1990; Zimmermann, 2009), cujo propósito é a compensação por meio da informalidade em detrimento da burocracia e de vantagens dentro de diversos níveis e critérios de aceitabilidade, da moralidade à corrupção (Almeida, 2007; Barlach, 2020; Fischer et al., 2014; Vieira et al., 1982).
Adaptabilidade cognitiva. No caso do jeitinho brasileiro, adaptação e autorregulação funcionam de modo que o indivíduo assimila que o comportamento realizado é naturalmente aceito ou negligenciado, sem consequências negativas diretas. Isto é, à medida que o indivíduo realiza determinado comportamento, por exemplo, mentir para agradar ou sair de um problema, o cérebro busca adaptar-se para tornar a próxima mentira melhor e mais confortável (Garrett et al., 2016). Em termos gerais, diminui-se a sensação de culpa em virtude de um contexto maior e a ansiedade em relação à próxima vez que o comportamento é realizado.
Continuum Positivo-Negativo. Consensualmente, grande parte dos autores (Fernandes & Hanashiro, 2015; Gnoato, 2014; Miura et al., 2019; Pilati et al., 2011) defendem que o jeitinho, por ser um construto multifacetado e ambíguo, apresenta funções tanto positivas, quanto negativas. A proposta de Ferreira et al. (2012) estabelece o jeitinho de forma mais abrangente em um continuum comportamental entre o favor (polo positivo) e a corrupção (polo negativo), destacando-se as principais características subjacentes desse comportamento de forma gradativa: 1. simpatia [empatia interpessoal]; 2. compensação; 3. quebra de normas/regras sociais; 4. inovação [criatividade e improviso]; 5. malandragem e/ou trapaça [esperteza]; 6. relações de poder; e, 7. causar danos à outrem.
A partir disso, Souza et al. (2022) desenvolveram o Inventário de Comportamentos do Jeitinho (ICJ). Os autores construíram uma versão inicial do instrumento com 59 itens que representassem comportamentos típicos do jeitinho brasileiro – norteados pelos critérios recomendados por Pasquali (2013) –, por exemplo, “furar fila”, “ser simpático para conseguir algo” e “guardar um lugar para alguém que ainda vai chegar”. Após os procedimentos de validade de conteúdo e semântica, sobraram 39 itens que foram submetidos à análise fatorial exploratória (AFE) e à análise de consistência interna.
Os autores testaram empiricamente 39 itens randomizados em uma amostra de 203 estudantes universitários [64,5% do sexo feminino, com média de 24 anos (amplitude de 16 a 60 anos de idade; DP=8,48)] para apresentar os parâmetros iniciais de validade e confiabilidade do Inventário de Comportamentos do Jeitinho (ICJ). Em termos de operacionalização, o Inventário de Comportamentos do Jeitinho (Souza et al., 2022) foi estruturado como um teste psicométrico de autorrelato do tipo Likert de 11 pontos contínuos – variando de 0 = Nunca Fiz a 10 = Sempre Faço.
Em princípio, os autores procederam a uma análise fatorial exploratória (AFE) por meio de uma matriz de correlação policórica, com método de extração Robust Diagonally Weighted Least Squares (RDWLS) (Asparouhov & Muthen, 2010). Foram extraídos 2 fatores com 39,09% de variância explicada, seguindo o método de retenção de fatores a Análise Paralela (Timmerman & Lorenzo-Seva, 2011), com rotação Promax e critério de corte a não saturação dos itens a carga fatorial no valor de |0,30| (Hair et al., 2010).
Com os resultados, Souza et al. (2022) definiram as dimensões conforme um modelo integrativo que explica o jeitinho brasileiro pela obtenção de ganhos (Fator 1 – “Vantagens ilegais e antissociais”, com 20 itens, intervalo de cargas fatoriais entre 0,43 e 0,80 e o índice de Confiabilidade Composta CC=0,92) e a maximização de ganhos (Fator 2 – “Eficiência através da informalidade”, com 10 itens, intervalo de cargas fatoriais entre 0,33 e 0,60 e o índice de Confiabilidade Composta CC=0,74). Assim, o Fator 1 “vantagens ilegais e antissociais” poderia ser definido como uma classe de comportamentos que representa a busca por vantagem em situações que implicam, em grande parte, em algum prejuízo ou desserviço a outras pessoas – dando ao indivíduo algum tipo de vantagem que este não obteria se não adotasse estes tipos de comportamento. Por sua vez, o Fator 2 “eficiência através da informalidade” poderia ser definido como uma classe de comportamentos que indica a busca por facilitar processos ou realizá-los de forma aparentemente mais eficiente em detrimento de normas e regras formais, isto é, por meios informais – sendo mais eficiente do que seria se tivesse utilizado o comportamento formal ou socialmente desejável (Souza et al., 2022).
Diante disso, a necessidade de instrumentações que expliquem o jeitinho e que tragam evidências empíricas sobre padrões comportamentais relacionados ao construto se torna emergente. Para além desse pressuposto, diferentes abordagens e vieses metodológicos precisam ser aplicados para se ter uma melhor compreensão deste fenômeno sociocultural. Assim, este estudo tem por objetivo obter evidências adicionais da qualidade psicométrica do Inventário de Comportamentos do Jeitinho (ICJ), desenvolvido por Souza et al. (2022), testando-se o modelo bifatorial originalmente proposto e estabelecendo os parâmetros empíricos da qualidade do instrumento e sua explicação ao fenômeno do jeitinho brasileiro. Por meio da análise fatorial confirmatória, pretende-se reunir indicativos de validade baseada na estrutura interna do instrumento.
Método
Participantes
Participaram da pesquisa 485 pessoas brasileiras, todas oriundas do Estado de Minas Gerais, dos quais 68,7% (333) do sexo masculino, com média de 32 anos (amplitude de 18 a 66 anos de idade; DP=8,56). Os participantes foram caraterizados como estudantes (40,2%), empresários (2,9%), funcionários públicos (42,9%), funcionários de empresa privada (13,2%) e outra ocupação (0,8%). Quanto à escolaridade, 6,8% informaram ter o ensino fundamental completo, 45,8% informaram ter o ensino médio completo, 22,5% informaram ter o ensino superior completo, 13,6% informaram ter pós-graduação lato sensu e 11,3% informaram ter pós-graduação stricto sensu. Quanto à classe socioeconómica, 3,7% informaram fazer parte da Classe A, 50,3% informaram fazer parte da Classe B e 36,3% informaram fazer parte da Classe C, 9,7% informaram fazer parte da Classe D.
Instrumentos
Para a realização do estudo, os participantes foram requeridos a responder dois instrumentos de pesquisa: 1. Inventário de Comportamentos do Jeitinho (ICJ), com 30 itens randomizados, respondidos em uma escala de 11 (onze) pontos, variando de 0 = Nunca Fiz a 10 = Sempre Faço; e 2. um questionário sociodemográfico.
Procedimentos
A aplicação do ICJ foi estabelecida com uma amostragem de conveniência não-probabilística. Os participantes foram abordados presencialmente em ambientes acadêmicos ou de trabalho ou por meio de chamadas nas redes sociais (Facebook, Instagram e Whatsapp), para responderem ao questionário (lápis e papel ou on-line via Google Forms) de forma individual, no período entre janeiro e dezembro de 2018. Foi garantido o caráter voluntário da participação por meio da concordância de um termo de consentimento livre e esclarecido (TCLE), o anonimato e o sigilo das respostas, bem como o respeito às diretrizes éticas que regem a pesquisa com seres humanos, tendo o projeto sido aprovado pelo Comitê de Ética em Pesquisa com Seres Humanos (CEP) do IFSUDESTE, processo CAAE: 52761616.7.0000.5588 (Parecer nº 1.501.164).
Análise dos Dados
Inicialmente, buscou-se replicar o modelo fatorial proposto por Souza et al. (2022), que apontava para a retenção de dois fatores no ICJ. Para reafirmar essa estrutura, foram aplicados quatro métodos diferentes de retenção fatorial por meio do software SPSS R-menu v2.0, considerando sua complementaridade e robustez na análise. Esses métodos incluíram: 1. Kaiser-Guttman, 2. Análise Paralela, 3. Coordenadas Ótimas e 4. Fator de Aceleração. A escolha de múltiplos métodos visou superar possíveis limitações associadas a abordagens isoladas, como a subjetividade do Teste de scree de Cattell (1966), especialmente na identificação de pontos de inflexão no gráfico de escarpa (Courtney, 2013; Raiche et al., 2013). Os métodos de Coordenadas Ótimas e Fator de Aceleração, em particular, foram destacados por sua capacidade de oferecer critérios objetivos para a interpretação da quantidade de fatores a serem retidos. Assim, a análise procurou assegurar maior precisão na validação da estrutura fatorial originalmente proposta.
Em seguida, foram avaliadas as propriedades psicométricas do instrumento e testada a estrutura fatorial hipotetizada por meio da Análise Fatorial Confirmatória (AFC). Os procedimentos analíticos da AFC foram realizados utilizando o software R (pacote lavaan), o JASP v.19 e o Mplus. O pacote Lavaan (Rosseel, 2012) foi usado na AFC para determinar a estrutura e as cargas dos itens. A AFC foi realizada utilizando o método de estimação Maximum Likelihood (ML) com matrizes policóricas, em virtude do caráter ordinal do conjunto de dados e sua distribuição não normal. Este estimador demonstrou ser eficaz para dados ordinais e não necessita de uma distribuição normal para estimar os índices de ajuste (Li, 2016; Muthén & Muthén, 2014).
Para avaliar o ajuste do modelo, foram utilizados os seguintes índices de qualidade recomendados por Bentler (1992), Hu e Bentler (1999), Byrne, (2013) e Hair et al. (2010):
χ2/gl (Qui-quadrado por graus de liberdade): valores menores que 2 indicam um ajuste excelente, valores entre 2 e 3 sugerem um bom ajuste e valores até 5 indicam um ajuste aceitável.
GFI (Goodness of fit index): índice de qualidade do ajuste de modelo em que valores iguais ou maiores de 0,95 indicam um modelo válido.
CFI (Comparative fit index): índice de ajuste de modelo adicional em que valores iguais ou maiores de 0,90 indicam um modelo adequado.
TLI (Tucker-Lewis Index): índice de comparação de modificação de modelo em que valores iguais ou maiores de 0,90 são interpretados como aceitáveis.
IFI (Incremental Fit Index): índice incremental que leva em consideração o tamanho da amostra e os graus de liberdade, sendo valores iguais ou maiores de 0,90 indicação de um modelo aceitável.
RMSEA (Root-Mean-Square Error of Aproximation): definido como a diferença entre o modelo e os dados observados, em que valores menores ou iguais a 0,05, com intervalo de confiança de 90%, sugerem um ótimo ajuste.
A confiabilidade foi avaliada por meio do alfa de Cronbach (α) e do ômega de McDonald (ω). Coeficientes acima de 0,70 foram considerados indicativos de consistência interna adequada, embora valores próximos de 0,60 possam ser considerados aceitáveis.
As covariâncias residuais foram inspecionadas para identificar possíveis fontes de ajuste inadequado do modelo. Índices de modificação superiores a 3,84 foram considerados para ajustes pós-hoc, com o objetivo de melhorar o ajuste do modelo, mantendo a plausibilidade teórica do construto. Correlações específicas entre resíduos foram incluídas, quando justificadas teórica ou empiricamente.
Resultados
Inicialmente, para corroborar a quantidade de fatores do ICJ e verificar as possibilidades de soluções fatoriais alternativas, foi realizado procedimento de retenção de fatores de acordo com quatro critérios, conforme supramencionados na seção de Métodos (ver Figura 1). O critério de Kaiser-Guttman sugeriu solução de seis fatores (isto é, autovalores acima de 1,00), enquanto a Análise Paralela e as Coordenadas Ótimas sugeriram solução de dois fatores e o Fator de Aceleração sugeriu solução unifatorial.
Fonte. Dados da pesquisa
Figura 1 Distribuições gráficas para retenção de fatores por diferentes critérios
Conforme pontuado por Souza et al. (2022), a solução multifatorial (6 fatores) apontada pelo critério de Kaiser-Guttman não é adequada devido a superficialidade dos fatores que decorre da colinearidade e cargas fatoriais cruzadas entre os itens com o primeiro fator. Por sua vez, a solução unifatorial sugerida pelo Fator de Aceleração apresenta uma solução viável apenas se houver uma redução substancial dos itens, para que então fosse possível uma interpretação unidimensional do construto. Por outro lado, a solução bifatorial apontada pelos critérios da Análise Paralela e das Coordenadas Ótimas (Timmerman & Lorenzo-Seva, 2011) é compatível com o modelo apresentado por Souza et al. (2022), incluindo a mesma divisão dos itens entre os fatores, corroborando a estrutura do construto: 1. Vantagens ilegais e antissociais e 2. Eficiência através da informalidade.
Para testar o modelo de estrutura interna bifatorial, os dados foram submetidos à análise fatorial confirmatória. As duas dimensões descritas anteriormente, Fator 1 – Vantagens ilegais e antissociais (20 itens) e Fator 2 – Eficiência através da informalidade (10 itens), foram fixadas como fatores de primeira ordem interrelacionados, representando a solução bifatorial. Na Figura 2, é apresentado o modelo testado, com as respectivas cargas fatoriais padronizadas e o fator de covariância entre os fatores (CF=0,62).
Fonte. Dados da pesquisa
Figura 2 Modelo bi/αtoriαl do Inventário de Comportamentos do Jeitinho (ICJ)
Os índices de qualidade do ajuste para o modelo são apresentados na Tabela 1. O modelo testado apresentou índices de qualidade do ajuste aceitáveis, conforme os parâmetros estabelecidos pela literatura (Bentler, 1992; Byrne, 2013; Hair et al., 2010; Hu & Bentler, 1999). A razão χ2/gl apresenta um ajuste excelente (valor menor que 2). Os índices GFI (acima de 0,95), CFI, TLI e IFI (acima de 0,90) se apresentaram todos acima do limite mínimo aceitável. Por sua vez, o RMSEA se mostrou dentro do limite máximo definido (0,05).
Tabela 1 Índices de qualidade do ajuste, consistência interna e VME
| índices | modelo bifatorial | ||
|---|---|---|---|
| GFI | 0,97 | ||
| CFI | 0,91 | ||
| TLI | 0,90 | ||
| IFI | 0,91 | ||
| RMSEA (90% IC) | 0,043 (0,03 - 0,04) | ||
| qui-quadrado (χ2) | 712,86 | ||
| graus de liberdade (gl) | 372 | ||
| p | 0,000 | ||
| razão χ2/gl | 1,91 | ||
| correlação entre os fatores | 0,42** | ||
| fator 11 | fator 22 | total | |
| alfa de Cronbach (α) | 0,85 | 0,66 | 0,84 |
| ômega (ω) | 0,83 | 0,54 | 0,81 |
| variância média extraída (VME) | 0,27 | 0,19 | 0,46 |
Notas. 1Vantagens ilegais e antissociais; 2Eficiência através da informalidade. Fonte. Dados da pesquisa; **p<0,00
Os resultados dos testes de consistência interna feitos no ICJ, em geral, apresentaram valores de α de Cronbach, ω de McDonald para a composição de todos os 30 itens maiores que 0,80, mostrando excelente consistência interna para mensurar os comportamentos do jeitinho brasileiro. O Fator 1 – “Vantagens ilegais e antissociais” também apresentou excelente consistência interna (valores acima de 0,80). Por outro lado, o Fator 2 – “Eficiência através da informalidade” teve índices abaixo dos valores sugeridos (0,70), apresentando uma consistência interna moderada. A correlação entre os fatores foi de 0,42 (p=0,000), indicando uma sobreposição moderada. A Tabela 1 também mostra os valores da Variância Média Extraída (VME) e a correlação fatorial. De acordo com o critério de Fornell-Larcker, a raiz quadrada dos valores da Variância Média Extraída (VME) deve ser maior do que as correlações fatoriais para indicar a possibilidade de validade discriminante (Fornell & Larcker, 1981).
Discussão
O objetivo deste estudo foi obter evidências de qualidade psicométrica do Inventário de Comportamentos do Jeitinho (ICJ), reunindo indicadores da validade baseada na estrutura interna do instrumento, em que foi testado o modelo bifatorial originalmente proposto por Souza et al. (2022). Os resultados revelaram que o ICJ possui parâmetros psicométricos satisfatórios de validade da estrutura interna dentro do modelo bifatorial, o que corrobora o modelo de dois fatores: 1. Vantagens ilegais e antissociais (obter ganhos) e 2. Eficiência através da informalidade (maximizar ganhos).
Alguns estudos (Ferreira et al., 2012; Fernandes & Hanashiro, 2015; Miura et al., 2019) tendem a tipificar os comportamentos do jeitinho brasileiro, associando-o a características especificas individuais – simpatia, criatividade, quebra de normas sociais, malandragem, corrupção – e definindo atributos de identidade – comportamento universal e multifacetado – o que sugere que a multidimensionalidade do construto fosse mais adequada.
Em termos teóricos, o construto do jeitinho brasileiro avaliado na forma de comportamentos cotidianos, devido à diversidade características (por exemplo, simpatia, criatividade, malandragem) subjacentes ao construto, tende a se apresentar como um conceito multidimensional, embora a ocorrência dos comportamentos listados no ICJ é comum e natural da sociedade brasileira, com baixa ou nenhuma distinção de seu real objetivo: o ganho/vantagem direto ou indireto, real ou meramente psicológico. Logo, o modelo bifatorial do ICJ fornece ao construto uma definição empiricamente válida e parcimoniosa, demonstrando precisão na avaliação de um comportamento geral.
De tal modo, tais resultados reforçam que o ICJ deve ser interpretado como uma medida de dois fatores que compõem uma mesma dimensão teórica. O estudo demonstra que o jeitinho brasileiro tem apresentado um modelo comportamental integrativo, isto é, que abarca um conjunto de características e atributos socioculturais que comungam colinearidade em torno de um mesmo construto. Isso avança a compreensão de que os comportamentos associados ao jeitinho podem ser organizados de maneira clara e objetiva, facilitando sua análise em diferentes contextos sociais e culturais. Além disso, o estudo contribui para a padronização da investigação sobre o jeitinho brasileiro, possibilitando comparações consistentes em estudos futuros.
Apesar disso, a análise de consistência interna demonstrou que alguns itens estavam destoantes do modelo testado. Isso sugere que uma revisão e uma redução de itens do ICJ sejam viáveis e adequadas. Em virtude disso, como agenda de estudos futuros, sugere-se o desenvolvimento de uma versão curta para o ICJ, melhorando sua aplicabilidade e uma mensuração mais objetiva. Também, sugere-se testar se a estrutura fatorial do ICJ se modifica em função da amostra, no que diz respeito a fatores sociodemográficos (por exemplo, escolaridade, renda familiar, cultura local) ou traços de personalidade, uma vez que a dimensionalidade do construto pode estar vinculada a alguma tendência social, comportamental ou disposicional.
Ainda, vale pontuar as limitações deste estudo. Primeiramente, o ICJ não foi testado junto a outras medidas correlatas ao construto. Para um estudo geral, seria possível aplicar o ICJ junto a medidas como, o Brazilian Jeitinho Questionnaire (Ferreira et al., 2012), o Personal Jeitinho Scale (Miura et al., 2019) ou as Historietas do Comportamento Brasileiro (Souza et al., 2023), visando aferir parâmetros de validade convergente. Além disso, poder-se-á aplicar o ICJ com outras instrumentações e teorias – por exemplo, medidas de adaptabilidade cognitiva (Haynie & Shepherd, 2009) –, de forma a ampliar a compreensão sobre este fenômeno. Segundo, não foi planejado verificar a adoção de comportamentos do jeitinho frente a variáveis sociodemográficas. Isto é, o estudo focou-se estritamente em uma única medida cuja estrutura fatorial já havia sido testada e validada anteriormente.
Outra possível limitação deste estudo é o tempo decorrido desde a coleta dos dados, que ocorreu durante o ano de 2018. A priori, a limitação recai sobre a utilização dos dados obtidos para explicar os comportamentos relacionados ao jeitinho brasileiro no contexto presente, visto que, com o tempo, os padrões comportamentais podem ser alterados em virtude de leis, normas sociais ou tendências culturais. Porém, uma vez que se trata de uma pesquisa complementar focada na testagem de um instrumento, o estudo não se apoia diretamente em variáveis sensíveis ao período da coleta e sofre baixa influência do tempo decorrido.
Também, existem limitações que recaem sobre a influência da desejabilidade social no construto avaliado. A análise de características culturais geralmente sofre interferência de crenças e padrões sociais desejáveis, o que poderia ser superado com a normatização do ICJ e com a calibração do instrumento em função, por exemplo, da Escala de Desejabilidade Social de Marlowe-Crowne (Gouveia et al., 2009).
Ainda, vale destacar a aplicabilidade do ICJ, sendo possível o uso do instrumento para diversos tipos de pesquisas relacionadas a, por exemplo, aspectos sociais e culturais, diferenças individuais, antecedentes e consequentes dos comportamentos do Jeitinho Brasileiro, dentre outros. Nesse mesmo limiar, pontua-se a possibilidade de adaptação do ICJ para outros países e outras línguas, visando a realização de estudos de comparação transcultural, o que permitiria a verificação de elementos que compõem os comportamentos atribuídos ao jeitinho (predominantemente designado ao brasileiro) em outras culturas, como sugerido, por exemplo, por Duarte (2011).
Por fim, compreende-se o ICJ em uma abordagem genérica para o comportamento relacionado ao jeitinho brasileiro, especialmente ao focar no comportamento cotidiano em vez de apenas nas dimensões abstratas, morais ou éticas do jeitinho brasileiro – tais como outros instrumentos fazem –, permitindo uma análise mais prática sobre as implicações do jeitinho dentro do contexto geral. Assim, o estudo reforça a relevância de compreender o jeitinho como um fenômeno sociocultural multifacetado que combina aspectos pragmáticos (como a busca por eficiência nas relações) com elementos potencialmente problemáticos (como a obtenção de vantagens ilegais e antissociais). Esse viés integrador pode sugerir linhas de investigação sobre os impactos sociais e psicológicos desses comportamentos, como sua relação com a percepção de justiça, a adaptabilidade em cenários adversos e o equilíbrio entre inovação e conformidade em contextos organizacionais.
