Versão reduzida da escala portuguesa de afeto positivo e negativo - PANAS-VRP:
Análise fatorial confirmatória e invariância temporal
Embora a PANAS seja uma medida parcimoniosa, válida e estável, tem-se
argumentado que é útil desenvolver uma versão reduzida para facilitar o
preenchimento em estudos que envolvem muitas variáveis, com questionários muito
extensos, ou que envolvem populações, em contexto organizacional, com fortes
limitações de tempo (Mackinnon et al., 1999; Thompson, 2007). Acrescentamos que
uma versão reduzida da PANAS pode ser útil em estudos com populações clínicas,
em que se verifiquem limitações de ordem física e/ou psicológica que afectem as
capacidades de resposta.
Desta forma, propomo-nos desenvolver e validar uma versão reduzida da PANAS
para a língua portuguesa. Na concretização deste objetivo, tivemos em mente
três principais preocupações. Por um lado, respeitar as especificidades
linguísticas da língua portuguesa e selecionar os itens que melhor representam
as emoções positivas e negativas no léxico português. Por outro lado, no
sentido de evitar as críticas recebidas por anteriores versões reduzidas da
escala, procurámos diversificar as categorias de emoções representadas nesta
versão reduzida. Por último, procurámos uma uniformização da versão reduzida
portuguesa com as versões internacionais existentes, no sentido de facilitar a
comparação de resultados nos estudos transnacionais.
A PANAS
A PANAS é uma escala desenvolvida por Watson, Clark e Tellegen (1988) para
medir o Afeto Positivo (AP) e o Afeto Negativo (AN), definidos como dimensões
gerais que descrevem a experiência afectiva dos indivíduos. O AN elevado
reflete desprazer e mal-estar subjectivo, incluindo emoções como medo,
nervosismoe perturbação. O AP elevado reflete prazer e bem-estar subjetivo,
incluindo emoções como entusiasmo, inspiração e determinação. Dependendo do
quadro temporal de referência nas instruções de aplicação utilizadas (e.g.
neste momento; durante o último mês; em geral), a PANAS pode medir o
estado afetivo, o humor ou o afeto traço dos indivíduos (Watson & Clark,
1997). A PANAS pode ser usada como uma medida da dimensão afectiva do conceito
de Bem-Estar Subjectivo (BES), segundo a definição mais consensual e
empiricamente testada do conceito (Arthaud-Day, Rode, Mooney, & Near, 2005;
Diener & Ryan, 2009; Galinha & Ribeiro, 2008).
A PANAS tem sido validada em várias culturas e em diferentes línguas pelo mundo
(inglês, alemão, turco, estoniano, espanhol, russo, japonês) e os resultados
têm demonstrado boas qualidades psicométricas (validade de constructo,
convergente e discriminante) (Terracciano, McCrae, & Costa, 2003). Porém, a
tradução semântica das emoções não é um processo unívoco. Há emoções que podem
ter várias traduções possíveis. Outras emoções têm uma tradução direta mas
podem ter conteúdos semânticos múltiplos e distintos entre diferentes línguas
(e.g., excited e excitado) (Galinha & Ribeiro, 2005). É necessário ter em
conta estes aspetos da tradução das emoções quando se realiza a adaptação de
escalas originárias de línguas diferentes, aspetos que procurámos ter em conta
na presente investigação.
A PANAS Portuguesa
No estudo sobre adaptação e validação da PANAS para a população portuguesa,
Galinha e Ribeiro (2005) tiveram a preocupação de respeitar as especificidades
da língua portuguesa. Ao invés de procederem à simples tradução das 20 emoções
que constituem a escala, optaram por desenvolver um processo idêntico ao
originalmente realizado por Watson et al. (1988) para a construção da PANAS.
Partiram da tradução dos 60 itens originais de Zevon e Tellegen (1982) e
seguiram o processo de seleção das 20 emoções que constituem a escala final,
tal como os autores da PANAS original. O processo de seleção das emoções
consistiu em escolher os itens com os pesos fatoriais principais mais elevados
na sua dimensão e, simultaneamente, com o menor peso fatorial secundário na
outra dimensão. A versão portuguesa da PANAS constitui uma escala de afeto com
boas qualidades psicométricas, verdadeiramente adaptada ao léxico português,
cujos itens representam as mesmas categorias de emoções da versão inglesa
(Galinha & Ribeiro, 2005; Galinha, Pereira, & Esteves, 2013). Assim, a
PANAS portuguesa não constitui uma tradução literal das emoções da versão
inglesa.
Apesar de o processo de adaptação da versão portuguesa da PANAS ter a vantagem
de selecionar os itens mais adequados ao léxico português, tem a limitação de
dificultar a equivalência métrica de medida com a versão inglesa porque nem
todos os itens têm uma tradução direta (Galinha & Ribeiro, 2005). Em
estudos transnacionais, quando pretendemos comparar as medidas através da
análise em equações estruturais não é possível testar a equivalência métrica em
todos os itens da escala. No desenvolvimento da versão reduzida da PANAS
portuguesa procuramos ter este aspeto em conta, como veremos adiante.
Análises à Estrutura Fatorial da PANAS
Teoricamente, a estrutura do afeto tem sido representada através de modelos
circumplexos que apresentam as várias emoções distribuídas numa circunferência.
No modelo de Watson e Tellegen (1985), os autores da PANAS, as emoções
distribuem-se na área de circunferência em torno de dois eixos ortogonais: um
eixo designado, alto AP versus baixo AP; e o outro eixo designado, alto AN
versus baixo AN (ver Tellegen, Watson, & Clark, 1999). A proximidade ou a
distância entre as emoções representadas na circunferência pressupõem a
semelhança ou a diferença entre as emoções. O modelo define que as emoções
estão menos positivamente correlacionadas quando estão afastadas,
aproximadamente, 90 graus entre si. Aos 90 graus de afastamento, dois estados
afetivos devem estar muito pouco ou nada correlacionados. Por sua vez, aos 180
graus de afastamento, os estados afetivos devem estar negativamente
correlacionados (Tellegen et al., 1999).
Relativamente à estrutura da PANAS, segundo os autores, a escala propõe-se
medir duas dimensões, o AP e o AN, e a correlação entre estas dimensões é
tendencialmente independente (Watson et al., 1988). Ou seja, é expectável que a
correlação entre o AP e o AN não seja significativa, porém, podem observar-se
pontualmente correlações significativas fracas entre as duas dimensões da
escala. Os resultados sobre a estrutura da PANAS observados empiricamente,
contudo, não são consensuais, divergindo quanto ao número de dimensões e quanto
à independência entre o AP e o AN.
Os estudos sobre a estrutura da PANAS divergem em alguns aspetos, tais como: a)
o facto de a escala ter duas ou três dimensões; b) o facto de a relação entre o
AP e o AN ser independente ou significativamente correlacionada; c) o facto de
ser legítimo ou não correlacionar os erros de medida dos itens da escala; e d)
finalmente, o facto de alguns estudos apresentarem itens com ponderação dupla
em ambas as dimensões da escala. Apresentamos de seguida uma breve revisão de
literatura sobre cada um dos aspetos divergentes acima referidos.
Relativamente ao número de dimensões da PANAS, alguns estudos mostram que o
melhor modelo é o que representa uma estrutura de duas dimensões (Crawford
& Henry, 2004; Tellegen et al., 1999; Tuccitto, Giacobbi, & Leite,
2010), enquanto outros encontram uma estrutura de três dimensões (Gaudreau,
Sanches, & Blondin, 2006; Kilgore, 2000; Mehrabian, 1997). Em todos os
modelos trifactoriais, a dimensão de AP manteve-se inalterável, composta pelos
dez itens de emoções positivas, enquanto o AN se separou em duas dimensões
conceptualmente significativas ' amedrontado e perturbado. Os modelos, porém,
variam quanto aos itens de emoções negativas que compõem cada uma das dimensões
de AN.
No que diz respeito à independência entre o AP e o AN, alguns estudos confirmam
esta hipótese (Billings, Folkman, Acree, & Moskowitz, 2000; Kercher, 1992;
Watson et al., 1988), enquanto outros mostram uma correlação significativa
entre as duas dimensões ou resultados mistos no mesmo estudo (Green &
Salovey, 1999; Reich, Zautra, & Potter, 2001; Russel & Carroll, 1999).
Relativamente à prática de correlacionar os erros dos itens em análises
fatoriais confirmatórias, pode não ser considerada uma prática legítima.
Particularmente se for um procedimento post-hoc, baseado em índices de
modificação estatística, fornecidos pelos programas estatísticos. Porém, os
especialistas em análises de modelos de equações estruturais defendem que esta
prática pode ser legítima quando a correlação dos erros dos itens tiver como
base um racional teórico ou empírico demonstrado em estudos prévios (Byrne,
2001). Assim, os autores que estudaram a PANAS e que correlacionaram os erros
dos itens consideram o procedimento legítimo porque este se baseia no racional
teórico e empírico desenvolvido no estudo de Zevon e Tellegen (1982). Este
estudo concluiu que as 60 emoções identificadas pelos participantes podem ser
agrupadas em 20 categorias. A PANAS foi desenvolvida com base nesta
categorização das emoções. Desta forma, quando os investigadores analisam a
PANAS e correlacionam os erros dos itens, fazem-no apenas entre itens que
pertencem às mesmas categorias de emoções (Crawford & Henry, 2004;
Terracciano, McCrae, & Costa, 2003; Tuccitto, et al., 2010).
Relativamente ao último aspeto, ainda referente à estrutura da PANAS, alguns
estudos mostram que o melhor modelo da estrutura da escala apresenta uma
ponderação significativa dupla de alguns itens entre as duas dimensões da
escala. Por exemplo, a ponderação significativa do item excitado (Gaudreau, et
al., 2006; Mackinnon et al., 1999) e do item ativo (Gaudreau, et al., 2006),
simultaneamente na dimensão de AP e de AN.
Dada a existência de diferentes modelos explicativos da estrutura da escala, um
segundo objetivo deste estudo consiste em analisar a estrutura da versão
reduzida da PANAS. Iremos testar cada um dos modelos da estrutura da PANAS
anteriormente identificados nas análises à PANAS, de modo a avaliar qual o que
melhor se ajusta aos nossos dados.
As Versões Reduzidas da PANAS
Passamos a analisar as versões reduzidas da PANAS desenvolvidas anteriormente
na língua inglesa. Kercher (1992) foi o primeiro autor a desenvolver uma versão
reduzida da PANAS. O autor partiu da versão integral de Watson et al. (1988) e
escolheu cinco itens de cada escala com base no modelo circumplexo desenvolvido
por Larsen e Diener (1992). Este modelo circumplexo distingue-se do modelo de
Watson e Tellegen (1985), anteriormente descrito, na medida em que os dois
eixos ortogonais são diferentes: um eixo refere-se à valência das emoções
(positiva ou negativa); e o outro eixo refere-se à intensidade das emoções
(alta ou baixa). Kercher (1992) escolheu os itens com o maior peso fatorial em
cada escala e que se constituem como marcadores puros de AP e de AN, ou seja,
que tenham um peso fatorial elevado numa variável latente e próximo do zero na
outra variável latente. Os itens selecionados por Kercher (1992) para a
dimensão de AP foram - inspired, alert, excited, enthusiastic e determined ' e
os itens selecionados para a dimensão de AN foram - afraid, upset, nervous,
scared e distressed. A sua escala revelou boas propriedades psicométricas num
modelo de dois fatores independentes.
Posteriormente, Mackinnon et al. (1999) testaram a versão reduzida de Kercher
(1992) numa amostra alargada de australianos. Os resultados apoiaram a
qualidade psicométrica obtida anteriormente e a escala apresentou duas
dimensões AP e AN, tendencialmente independentes. Porém, Mackinnon et al.
(1999) sugeriram melhoramentos para a escala, por exemplo, o item excitado
revelou ter um significado duplo (positivo e negativo) porque ponderou nas duas
dimensões da escala. Uma crítica apontada por Mackinnon a esta escala tem a ver
com o uso de pares de itens com conteúdo semântico redundante. Estes itens que
medem a mesma categoria de emoções poderiam ser substituídos por outros itens
que representassem uma maior variedade de emoções. Deste modo, a versão de
Kercher (1992) integra itens que exibem um nível elevado de covariância,
inflacionam a sua fidelidade, mas diminuem a validade de conteúdo da escala. O
estudo de Kercher tem ainda a limitação de ter sido desenvolvido com uma
amostra específica de adultos mais velhos, com uma média de 78.5 anos de idade.
Thompson (2007) foi outro autor que desenvolveu uma versão reduzida da PANAS.
Começou por apresentar críticas à versão reduzida de Kercher (1992), referindo
que não representa totalmente a variedade de emoções da versão original da
PANAS. Através de uma metodologia mista, quantitativa e qualitativa, Thompson
(2007) propôs uma versão reduzida internacional com 10 itens para medir,
especificamente, o afeto traço. Num primeiro passo, o autor eliminou um
conjunto de itens com base numa análise qualitativa, resultante de um focus
group de 18 participantes de várias nacionalidades (entre os quais não se
incluíram falantes de língua portuguesa). Alguns itens foram eliminados com
base na perceção dos participantes sobre a falta de clareza ou ambiguidade
desses itens. Outros itens, como por exemplo medo, foram eliminados por terem
características de curto-prazo e não serem adequados para medir o afeto traço.
Num segundo passo, a partir de uma análise em componentes principais, Thompson
eliminou os itens que afetassem menos a validade e fidelidade do instrumento.
Os itens da versão internacional de Thompson foram: determined; atentive;
alert; inspired; active; afraid; nervous; upset; ashamed; hostile. Não
encontrámos na literatura científica, disponível nas bases de dados da
Psicologia, outras versões reduzidas da PANAS em inglês.
Para atingir os objetivos a que nos propomos, de desenvolver e analisar uma
versão reduzida da PANAS em português, definimos três critérios orientadores.
Em primeiro lugar, iremos selecionar os itens que melhor representam as emoções
positivas e negativas no léxico português. Ou seja, pretendemos partir da
versão portuguesa da PANAS, anteriormente validada, em vez de recorrer à
tradução literal dos itens da versão inglesa (ver Galinha & Ribeiro, 2005).
Em segundo lugar, procuramos obviar as críticas feitas a anteriores versões
reduzidas da PANAS, designadamente, quanto à falta de diversidade de categorias
de emoções representadas. Para esse efeito, pretendemos garantir que existe
diversidade nas categorias de emoções representadas nesta versão reduzida
portuguesa. Em terceiro lugar, mantendo os anteriores dois critérios,
pretendemos procurar uma equivalência dos itens em relação à versão inglesa da
PANAS, no sentido de facilitar a comparação de resultados em estudos
transnacionais. Ou seja, nos estudos comparativos transnacionais, um dos
primeiros passos consiste em garantir a equivalência métrica das medidas entre
as várias nações. Para que isso seja possível, é desejável que os itens que
fazem parte da versão portuguesa tenham uma correspondência com os itens que
fazem parte da versão inglesa.
O segundo objetivo do estudo consiste em testar a invariância temporal da
versão reduzida portuguesa da PANAS num intervalo de 2 meses. Até esta altura,
apenas encontrámos estudos sobre a fidelidade teste-reteste da versão integral
da escala. Não encontrámos estudos que tenham testado a invariância temporal da
escala, definindo as dimensões do afeto como variáveis latentes. Também não
encontrámos estudos que tenham testado a invariância temporal das versões
reduzidas da PANAS.
O terceiro objetivo do estudo consiste em analisar a estrutura fatorial da
versão reduzida portuguesa testando os vários modelos anteriormente
apresentados pela literatura científica e comparando-os com a estrutura
fatorial proposta pelos autores da PANAS. Como quarto objetivo, propomo-nos
repetir as análises à qualidade psicométrica e à estrutura fatorial desta nova
versão reduzida da PANAS, usando uma segunda amostra. Desta forma, pretendemos
contribuir para a validade externa da escala, verificando em que medida obtemos
resultados idênticos com amostras diferentes.
Finalmente, o quinto objetivo do estudo consiste em analisar a correlação entre
o valor total do AP e do AN da versão reduzida e os mesmos valores da versão
integral, em ambas as amostras do estudo. Deste modo, procuramos apurar em que
medida os resultados obtidos com a versão integral e com a versão reduzida da
PANAS podem ser entendidos como equivalentes.
Método
Participantes
Este estudo usou duas amostras de estudantes. A amostra I é constituída por 303
estudantes do ensino superior e do sistema de formação profissional. A idade
dos participantes situou-se entre os 19 e os 58 anos (M= 31.8, SD= 10.4), sendo
a maioria do sexo feminino (64%). Os participantes responderam ao questionário
em dois momentos distintos, com um intervalo de dois meses entre as aplicações.
No segundo momento de recolha de dados, observou-se uma percentagem de
mortalidade amostral de 19.4%, resultando uma amostra final de 245
participantes, com idades entre os 19 e os 57 anos (M= 31.11; SD= .32), sendo a
maioria do sexo feminino (67.7%).
A amostra II do estudo é composta por 533 estudantes universitários, recolhida
em várias universidades de Lisboa (Universidade Autónoma de Lisboa; Instituto
Superior Ciências do Trabalho e da Empresa; Instituto Superior Técnico), com
idades entre os 17 e os 66 anos (M= 23, SD= .35), sendo a maioria do sexo
feminino (56.4%). Os participantes voluntariaram-se em ambas as amostras, foram
informados do anonimato e confidencialidade das suas respostas e de que podiam
responder apenas às perguntas que desejassem, de acordo com as normas éticas da
American Psychological Association (APA) e do código de ética da Ordem dos
Psicólogos Portuguesa.
Material
A versão portuguesa da PANAS (Galinha & Ribeiro, 2005) utilizada neste
estudo consiste em 20 emoções que representam todas as categorias de emoções de
AP e de AN da versão original. Os participantes responderam à pergunta, em que
medida sente cada uma das emoções neste momento (1 = Muito pouco ou nada; 5 =
Extremamente). A versão portuguesa apresentou uma consistência interna de a =
.86 na escala de AP e de a = .89 na escala de AN, semelhante à versão original
(Galinha & Ribeiro, 2005). Num estudo posterior, a análise fatorial
confirmatória mostrou que o melhor modelo é constituído por duas dimensões
independentes, com a ponderação partilhada do item excitado entre o AP e NA e
correlacionando os erros dos itens que pertencem às mesmas categorias de
emoções (χ2160 = 277.9, p < .05; CFI = .93; RMSEA = .06; SRMR = .06; Galinha et
al., 2013).
Procedimento
Após a obtenção da autorização das instituições e dos professores, abordámos os
estudantes no final das aulas e convidámo-los a participar num estudo sobre
emoções. Os estudantes que aceitaram o convite responderam ao questionário em
sala de aula. O investigador esteve presente para responder a qualquer questão
dos estudantes e forneceu uma morada de correio eletrónico para posterior
contacto. De forma a poder emparelhar os questionários respondidos no momento I
e no momento II do estudo, interessava que os participantes atribuíssem o mesmo
número ao questionário preenchido no momento II. Para esse efeito, foi pedido
aos participantes que, numa folha em separado, atribuíssem uma palavra passe
(em vez do seu nome) em frente ao número do seu questionário. A segunda
aplicação dos questionários ocorreu 2 meses depois. Enquanto os participantes
preenchiam os questionários, foi passada uma folha com os números dos
questionários e as palavras passe correspondentes, preenchidos no momento I.
Assim, os participantes podiam identificar o número do questionário preenchido
no momento I e atribuir o mesmo número ao questionário preenchido no momento
II. A amostra II do estudo seguiu exatamente o mesmo procedimento, excepto que
não houve replicação do instrumento.
Resultados e Discussão
Para a análise dos dados usámos uma matriz de variância-covariância dos itens
da PANAS obtida após a eliminação pairwise dos dados omissos. Os parâmetros
foram estimados usando o algoritmo de máxima verosimilhança. Para desenvolver a
versão reduzida da PANAS, no presente estudo, partimos da análise psicométrica
da versão integral da PANAS realizada num estudo prévio (Galinha et al., 2013).
Neste estudo prévio, o melhor modelo consistiu numa estrutura de dois fatores
AP e AN, independentes, correlacionando os erros dos itens que pertencem à
mesma categoria de emoções (definidas por Zevon & Tellegen, 1982) e com a
ponderação dupla do item excitado.
Para o presente estudo, definimos cinco objectivos principais e optámos por
apresentar os resultados e a discussão de cada objetivo em simultâneo, passo a
passo, por considerarmos que é facilitador para o leitor acompanhar a
apresentação e a discussão dos resultados.
Desenvolvimento da Versão Reduzida da PANAS Portuguesa: PANAS-VRP
Com o objetivo de desenvolver e validar uma versão reduzida da PANAS
portuguesa, partimos da versão integral portuguesa para selecionar os itens da
versão reduzida. Num primeiro momento, considerámos a possibilidade de traduzir
as versões reduzidas internacionais que existem, desenvolvidas por Kercher
(1992) e por Thompson (2007). Seria interessante testar os itens destas versões
em amostras portuguesas e avaliar em que medida se ajustam aos dados. No
entanto, isto não foi possível porque ambas as versões possuem itens que não
fazem parte da versão portuguesa. Por outro lado, a versão internacional de
Thompson (2007) foi desenvolvida com o objetivo de criar uma medida específica
de afeto traço, enquanto nós pretendemos desenvolver uma medida de afeto geral.
Tal como na versão integral da PANAS, pretendemos que esta versão reduzida
possa medir o afeto em várias dimensões temporais (estado e traço), bastando
para isso mudar a instrução de aplicação do questionário.
Para além das razões acima apontadas, traduzir literalmente as emoções das
versões reduzidas inglesas, sem uma validação semântica prévia ao léxico
português, não nos pareceu um procedimento adequado. Conhecemos os problemas
colocados na tradução das emoções por causa dos sentidos múltiplos que algumas
emoções têm entre as diferentes línguas. Decidimos, então, partir da versão
integral da PANAS portuguesa e começámos por definir um modelo para a análise
fatorial confirmatória2 em que todas as emoções positivas da escala estão a
medir a variável latente AP e todas as emoções negativas estão a medir a
variável latente AN (Figura_1). Este modelo apresentou um ajustamento pobre aos
dados (χ2170 = 408.52, p <.05; CFI= .86; GFI = .84; RMSEA = .08; SRMR= .08),
porém todos os pesos de regressão estão acima de .47, indicando boa validade de
constructo. Para uma análise à versão integral da PANAS, ver Galinha et al.
(2013).
Num segundo passo, seguindo um critério puramente estatístico, selecionámos os
cinco itens com o maior peso fatorial em cada variável latente - AP e AN. As
variáveis observáveis com maior peso de regressão na variável latente AP foram:
entusiasmado, inspirado, encantado, caloroso e determinado. As variáveis
observáveis com maior peso de regressão na variável latente AN foram:
assustado, amedrontado, atormentado, perturbado e nervoso. Este modelo de dois
fatores independentes permitiu-nos obter, desde logo, um ajustamento excelente
aos dados (χ235= 49.5, p=.047; CFI=.98; GFI=.96; RMSEA= .04; SRMR = .04). Todos
os pesos de regressão estão acima de .58. Contudo, este procedimento de seleção
de itens puramente estatístico, também seguido anteriormente por Kercher
(1992), suscitou críticas face à forte redução das categorias de emoções
medidas pela escala (Mackinnon et al., 1999; Thompson, 2007). Neste modelo, a
redução de categorias não foi severa, estando sete categorias de emoções
representadas, designadamente: Excitado; Alegre; Simpático; Orgulhoso;
Perturbado; Amedrontado; e Trémulo (categorias de Zevon & Tellegen, 1982).
No entanto, para evitar a limitação da falta de representatividade das
categorias de emoções na versão reduzida portuguesa e cumprindo um dos
critérios para o desenvolvimento da versão reduzida, decidimos que os 5 itens
de cada dimensão devem representar pelo menos 4 categorias de emoções
diferentes, mantendo boas propriedades psicométricas. Assim, selecionámos as
variáveis observáveis com maior peso de regressão nas variáveis latentes AP e
AN mas que simultaneamente não repetissem mais do que uma categoria de emoções.
Assim, diversificando as categorias de emoções, o item assustado foi
substituído pelo item culpado. Desta forma, obtivemos cinco emoções positivas e
cinco emoções negativas que representam oito categorias de emoções distintas,
designadamente, as categorias: Excitado (itens entusiasmado e inspirado);
Orgulhoso (item determinado); Simpático (item caloroso) e Alegre (item
encantado); Perturbado (itens atormentado e perturbado); Amedrontado (item
amedrontado); Trémulo (item nervoso); e Culpado (item culpado) (categorias de
Zevon & Tellegen, 1982). Com esta nova versão, conseguimos índices de
ajustamento excelentes (χ235= 38.3, p = .32; CFI = 1; GFI = .97; RMSEA = .02;
SRMR = .04). Todos os pesos de regressão são superiores a .58.
O modelo acima descrito revelou um ótimo ajustamento, porém, esta escala
apresentaria limitações na sua utilização em estudos comparativos
internacionais. Dois dos itens da dimensão de AP são exclusivos da versão
portuguesa, encantado e caloroso, não tendo uma correspondência na versão
inglesa, o que comprometeria a equivalência métrica da medida em estudos de
comparação transnacional. Deste modo, procurávamos cumprir o terceiro critério
por nós definido para o desenvolvimento da versão reduzida portuguesa. Para
esse efeito, decidimos substituir estes dois itens por outros dois itens que
tivessem uma correspondência direta com os itens da versão inglesa, com o maior
peso fatorial entre os itens disponíveis e não repetindo categorias de emoções.
Neste caso, substituímos encantado e caloroso por interessado e ativo, que
pertencem às categorias Atento e Forte, respetivamente. Obtivemos um modelo com
um ajustamento também muito bom (χ235= 45.1, p =.119; CFI= .99; GFI = .96;
RMSEA = .04; SRMR = .05). Todos os pesos de regressão estão acima de .61
(Figura_2).
Seguindo os procedimentos acima identificados, obtivemos a versão reduzida da
PANAS portuguesa, constituída pelos itens entusiasmado, inspirado, determinado,
interessado e ativo 'para a dimensão AP ' e assustado, amedrontado,
atormentado, nervoso e culpado -para a dimensão AN. Conseguimos, assim, uma
escala que corresponde aos três critérios definidos anteriormente e com um bom
ajustamento aos dados.
Análise da Estrutura Fatorial da Versão Reduzida da PANAS na Amostra I
Num segundo passo, testámos a estrutura fatorial desta versão reduzida da PANAS
portuguesa através da comparação entre o modelo hipotético proposto pelos
autores da escala e os vários modelos alternativos propostos em anteriores
estudos, no sentido de apurar o que melhor se ajusta aos nossos dados. Como
modelo hipotético (MH) definimos o modelo bi-dimensional independente, com 5
emoções positivas a medir a variável latente de AP e 5 emoções negativas a
medir a variável latente de AN por ser o modelo defendido pelos autores da
escala (Watson et al., 1988). Comparámos o modelo hipotético com cinco outros
modelos alternativos (Tabela_1) e utilizámos a abordagem de comparação de
modelos para escolher o melhor modelo, ou seja, o que melhor descreve a
estrutura dos dados com a maior parcimónia possível (Judd & McClelland,
2001).
Começámos por testar o modelo unidimensional (M1), em que todos os itens medem
uma variável latente de afecto global, por ser o modelo mais parcimonioso. Este
modelo revelou ter o pior ajustamento aos dados, significativamente pior que o
modelo hipotético. Uma vez que ambos os modelos têm o mesmo número de graus de
liberdade, a comparação foi feita com base no indicador de AIC, onde quanto
menor for o coeficiente obtido mais adequado será o modelo. O valor de AIC foi
superior no modelo unidimensional (AIC = 413.66) por comparação ao modelo
hipotético (AIC = 85.06), indicando o melhor ajustamento do modelo hipotético.
Em seguida, testámos o modelo bi-dimensional dependente, i. e., com as
variáveis latentes correlacionadas (M2). Vários autores encontraram correlações
significativas entre o AP e o AN. Alguns dos autores (Green & Salovey,
1999) encontraram valores de correlação superiores às correlações fracas
previstas pelos próprios autores da escala. Os dados da amostra 1 do presente
estudo, porém, revelam que o melhor modelo é o modelo independente, tal como
definido por Watson et al. (1988) e apoiado nos resultados de outros estudos
empíricos (Billings et al., 2000; Kercher, 1992; Watson et al., 1988).
Num passo seguinte, testámos um modelo (M3), de acordo com os resultados de
Gaudreau et al. (2006), com o item ativo a ponderar simultaneamente na dimensão
AP e na dimensão AN. Este modelo não se revelou melhor que o modelo hipotético,
indicando que os itens desta versão são indicadores puros de AP ou de AN, ou
seja, ponderam significativamente numa dimensão e perto do zero na outra
dimensão.
Por último, testámos um quarto modelo, especificando a correlação dos erros dos
itens das mesmas categorias que, por força dos critérios impostos, são apenas
dois itens em cada dimensão de afeto (M4). O modelo M4 foi o único modelo que
se revelou significativamente melhor do que o modelo hipotético (Tabela_1).
Este modelo apresenta índices de ajustamento excelentes (χ233= 38.2, p =.25;
CFI = .99; GFI = .98; RMSEA = .03; SRMR = .04; Figura_3).
Neste caso, os erros dos itens correlacionados e que pertencem às mesmas
categorias são entusiasmado e inspirado, que pertencem à categoria Excitado da
dimensão de AP; e assustado e amedrontado que pertencem à categoria
Amedrontadoda dimensão de AN. Como foi discutido anteriormente, alguns autores
consideram esta prática legítima porque não é um procedimento post hoc baseado
nos índices de modificação estatística. Este procedimento é baseado nos
resultados do estudo que fundou a construção da própria escala, designadamente,
nas categorias de emoções propostas por Zevon & Tellegen (1982; Byrne,
2001; Terraciano et al., 2003). Não foi possível testar outros modelos
alternativos, como os modelos trifatoriais, nem a ponderação dupla do item
excitado, nesta versão reduzida, uma vez que não inclui todos os itens
necessários.
Análise da Estrutura Fatorial da Versão Reduzida na Amostra II
De acordo com os objetivos do nosso estudo, repetimos as análises feitas à
PANAS-VRP, utilizando uma amostra diferente. Pretendemos desta forma contribuir
para a validade do modelo fatorial obtido com a amostra I do estudo.Corremos o
modelo hipotético da versão reduzida da PANAS com os itens obtidos na amostra
I. O modelo revelou bons índices de ajustamento aos dados (χ235= 117.4, p <.05;
CFI = .95; GFI = .96; RMSEA = .07; SRMR = .08). Os parâmetros estimados
revelaram possuir boas qualidades psicométricas, todos os pesos de regressão
ponderam nas variáveis latentes, acima de .53.
Num passo seguinte, especificámos os pesos fatoriais do modelo na amostra II do
estudo, de modo que fossem iguais aos pesos fatoriais não-estandardizados
obtidos na amostra I do estudo. Com este procedimento pretendemos testar se os
pesos fatoriais do modelo na amostra 1 são equivalentes aos da amostra II. Os
resultados mostram um ajustamento aceitável aos dados χ241= 174, p< .05; CFI =
.92; GFI = .94; RMSEA = .08; SRMR = .08, indicando uma análise confirmatória
métrica dos dados.
O objetivo seguinte do estudo consistiu em analisar a estrutura fatorial da
escala com os dados da amostra II (Tabela_1).
Tal como anteriormente, o modelo com pior ajustamento aos dados da amostra II
foi o modelo unidimensional (M1), com um valor de AIC (767.38) superior ao do
modelo hipotético (AIC = 157.5). No entanto, dois modelos revelaram-se
significativamente melhores do que o modelo hipotético nos dados recolhidos
nesta amostra. Os modelos M2 (o modelo com dois fatores correlacionados) e M3
(com a ponderação dupla do item ativo, proposto por Gaudreau et al., 2006)
revelam uma melhoria significativa idêntica em relação ao modelo hipotético
(Tabela_1). Não podendo optar por um ou por outro modelo, porque ambos
apresentam o mesmo número de graus de liberdade, optámos por testar um modelo
que inclui as características de ambos. Assim, testámos um quinto modelo com a
correlação dos erros dos itens que pertencem às mesmas categorias de emoções,
com as variáveis latentes correlacionadas e com a ponderação dupla do item
ativo em AP e AN (Figura_4).
Este modelo revelou um ajustamento aos dados significativamente melhor do que o
modelo hipotético (Tabela_1). Testámos este modelo na amostra I mas os
resultados de ajustamento foram inferiores ao modelo 4, que se revelou o melhor
modelo na amostra I.
Verificamos que o melhor modelo na amostra I não é exatamente o mesmo que na
amostra II. Ou seja, embora a estrutura do afeto, medido pela PANAS-VRP,
apresente uma estrutura bidimensional AP e AN em ambas as amostras, revela
resultados distintos, no que se refere à ponderação dupla do item ativo e à
correlação entre as dimensões. Estes resultados divergentes não questionam a
qualidade psicométrica da PANAS-VRP uma vez que todos os modelos testados,
exceto o unidimensional, apresentam um bom ajustamento aos dados. Como ficou
exposto anteriormente, estes resultados divergentes foram reportados em estudos
anteriores.
Alguns estudos encontraram a ponderação dupla do item ativo (Gaudreau et al.,
2006), enquanto outros não. Relativamente a esta divergência, os nossos
resultados não permitem apoiar uma ou outra estrutura como a mais adequada.
Porém, verificamos que a ponderação do item ativo no fator AN é muito fraca
(-.10), inscrevendo-se nos parâmetros previstos pelo modelo circumplexo para a
relação entre as emoções positivas e negativas, afastadas cerca de 90º na
circunferência. Como vimos anteriormente, aos 90º de afastamento dois estados
afetivos devem estar muito pouco ou nada correlacionados (Watson &
Tellegen, 1985). Entendemos, ainda, que esta ponderação dupla pode estar a
contribuir para a correlação inversa observada entre o AP e o AN na amostra II.
Vamos analisar esta relação e discutir este resultado no ponto seguinte.
A Relação Entre o AP e o NA nas Amostras I e II
Inspecionando a correlação entre as duas variáveis nas duas amostras do estudo
verificou-se que a correlação entre o AP e o AN, na amostra I do estudo, não é
significativa (r= -.10, p=.22), enquanto na amostra II do estudo é
significativa, embora muito fraca (r= -.16, p=.005). Estes resultados,
aparentemente divergentes, na verdade, vão ambos no sentido do que previram os
autores da escala, que definem a estrutura da PANAS como incluindo duas
dimensões tendencialmente, embora não absolutamente, independentes. Os próprios
autores encontraram correlações significativas até -.22, entre a dimensão de AP
e AN, classificando a relação entre ambas como tendencialmente independente
(Watson et al., 1988). Do mesmo modo, nos nossos dados com a amostra II, o
modelo mais ajustado aos dados é o modelo com dois fatores significativamente
correlacionados. Porém, a amplitude da correlação entre o AP e o AN é muito
fraca, situando-se dentro dos valores previstos pelos autores da PANAS (Watson
et al., 1988).
Análise da Invariância Temporal da PANAS-VRP na Amostra I
Embora tenhamos verificado resultados divergentes em relação à estrutura da
PANAS nas amostras I e II, os nossos resultados, permitem-nos apoiar o modelo
bidimensional, tendencialmente independente de Watson et al. (1988). Assim,
testámos a invariância temporal da escala de acordo com este modelo através de
análises fatoriais confirmatórias (ver MacCallum & Austin, 2000).
Comparámos o modelo base (com os pesos de regressão livremente estimados) com
um modelo constrangido (com todos os pesos de regressão constrangidos à
igualdade entre os dois momentos de observação) (Figura_5).
Os resultados apoiam a invariância temporal da versão reduzida da PANAS, num
intervalo de dois meses. A diferença entre o modelo base (χ2156= 245.1 p <.001)
e o modelo constrangido (χ2164= 258.3, p< .001) não foi significativa, χ28=
13.2, p =.11. Este resultado confere uma fidelidade temporal à escala ainda não
avaliada através da análise fatorial confirmatória, ou seja, usando variáveis
latentes e controlando o erro de medida. Apenas existe informação disponível
sobre a fidelidade teste-reteste da PANAS, assumindo as dimensões como
variáveis manifestas.
Validade Convergente entre a Versão Reduzida e a Versão Integral da PANAS nas
Amostras I e II.
Num último passo, correlacionámos o valor total do AP e o valor total do AN,
obtidos na versão reduzida, com os valores totais obtidos na versão integral
para as mesmas variáveis. Os resultados mostram correlações elevadas (>.80)
entre os valores totais das dimensões de AP e de AN na versão reduzida e na
versão integral da PANAS portuguesa, em ambas as dimensões e em ambas as
amostras do estudo. Na amostra I, a correlação foi de rAP= .92; rAN = .97. Na
amostra II, a correlação foi de rAP= .85, p < .001; rAN = .94, p < .001. Os
resultados obtidos indicam que as escalas estão a medir as mesmas variáveis,
sugerindo que as escalas são equivalentes e conferindo validade à versão
reduzida da PANAS. No entanto, esta análise da validade convergente deve ser
entendida como uma análise preliminar, não dispensando a análise da
convergência com outras medidas de constructos semelhantes.
Conclusão
Partindo de um estudo prévio de análise psicométrica da versão portuguesa da
PANAS (Galinha, et al., 2013), desenvolvemos uma versão reduzida da PANAS
portuguesa, a PANAS-VRP (Tabela_2).
Analisámos a validade fatorial e a estabilidade temporal desta versão num
intervalo de dois meses. A escala permite medir o AP e o AN de uma forma mais
parcimoniosa do que a versão integral, sendo adequada para estudos com muitas
variáveis e para populações-alvo com limitações de tempo ou na capacidade de
resposta (e.g. populações clínicas em convalescença, sob o efeito de medicação
ou com défice de atenção). Apresenta excelentes características psicométricas
em duas amostras distintas. As correlações elevadas entre o valor total do AP e
do AN obtidos pela versão reduzida e pela versão integral da PANAS revelam que
a versão reduzida é equivalente à versão integral, estando a medir os mesmos
constructos.
Relativamente ao objetivo de análise da estrutura da PANAS-VRP, todos os
modelos testados, exceto o modelo unidimensional, apresentaram um bom
ajustamento aos dados. Porém, o melhor modelo em ambas as amostras foi
distinto, no que diz respeito à independência e ponderação dupla do item ativo
nas duas dimensões, não permitindo apoiar um ou outro modelo como o mais
adequado. Face aos resultados obtidos em ambas as amostras, porém, é possível
apoiar o modelo estrutural defendido pelos autores da escala para a PANAS,
constituído por duas dimensões, AP e NA, tendencialmente embora não
absolutamente independentes.
Como limitações deste estudo devemos referir que ambas as amostras são de
conveniência, constituídas na sua maioria por jovens adultos e por mulheres com
estudos superiores, o que permite questionar a generalização dos resultados. O
preenchimento da PANAS nas duas amostras foi realizado conjuntamente com outras
escalas, o que pode constituir outra limitação do estudo, uma vez que o
preenchimento das escalas iniciais do questionário pode contribuir para as
respostas às escalas subsequentes. O contexto de preenchimento nas duas
amostras do estudo foi idêntico, em contexto de sala de aula, o que pode ter
contribuído para a semelhança observada nos resultados nas várias recolhas de
dados.
Futuros estudos realizados à versão reduzida e à versão integral da PANAS
portuguesa podem desenvolver análises à validade convergente-discriminante, bem
como, à validade relativa a um critério.