Revista Portuguesa de Investigação Comportamental e Social 2021 Vol. 8(2): 1–13
Portuguese Journal of Behavioral and Social Research 2021 Vol. 8(2): 1–13
e-ISSN 2183-4938
Departamento de Investigação & Desenvolvimento • Instituto Superior Miguel Torga

 

 

ARTIGO ORIGINAL

 

Análise estrutural da Escala de Comportamento Interpessoal (ECI)*

Structural analysis of the Interpersonal Behavior Scale (IBS)

 

Tamyres Tomaz Paiva 1

Suiane Magalhães Tavares 2

Maria Helena Venâncio de Vasconcelos 2

Carlos Eduardo Pimentel 2

Tailson Evangelista Mariano 3

 

1 Faculdades Nova Esperança (FACENE/FAMENE), João Pessoa, Brasil

2 Universidade Federal da Paraíba (UFPB), João Pessoa, Brasil

3 Universidade Católica de Pernambuco (Unicap), Recife, Brasil

 

* Artigo escrito em português do Brasil.

 

Recebido: 19/06/2022; Revisto: 04/08/2022; Aceite: 04/09/2022.

 

 

https://doi.org/10.31211/rpics.2022.8.2.272

 

 

 

 

 

Introdução

Na psicologia, especialmente nas teorias cognitivas comportamentais, há uma atenção às competências sociais (ou "habilidades sociais", no português brasileiro) as quais são um conjunto de comportamentos praticados na interação com outras pessoas, que permitem que se lide de forma adequada e competente com as adversidades da envolvente ( Del Prette & Del Prette, 2017). Neste conjunto de comportamentos praticados, existem as chamadas competências que podem expressar comportamentos assertivos. No entanto, o conceito de assertividade está em constante desenvolvimento há mais de seis décadas, e nem sempre há um consenso entre os vários autores ( Teixeira et al., 2016).

O elemento fundamental nas definições de assertividade é a expressão dos sentimentos e desejos da forma mais apropriada possível e respeito pelo outro, o que faz com que o conceito de assertividade se relacione com uma busca de autodefesa para respeitar o outro ( Lange & Jakubowski, 1976). Entretanto, a assertividade também pode ser conceptualizada como uma aptidão para procurar, manter e favorecer o reforço positivo pela expressão dos sentimentos e das vontades, gerindo da forma mais apropriada possível a situação onde a pessoa se encontra ( Rich & Schroeder, 1976).

O constructo da assertividade possui quatro fatores. A saber:

1. A assertividade negativa, que ocorre quando se pede ao outro para mudar o seu comportamento irritante, de maneira a discordar com a finalidade de defender os seus próprios interesses ( Arrindell et al., 1988; 2002; Vagos et al., 2014);
2. A assertividade na gestão das limitações pessoais, que tem lugar quando a pessoa admite que tem falhas e limitações nas situações cotidianas, e consegue ter capacidade para lidar com as críticas e as pressões, pedindo até ajuda e atenção quando precisa ( Arrindell et al., 1988);
3. A assertividade positiva, que é a capacidade de elogiar os outros, bem como saber receber elogios, em que a pessoa mostra que tem sentimentos positivos como o afeto e a gratidão ( Arrindell et al., 2002; Vagos et al., 2014);
4. A assertividade iniciativa, que é o tomar decisões nas situações cotidianas, mantendo sua própria opinião em detrimento da dos outros (Arrindell, et al., 1988; 2002; Vagos et al., 2014).

 

Apesar de o conceito de assertividade ser bastante abrangente, é importante considerar que nem todo o comportamento é assertivo, pois existe um mecanismo que limita as ações e restringe o campo da assertividade, relacionado com o ambiente cultural onde as pessoas vivem. Assim, deve o grupo com quem a pessoa convive reconhecer essa expressão como autoafirmação e respeito por esse grupo ( Rakus, 2006). É neste sentido que o mostrar uma imagem positiva de si próprio, além de sentimentos de respeito pelas outras pessoas, se torna um elemento viável na manutenção do bem-estar da pessoa e de quem está perto dela ( Del Prette & Del Prette, 1999), porque a capacidade de autoafirmação maximiza a capacidade de obtenção de ganhos e, deste modo, mantém os comportamentos assertivos nas situações adversas ( Vagos & Pereira, 2018). Se isto não acontecer, a pessoa tem uma imagem negativa de si própria, bem como sentimentos de piedade, irritação e desprezo que, no que lhe concerne, irão aumentar o comportamento não assertivo ( Del Prette & Del Prette, 1999).

O comportamento assertivo é influenciado pelas funções cognitivas, dado que estas ativam estados emocionais que podem desencadear expressões comportamentais distintas, o que significa que quanto mais sentimentos negativos, menos expressões assertivas as pessoas terão ( Vagos & Pereira, 2018). Os esquemas cognitivos, como a gestão interpessoal e a capacidade pessoal afetiva, afetam indiretamente a frequência com que estes comportamentos são executados, pois os sentimentos negativos são os mediadores da relação dos esquemas com o comportamento assertivo ( Vagos & Pereira, 2018), além de que, quanto mais afetada a cognição estiver, menos comportamento assertivo a pessoa terá, aumentando os níveis da ansiedade ( Vagos & Pereira, 2020), o baixo desempenho escolar e a agressividade ( González-Fragoso et al., 2018).

Os comportamentos assertivos, dependendo do sexo ou do gênero da pessoa, são diferentes. O estudo de González-Fragoso et al. ( 2018) demonstrou que a assertividade diferiu nos participantes do sexo feminino e masculino, pois, quanto à assertividade, os do sexo masculino tiveram médias maiores (e.g., dar e receber elogios) do que as do feminino. Os dados foram condizentes com os estudos realizados com adolescentes argentinos, chilenos e espanhóis ( Cohen et al., 2011; López & Gutiérrez, 2015; Mendo et al., 2016; Oyarzún Iturra et al., 2012), o que mostra haver um significativo componente cultural para a assertividade. Já no estudo de Vagos et al. ( 2014), mostrou-se que o gênero feminino pratica mais comportamentos de expressão e de gestão de limitações pessoais, bem como de assertividade positiva.

Outros fatores importantes para que se tenha comportamentos assertivos são o nível de escolaridade e a faixa etária. As mulheres com maior nível de escolaridade possuem mais probabilidade de expressar comportamentos assertivos do que os homens ( Onyeizugbo, 2003 ). As mulheres mais maduras podem se tornar mais assertivas ( Onyeizugbo, 2003 ), bem como os homens mais velhos têm um comportamento assertivo mais frequente ( Arrindell et al., 2002 ). Por outro lado, em um estudo em adolescentes italianos, a idade não foi importante, tal e qual como numa amostra portuguesa ( Nota et al., 2011 ).

Para examinar essa infinidade de características e as suas relações com o comportamento assertivo, têm sido usadas escalas de assertividade. Existe uma diversidade de escalas a respeito desse constructo, com um público-alvo variado, pelo que, no início deste estudo, mostraremos algumas das mais citadas pelos autores que estudam o assunto. Por exemplo, para o público adolescente, a Assertiveness Scale for Adolescents ( Lee et al., 1985 ) apresenta uma estimativa de consistência interna adequada (KR-20 era 0,76) para uma escala de 33 itens. A Sexual Assertiveness Scale ( Morokoff et al., 1997 ), composta por três fatores e 42 itens, que medem o início, a recusa e a assertividade de prevenção de doenças sexualmente transmissíveis pela gravidez, revelou também consistência interna apropriada (alfa de Cronbach variando entre 78 e 82), além de que este instrumento mostrou-se confiável para avaliar e compreender a assertividade sexual das mulheres. Outra escala que mede a frequência da assertividade num público adulto é a Assertive Behavior Assessment Scale ( Onyeizugbo, 2003 ), de estrutura unifatorial, a qual contém 18 itens e revelou um valor alfa de Cronbach de 0,76.

No Brasil, existe o Inventário de Habilidade Sociais para Adolescentes ( Del Prette & Del Prette, 2009), o qual engloba a assertividade, porém não da maneira mais específica como as escalas aqui mencionadas. A assertividade é apresentada enquanto classe, e faz parte dos 38 itens de uma escala de demandas sociais do inventário, que, quando comparada com as competências sociais treinadas em estudantes de exatas ( Lopes et al., 2017), se verifica que inclui os mesmos comportamentos da Scale for Interpersonal Behavior ( Arrindell, Bartolini et al., 1990, Arrindell et al., 2002).

Existe também o Inventário de Habilidades Sociais ( Bandeira et al., 2000), contendo 42 itens, obtendo consistência interna ajustada no teste-reteste (0,99; p < 0,01), aplicado em estudantes universitários. Têm-se ainda a Escala de Habilidades Parentais ( Belarmino, 2017) contendo 16 itens, com consistência interna satisfatória (α = 0,89). No entanto, esta escala avalia competências sociais de pessoas que têm filhos (e.g., pais). Outra escala bastante usada é a Escala de Assertividade Rathus ( Rathus, 1973), composta por 30 questões, validada tanto para Portugal ( Detry & Castro, 1996) como para o Brasil ( Pasquali & Gouveia, 1990), obtendo consistência interna acima de 0,70 em ambas as validações. Esta escala foca no próprio comportamento de defesa do participante.

Justificamos a necessidade de validar a Scale for Interpersonal Behavior ( Arrindell et al., 2002, Arrindell, Sanderman et al., 1990 ), primeiro por ser uma medida mais curta em comparação com as que citamos ( Bandeira et al., 2000 ; Del Prette & Del Prette, 2009 ; Pasquali & Gouveia, 1990 ) e segundo por focar em frequências de práticas de comportamentos assertivos em diversos contextos sociais. Neste sentido, o presente estudo analisou estruturalmente a nova versão da Scale for Interpersonal Behavio r ( Arrindell et al., 2002, Arrindell, Sanderman et al., 1990 ), validada por Vagos et al. ( 2014 ) na população adolescente portuguesa. Inicialmente composta por 50 itens, avaliando dimensões do funcionamento psicológico como o desconforto emocional e a prática assertiva comportamental em vários tipos de situações sociais, Arrindel, Bartolini et al. ( 1990 ) definiu a assertividade enquanto prática comportamental frequente, acompanhada de baixo desconforto nas situações interpessoais. A sua escala foi validada para Portugal ( Vagos et al., 2014 ) como Escala de Comportamentos Interpessoal (ECI), com um número menor de itens (25 itens), distribuídos em quatro fatores (assertividade negativa, gestão de limitações pessoais, assertividade positiva e assertividade iniciativa) e um fator de segunda ordem, para o público específico de adolescentes. Na validação, a escala avaliou tanto os itens numa perspectiva do desconforto ao ser assertivo, como pela frequência com que esses comportamentos assertivos foram praticados ( Vagos et al., 2014 ).

Procurou-se conhecer em que medida esses itens representam o constructo a ser focado — o comportamento assertivo. Dois motivos principais justificaram as adaptações linguísticas para o contexto brasileiro. Primeiro, a escala possui um certo tipo de semelhança nos conteúdos semânticos, embora em termos de conteúdos linguísticos culturais necessite de adaptações, a fim de facilitar o entendimento do público alvo. Segundo, pretendeu-se abranger este público alvo de estudantes secundaristas (estudantes que estão cursando o ensino médio ou, no mínimo, um dos três anos do ensino médio) para outros níveis de escolaridade, como os estudantes do ensino médio, de graduação e de pós-graduação. Saliente-se que foi analisada apenas uma das perspectivas do comportamento assertivo, que foi a frequência com que os comportamentos são praticados.

 

 

 

Método

Participantes

Os participantes elegíveis eram residentes da cidade da Grande João Pessoa do Estado da Paraíba, com idade acima dos 18 anos e a estudar no nível médio, graduação ou pós-graduação. Excluímos pessoas que não tinham a idade mínima, assim como pessoas que deixaram os questionários incompletos, bem como estudantes de outros níveis educacionais (2,6%, n = 8). Computamos, assim, respostas de 305 respondentes. As idades situaram-se entre 18 a 56 anos (M = 25,29; DP = 7,32), sendo a maioria do gênero feminino (62,0%), heterossexual (87,5%), solteira (69,0%), com frequência de ensino superior incompleto (62,3%), pouco religiosa (46,4%) e pertencente a classe média baixa (43,1%).

Calculamos a partir dos dados, a análise de potência sensível usando o Webpower ( Zhang & Yuan, 2018), para estimar parâmetros na análise fatorial. O tamanho de nossa amostra ( N = 305), usando os graus de liberdade observados ( gl = 171), e definindo uma qualidade de ajustamento aceitável para os dados (com base em RMSEA = 0,05) permitiu uma potência de 0,99, indicando que o modelo hipotetizado foi suportado pelos graus de liberdade e valor do RMSEA.

 

Instrumentos

Questionário Sociodemográfico

Este questionário continha perguntas referentes aos gênero, idade, estado civil, situação amorosa, orientação sexual, escolaridade, classe social e grau de religiosidade para a caracterização da amostra.

 

Escala de Comportamento Interpessoal (ECI)

A ECI ( Arrindell et al., 2002; Arrindell, Sanderman et al., 1990), validada por Vagos et al. ( 2014) com adolescentes portugueses, é composta por 25 itens e quatro fatores, a saber: assertividade negativa (e.g., recusar um pedido de alguém com autoridade; 7 itens); expressão e gestão de limitações pessoais (e.g., pedir desculpas ao cometer um erro; 6 itens); assertividade de iniciativa (e.g., participar da conversa de um grupo de pessoas; 6 itens); assertividade positiva (e.g., reconhecer um elogio sobre algo que fizeste; 6 itens). A ECI avalia a frequência com que os participantes praticam os comportamentos numa escala de resposta tipo Likert de nunca (1), poucas vezes (2), às vezes (3), muitas vezes (4), a sempre (5). Os fatores são calculados pela soma de todos os itens em cada subescala dividido pelo número de itens, gerando a média dos fatores. O fator geral do ECI é obtido somando todos traços latentes, ou seja, todos os fatores e dividido pelo número de fatores. As pontuações mais altas são indicativas de maior prática dos comportamentos correspondentes.

 

Procedimento

Inicialmente, adaptaram-se alguns itens da versão em português de Portugal para o português do Brasil, a fim de manter o sentido semântico de forma clara para a população-alvo. Contou-se com dois psicólogos que tanto falavam o português do Brasil, como também o de Portugal. Neste sentido, realizamos as adaptações de alguns itens, tendo em conta que existem diferenças culturais e que, por isso não se trata de reproduzir literalmente o item igual ao da versão original (Portugal), mas de manter uma equivalência conceitual ( Borsa et al., 2012). Assim, os itens adaptados foram:

• “13. Manter a tua própria opinião face a outros” para “13. Manter a tua própria opinião em face dos outros”;
• “15. Perguntar a alguém se tu o/a magoaste” para “15. Perguntar a alguém se você o/a magoou ”;
• “19. Falar com alguém que achas que está a tentar evitar” para “19. Falar com alguém que você pensa que está te evitando ”;
• “20. Pedir desculpa quando cometeste um erro” para “20. Pedir desculpa ao cometer um erro” e o
• “21. Apresentares-te a alguém” para “21. Me apresentar a alguém”.

 

Logo após se prosseguiu com a validade semântica em dez estudantes de psicologia do primeiro período. Eles leram em voz alta e afirmaram terem compreendidos os itens, afirmando estarem claros para aplicação. Logo, após esta etapa, iniciou-se a aplicação do instrumento presencialmente com estudantes. Todos os participantes foram convidados por conveniência, sendo os questionários aplicados, tanto em ambientes coletivos nas instituições públicas (e.g., salas de aulas), como individualmente nos domicílios dos participantes. A coleta foi realizada por colaboradores devidamente treinados. Os respondentes foram informados de que a participação na pesquisa era de caráter voluntário, sem receber nenhum retorno financeiro, garantindo o sigilo e a confidencialidade das informações individuais, preservando a identidade dos respondentes, seguindo as recomendações das Resoluções 466/12 e 510/16 do Conselho Nacional de Saúde do Brasil. Ficou esclarecido aos participantes que a pesquisa não envolveria nenhum risco à saúde e integridade biopsíquica, moral e espiritual.

O estudo consistiu num recorte de uma pesquisa vinculada ao programa da dissertação da primeira autora, aprovado pelo comitê de ética sob o número CAEE: 60905716.2.0000.5188.

 

Análise Estatística

Para a efetivação da análise fatorial confirmatória foi utilizado o programa Rstudio (versão 3.5.3). Usamos o pacote Lavaan ( Rosseel, 2012) para execução das análises por meio do estimador Weighted Least Squares Mean-and Variance-adjusted (WLSMV).

Para estimar o modelo mais adequado, utilizamos os indicadores de qualidade do ajustamento do modelo, considerando os valores absolutos e incrementais e parcimonioso ( Anunciação, 2018; Kline, 2015). Assim, avaliamos os seguintes índices de qualidade do ajuste: Chi-square Ratio/Degrees of Freedom ( Χ 2/ gl), que avalia a discrepância do modelo testado em comparação aos dados reais, devendo os valores estar entre zero e três ( Anunciação, 2018). O Root Mean Square Error of Approximation (RMSEA), avalia a discrepância entre o modelo hipotético e a matriz do modelo da população, tendo o valor ideal mais próximo de 0, menores que 0,05 ( Kline, 2015), mas aceitáveis até 0,08 ( Anunciação, 2018). O Goodness of Fit Index (GFI) e o Standardized Root Mean-Square Residual (SRMR), que também são índices absolutos, avaliam a discrepância entre o modelo testado e os dados observados, sendo aceitáveis para o GFI valores maiores que 0,90, e para o SRMR se aceitam índices menores que 0,10 ( Anunciação, 2018; Kline, 2015).

Ainda sobre os índices, o Comparative Fit Index (CFI) e Tucker-Lewis Index (TLI) são índices incrementais, buscando avaliar o quanto o modelo testado é melhor que o modelo nulo, indicando os valores acima de 0,95 ótimo ajustamento e os superiores a 0,90 ajustamento adequado. Valores acima de 0,95 para esses índices indicam serem 95% melhores do que o modelo nulo. A diferença entre os índices absolutos para os incrementais é que no modelo absoluto a diferença é entre os dados hipotéticos e dados reais e nos índices incrementais a diferença se dar puramente baseados em modelos matemáticos, em que se compara os dados hipotéticos com o modelo nulo. Por fim, para avaliar o índice parcimonioso, utilizamos o Expected Cross-Validation Index (ECVI), usado para comparação de modelos, do qual o menor valor corresponde ao mais adequado ( Kline, 2015).

A figura do modelo testado foi feita com o auxílio do pacote SemPlot ( Epskamp & Stuber, 2017). Também se determinou o ómega de McDonald para aferição da consistência da escala. Além disso, através do SPSS versão 21, calculou-se a diferença entre médias e desvios padrão do perfil amostral através do teste t de Student, os tamanhos do efeito d de Cohen, bem como o alfa de Cronbach para aferição da consistência interna dos fatores.

A fim de testar se o modelo teórico era constante para homens e mulheres, foi realizada uma análise de invariância fatorial configural da escala, a partir do sexo dos respondentes, por meio do sofware JASP. Também realizamos a fiabilidade composta (FC > 0,60; Fornell & Larcker, 1981) e a Variância Média Extraída (AVE > 0,50; Fornell & Larcker, 1981) foi calculada ( Analysis INN, 2020).

 

 

Resultados

Foi realizada a análise confirmatória para testagem dos modelos fatoriais. Testou-se o modelo uni-fatorial, tetra-fatorial e o modelo hierárquico. A Tabela 1 apresenta os índices de ajustamento de todos os modelos testados.

 

Tabela 1 Estruturas Fatoriais da Escala de Comportamentos Interpessoal
Modelos	Χ²/ gl	CFI	GFI	TLI	RMSEA ( IC95%)	SRMR	EVCI
Uni-fatorial	2,05	0,89	0,93	0,88	0,05 (0,05–0,06)	0,08	2,18
Tetra-fatorial	1,83	0,92	0,94	0,91	0,05 (0,04–0,06)	0,07	1,99
Hierárquico	1,82	0,92	0,94	0,91	0,05 (0,04–0,06)	0,07	1,97
Nota. CFI = Comparative Fit Index; GFI = Goodness of Fit Index; TLI = Tucker-Lewis Index; RMSEA = Root Mean Square Error of Approximation; SRMR = Standardized Root Mean-Square Residual; ECVI = Expected Cross-Validation Index.

 

Como pode ser observado, o modelo tetra-fatorial apresentou bons índices de ajustamento do modelo. O modelo tetra-fatorial avaliado, mostrou que as correlações entre esses fatores foram > 0,65, indicando uma forte correlação entre eles. Com isso, possibilitou que pudéssemos testar uma nova estrutura fatorial, o modelo hierárquico.

Os loadings foram maiores que 0,30 ( DeVellis, 2017), com exceção de alguns itens (por exemplo, Item 6 “Recusar um pedido de alguém com autoridade”; Item 19 “Falar com alguém que você pensa que está te evitando”, Item 23 “Recusar emprestar uma coisa a um amigo”). Estes itens com cargas igual ou menor que 0,30, no entanto, diminuíram a consistência interna dos fatores, a exemplo do fator assertividade negativa (α = 0,51; Ω = 0,61), que apresentou alfa de Cronbach inferior a 0,60. Com a exclusão desses itens, foi observado que aumentou a consistência interna, comprovando que estes itens não apresentaram com precisão a variável latente, assertividade negativa (α = 0,60; Ω = 0,67). Quanto à expressão e gestão de limitações pessoais (α = 0,65; Ω = 0,74), assertividade iniciativa (α = 0,65; Ω = 0,74) e assertividade positiva (α = 0,76; Ω = 0,85) apresentaram consistência interna estatisticamente satisfatória. O fator geral apresentou (α = 0,83; Ω = 0,85), além de uma fiabilidade composta de 0,90, isto é, apresentou consistência interna estaticamente satisfatória, indicando que o fator de segunda ordem existe e mede com precisão o comportamento interpessoal assertivo em estudantes universitários. A AVE foi de 0,69, considerado estatisticamente satisfatóri a.

 

Figura 1

Estrutura Fatorial Confirmatória da Escala de Comportamentos Interpessoal

 

 

Os valores da média de respostas dos indivíduos em geral foram acima do ponto médio da escala. Logo pode-se observar que o fator de segunda ordem obteve média de 3,17 ( DP = 0,47) acima do ponto médio da escala em comparação que indica que às vezes os participantes praticam aqueles comportamentos assertivos. Em direcionamento aos fatores específicos, a dimensão gestão de limitações pessoais ( M = 3,26; DP = 0,56) apresentou maior média em comparação ao ponto médio da escala, assim como a dimensão assertividade positiva ( M = 3,24; DP = 0,75) e assertividade iniciativa ( M= 3,15; DP = 0,62), por outro lado, a assertividade negativa ( M = 3,05; DP = 0,54) apresentou menor média em comparação ao ponto médio da escala.

De seguida, foi realizado um teste t de Student para amostras independentes, analisando se existiam diferenças entre o gênero feminino e masculino nas dimensões do comportamento interpessoal. Esta diferença foi estatisticamente significativa apenas para o fator assertividade positiva ( t (303) = -2,32; p = 0,02; d = -0,28). O gênero feminino apresentou média superior ( M = 3,31; DP = 0,79) em comparação com o gênero masculino ( M = 3,11; DP = 0,66), sendo pequena a magnitude dessa diferença ( Cohen 1992).

O fator de segunda ordem e as dimensões da assertividade negativa, expressão e gestão de limitações pessoais, assertividade de iniciativa, não apresentaram diferenças estatisticamente significativas quanto às suas práticas na comparação entre o gênero feminino e masculino ( p > 0,05).

Os resultados da análise de invariância da estrutura de quatro fatores da escala da ECI mostraram evidência de invariância configural [ Χ²=722,10; gl = 538; Χ²/ gl = 1,34; CFI = 0,93; RMSEA ( IC95%) = 0,04 (0,03–0,05)].

 

 

Discussão  

O presente trabalho analisou a estrutura fatorial da versão reduzida da Scale for Interpersonal Behavior ( Arrindell et al., 2002; Arrindell, Sanderman et al., 1990), já adaptada e validada para o contexto português (ECI; Vagos et al., 2014). Esta medida trata dos fatores do comportamento assertivo: emocional e comportamental. Embora a versão em português de Portugal seja muito parecida com o português do Brasil, foram feitas algumas modificações em alguns itens, considerando o contexto social e a formação da linguagem para os brasileiros, mas sempre preservando a equivalência dos significados entre as versões. No que tange a amostra da validação que antes era apenas para adolescentes secundaristas ( Arrindell et al., 2002; Arrindell, Sanderman et al., 1990; Vagos et al., 2014), foi alargada a todas os níveis de escolaridade, incluindo o nível médio, superior e pós-graduação.

O teste de modelos com diferentes estruturas fatoriais indicou que o modelo tetra-fatorial e o modelo hierárquico apresentam índices de ajustamento ao modelo muito próximos dos recomendados pela literatura ( Anunciação, 2018; Kline, 2015). Mas a escolha do modelo mais adequado se deu pelo menor χ² bem como menor ECVI. Logo, percebemos que o modelo hierárquico foi o mais adequado por atender aos dois critérios ( Anunciação, 2018; Kline, 2015). Observamos que esse modelo se adequa melhor, tal como o proposto pelos autores da validação portuguesa ( Vagos et al., 2014). Logo, a ECI pode ser entendida como possuindo uma estrutura com um fator de segunda ordem (denominamos de fator geral), abarcando todas as quatro dimensões (assertividade negativa, expressão e gestão de limitações pessoais, assertividade de iniciativa, assertividade positiva). Isto é, para se entender o comportamento assertivo geral, os fatores de primeira ordem servem como mediadores para avaliar as variáveis observadas. Além disso, foi coerente com a hipótese proposta do estudo e com outros autores que também testaram essas estruturas fatoriais para poder escolher o modelo hierárquico como mais adequado para a estrutura dos comportamentos interpessoais ( Arrindell et al., 1988; Vagos et al., 2014).

Os quatro fatores permaneceram com as mesmas definições conceptuais propostas pelos autores desde o seu primeiro desenvolvimento ( Arrindell et al., 1988) até às mais recentes validações ( Arrindell et al., 2002; Vagos et al., 2014). No entanto, os itens que apresentaram cargas iguais e menor que 0,30 foram retirados nesse processo da análise fatorial ( DeVilles, 2017). Isso porque esses itens comprometem indicadores de um modelo estatisticamente satisfatório, ao nível da consistência interna. Com isso, percebemos que alguns fatores apresentaram consistências menores que 0,60, o que para Nunnally e Bernstein ( 1994) significa que podem ser usados, desde que para fins de pesquisa. Esses dados se apresentaram com coeficientes internos baixos em comparação com a validação de Vagos et al. ( 2014) como também da validação mais antiga ( Arrindell et al., 1988). Ainda assim, outros fatores (e.g., assertividade iniciativa e o fator de segunda ordem) apresentaram consistência maior que 0,70, demonstrando que a escala apresentou consistência satisfatória ( DeVilles, 2017), tanto no alfa de Cronbach como no ômega de McDonald ( Revelle & Zinbarg, 2009).

Ao compararmos, além da consistência interna, a diferença entre os gêneros, identificamos que no estudo de Vagos et al. ( 2014) o gênero feminino demonstrou mais expressões de sentimentos positivos frente às situações sociais do que os homens, isto é, houve diferenças na assertividade positiva. No presente estudo, também encontramos diferenças similares ao estudo supracitado, demonstrando que o gênero feminino apresenta média superior na assertividade positiva. Vagos et al. ( 2014) também demonstraram que estudantes do gênero feminino apresentaram maior frequência na expressão e gestão de limitações pessoais do que os homens, isso indica que as estudantes expressam mais limitações e cobranças pessoais do que os homens. Esse estudo ( Vagos et al., 2014) foi coerente com os resultados encontrados por Nota et al. ( 2011), demonstrando que as estudantes da Europa apresentavam mais prática na expressão e gestão de limitações pessoais. Mas em nosso estudo não encontramos diferenças estatisticamente significativas nesse fator. E talvez essa diferença se dê pelo fato da diferença do público alvo, como demonstrado no estudo de Pasquali e Gouveia ( 1990) em que os fatores de assertividade não obtiveram diferenças estatisticamente satisfatórias quanto a diferenças de gênero, bem como no estudo realizado por Bandeira et al. ( 2000) que também não apresentou esses dados diferenciais entre os grupos.

Este estudo, no entanto, é passível de limitações como ter sido aplicado para avaliar apenas as práticas, deixando de se analisar o desconforto que aqueles comportamentos podem gerar ao serem praticados pelos respondentes. Outra limitação é a falta de equiparação quanto aos gêneros e quanto a localidade dos participantes, tornando os resultados não generalizados para todo o Brasil. Uma limitação proposta pelos autores originais e superada em nosso estudo foi a de abranger a aplicação da ECI para estudantes de vários níveis de escolaridade, mas ainda apresentamos a limitação de não abranger para a população geral. Deve-se futuramente analisar a outra versão do comportamento assertivo, além de propor validade convergente com as outras escalas já validadas para o Brasil ( Bandeira et al., 2000; Pasquali & Gouveia, 1990) e validade discriminante (e.g., TIPI, Pimentel et al., 2014). Além disso, outras análises mais refinadas podem ser usadas, a fim de analisar o quanto que cada item pode contribuir para formar o fator, por meio da teoria da resposta ao item com base em parâmetros de dificuldade e discriminação (e.g., Construção de Mapas de Itens , Nakano et al., 2015), associar a ECI com um Implicit Association Test ( Greenwald et al., 1998), ou até mesmo um estudo experimental em que se avalie a pré-intervenção e a pós-intervenção de treinamento da assertividade ( Lopes et al., 2017).

 

Conclusão

Apesar das limitações, a ECI permite avaliar adequadamente a frequência com que os comportamentos interpessoais são praticados na população brasileira, o que o torna um instrumento válido para aplicações em diversos contextos: pesquisas, clínicas, escolas, dentre outros. Além disso, este estudo permitiu comparações transculturais com Portugal ( Vagos et al., 2014) e com outros países da Europa ( Nota et al., 2011). Esperamos que esse instrumento possa ser usado na cultura brasileira, por psicólogos que usam a abordagem cognitivo comportamental como meio de espelhar os comportamentos mais praticados pelos pacientes clínicos. Esperamos também que estudos futuros possam usar a medida em terapias com transtornos específicos, como, por exemplo, tratamento de ansiedade (e.g., Vagos & Pereira, 2018; Vagos & Pereira, 2020) e desempenho escolar ( González-Fragoso et al., 2018).

 

 

 

Conflito de interesses | Conflict of interest: Sem conflito de interesse | none.

Fontes de financiamento | Funding sources: Não se aplica | Non applicable.

Contributos | Contributions: TTP:   conceptualização, metodologia, análises, escrita, revisão e edição. SMT:   revisão e edição. MHVV:   conceptualização. CEP:   edição. TEM:   revisão.

 

 

 

Referências

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