6. Verificação da estrutura fatorial de uma medida de traços de personalidade da busca de sensação em jovens

Nilton Soares Formiga1, Jamila Leime2, Marcos Aguiar De Souza3

Faculdade Mauricio De Nassau – Brasil

Universidade Federal Da Paraíba – Brasil

Universidade Federal Rural Do Rio De Janeiro – Brasil

Introdução

Os estu­dos sobre per­so­na­li­da­de têm se cen­tra­do, geral­men­te, sobre a dinâ­mi­ca e a estru­tu­ra inter­na no indi­ví­duo, bem como, sobre a capa­ci­da­de que este cons­tru­to pos­sui quan­to à pre­dição do com­por­ta­men­to humano, espe­cial­men­te, em relação às dis­po­sições e capa­ci­da­des indi­vi­duais do sujei­to. Uma das gran­des difi­cul­da­des nas pes­qui­sas sobre a per­so­na­li­da­de diz res­pei­to à apreen­são e ao estu­do da indi­vi­dua­li­da­de huma­na, pois, se bus­cou por um lon­go tem­po ava­liar a pes­soa como um todo em seu con­tex­to, gene­ra­li­zan­do, tan­to em teo­ria quan­to em meto­do­lo­gia, duas gran­des pers­pec­ti­vas: a con­ce­pção da influên­cia ambien­tal no com­por­ta­men­to e a teo­ria dos traços (Ávi­la, Rodrí­guez e Herre­ro, 1997; Lie­bert e Spie­gler, 1994; McA­dams, 1996; Sara­son, Smith e Die­ner, 1975; Trzop, 2000).

De for­ma geral, os traços de per­so­na­li­da­de podem ser con­si­de­ra­dos como uma cate­go­ria capaz de des­cre­ver a orga­ni­zação com­por­ta­men­tal dos indi­ví­duos que, além de poder con­ter um rea­lis­mo heu­rís­ti­co e ser orga­ni­za­do neu­ro­psi­qui­ca­men­te, tam­bém, deve-se con­si­de­rar a influên­cia do fator eco­ló­gi­co, social e situa­cio­nal como pro­mo­tor da expli­cação do com­por­ta­men­to e as dife­re­nças indi­vi­duais das pes­soas ali­ce­rçan­do uma psi­co­lo­gia nes­te cam­po de estu­do (All­port, 1973; Brody, 1972; Clo­nin­ger, 1999; End­ler e Mag­nus­son, 1976).

Des­ta manei­ra, os traços podem sur­gir do sen­so comum, poden­do ser um sim­ples nome ou se apre­sen­tar ape­nas como hábi­tos ou um com­por­ta­men­to qual­quer, etc. Ape­sar da con­tra­dição exis­ten­te nes­sa abor­da­gem, pois, sua esta­bi­li­da­de é con­si­de­ra­da por alguns como fixa e imu­tá­vel ao lon­go da vida, ou pode­rá sofrer uni­for­mi­da­de e pre­de­ter­mi­nar o cur­so do des­en­vol­vi­men­to a par­tir da ida­de, ou ain­da, con­ce­bê-lo como resul­tan­te das inúme­ras evo­luções e influên­cias oco­rri­das no indi­ví­duo. Assim, os traços de per­so­na­li­da­de são carac­te­rís­ti­cas indi­vi­duais con­sis­ten­tes do com­por­ta­men­to exibi­do pelo indi­ví­duo em diver­sas situações, nor­mal­men­te, con­ce­bi­do como dis­po­sições.

Segun­do Pau­no­nen (1998), a pers­pec­ti­va dos traços per­mi­te a cons­trução de um mode­lo de per­so­na­li­da­de, o qual, por sua vez, é orga­ni­za­do, hie­rar­qui­ca­men­te, par­tin­do do nível mais bai­xo da hie­rar­quia, atri­buin­do vários com­por­ta­men­tos espe­cí­fi­cos e defi­nin­do um padrão comum da res­pos­ta do indi­ví­duo, capaz de apre­sen­tar um mode­lo carac­te­rís­ti­co de com­por­ta­men­to. Des­ta for­ma, as res­pos­tas habi­tuais dos indi­ví­duos pas­sam a se com­bi­nar entre si for­man­do os traços, estes, por sua vez, for­mam um fator ou dimen­são da per­so­na­li­da­de, tor­nan­do salien­te a per­so­na­li­da­de huma­na e as cau­sas com­por­ta­men­tais a par­tir deles.

A ten­ta­ti­va de unir tais pro­ce­di­men­tos ava­lia­ti­vos sobre per­so­na­li­da­de, ape­sar das con­tra­dições exis­ten­tes, pode-se extra­ir des­crições das dife­re­nças indi­vi­duais tan­to na dimen­são nomo­té­ti­ca e extra­ir uma maior rique­za para a ideo­grá­fi­ca atra­vés da narra­ti­va e codi­fi­cação dos dados que esta dimen­são ofe­re­ce. O impor­tan­te está no que diz res­pei­to ao auto­con­cei­to do indi­ví­duo, pois é a par­tir da cons­cien­ti­zação das carac­te­rís­ti­cas ou per­fil que este apre­sen­te que sua res­pos­ta será pre­ci­sa e capaz de ser men­su­ra­do, o que segun­do, pode­rá tor­nar o com­por­ta­men­to mais cons­cien­cio­so e, de cer­to modo, cap­tu­rar uma das carac­te­rís­ti­cas mais fiéis por par­te dos obser­va­do­res dire­tos, isto é, iden­ti­fi­car o traço per­so­na­lis­ti­co em deter­mi­na­do sujei­to.

A teo­ria dos traços já havia sido tra­balha­da com All­port (1973), o qual con­si­de­ra­va a natu­re­za huma­na com­pos­ta de estru­tu­ras capaz de apre­sen­tar rela­ti­va esta­bi­li­da­de, varian­do ape­nas na sua situação, assim, a per­so­na­li­da­de era com­pos­ta de inúme­ros hábi­tos espe­cí­fi­cos, apre­sen­tan­do uma equi­va­lên­cia de res­pos­tas na orga­ni­zação e semelha­nças fun­cio­nais na bus­ca de seus com­po­nen­tes bási­cos. É então, a par­tir des­sa con­ce­pção, que este autor ela­bo­ra a teo­ria sobre os traços, ape­sar de ambí­gua, con­si­de­ran­do que o ser humano faz com­pa­rações a par­tir da sua obser­vação da socie­da­de, veri­fi­can­do as carac­te­rís­ti­cas mais comuns entre os sujei­tos de uma deter­mi­na­da popu­lação.

De acor­do com Hutz, Nunes, Sil­vei­ra, Serra, Anton e Wiec­zo­rek (1998), além de All­port, tam­bém, Guil­ford, Com­rey, Cat­tell e Eysenck con­tri­buí­ram para a pers­pec­ti­va dos traços, espe­cial­men­te, as dos mul­ti­traços, bem como,Tupes e Cri­tal. Estes últi­mos auto­res são con­si­de­ra­dos uns dos pri­mei­ros pes­qui­sa­do­res a abor­da­rem a pers­pec­ti­va dos traços e con­se­cu­ti­va­men­te, dos cin­co gran­des fato­res, porém tal estu­do per­ma­ne­ceu des­conhe­ci­do numa revis­ta da força aérea. Tan­to esses auto­res quan­to a pers­pec­ti­va dos traços, ganha­ram des­ta­que nos estu­dos de Cat­tell e Eysenck, refe­rin­do-se, não somen­te, a estru­tu­ra psí­qui­ca que guia o indi­ví­duo, con­sis­ten­te­men­te, à con­du­ta indi­vi­dual, mas tam­bém, às expli­cações a res­pei­to das dife­re­nças entre as pes­soas e suas res­pos­tas dian­te de um mes­mo estí­mu­lo. Des­ta for­ma, pas­san­do a con­si­de­rar não somen­te os traços como uni­ver­sais, mas tam­bém os idios­sin­crá­ti­cos (Díaz, 1998).

A par­tir des­ses pes­qui­sa­do­res, espe­cial­men­te Cat­tel e Eysenck, têm se evi­den­cia­do a exis­tên­cia, quan­to à ava­liação da per­so­na­li­da­de, com os cin­co gran­des fato­res. A ava­liação, se atra­vés de auto-rela­to ou esca­las vali­da­das, pode­rá criar uma taxo­no­mia bási­ca capaz de des­cre­ver os traços da per­so­na­li­da­de huma­na corres­pon­den­do a esse mode­lo que pare­cem asse­gu­rar o conhe­ci­men­to de que as pes­soas têm sobre si quan­to estão res­pon­den­do o ques­tio­ná­rio e de que o uso de alguns traços faz par­te do voca­bu­lá­rio das pes­soas no seu coti­diano (Noller, Law e Com­rey, 1987; Pea­body, 1987).

Assim, o cons­tru­to dos traços de per­so­na­li­da­de, não diz res­pei­to às ques­tões pato­ló­gi­cas, mas, à día­de genética/meio ambien­te, a qual impli­ca­ria em sen­te­nças repre­sen­ta­ti­vas dos traços, poden­do ser defi­ni­do como carac­te­rís­ti­cas indi­vi­duais con­sis­ten­tes do com­por­ta­men­to exibi­do pelo indi­ví­duo em diver­sas situações, nor­mal­men­te, con­ce­bi­do como dis­po­sições (Cos­ta e McCrae, 1992; John, Donahue e Kentle, 1991). Essa pers­pec­ti­va indi­vi­dual, atri­buí­da às dimen­sões per­so­na­lís­ti­cas e a expli­cação do com­por­ta­men­to juve­nil, pre­ten­de enten­der a relação entre per­so­na­li­da­de e as variações de com­por­ta­men­tais, toman­do como base, a bus­ca de novas expe­riên­cias e emoções entre os jovens (Mus­sen, Con­ger, Kagan e Hus­ton, 1990).

A bus­ca de novas expe­riên­cias e emoções pode ter seu ali­cer­ce de com­preen­são, a par­tir da con­ce­pção de alguns pro­fis­sio­nais e lei­gos, quan­to ao com­por­ta­men­to do jovem seria algo que per­mea­ria uma neces­si­da­de de expan­são do seu mun­do psí­qui­co e social, para o qual eles se colo­cam dis­po­ní­veis e de pron­ti­dão aos con­vi­tes pes­soais ou sociais para viver suas des­co­ber­tas inter­pes­soais e de mani­fes­tação espon­tâ­nea des­preo­cu­pa­dos do pos­sí­vel ris­co que pode­riam correr. Sen­do assim, con­ce­be-se tal orga­ni­zação da con­du­ta juve­nil pode ser carac­te­ri­za­da como a bus­ca de sen­sações (Arnett, 1994; Michel, Mou­ren-Siméo­ni, Perez-Diaz, Fallis­sard, Car­ton e Jou­vent, 1999; Omar e Uri­be, 1998; Zuc­ker­man, 1971).

Este cons­tru­to bus­ca de sen­sações, con­si­de­ra­do como um traço per­so­na­lís­ti­co, teve seus estu­dos ini­cia­dos por Zuc­ker­man (1971); Zuc­ker­man, Eysenck e Eysenck (1978

) refe­rin­do-se à neces­si­da­de de viver expe­riên­cias com­ple­xas e de novi­da­des ape­nas pelo desejo de afron­tar ris­cos físi­cos e sociais e satis­fa­zer suas neces­si­da­des pes­soais. Porém, Arnett (1994) a par­tir da pers­pec­ti­va de Zuc­ker­man, bem como, fazen­do refe­rên­cia a alguns limi­tes tan­to na con­ce­pção do cons­tru­to quan­to em sua ins­tru­men­ta­li­zação e seleção dos itens, pro­pôs um mode­lo alter­na­ti­vo, defen­den­do que a bus­ca de sen­sação varia em inten­si­da­de e novi­da­de, não ape­nas em ter­mos de com­ple­xi­da­de das expe­riên­cias como con­ce­bia Zuc­ker­man. Esse traço de per­so­na­li­da­de deve ser enfa­ti­za­do sobre o pro­ces­so de socia­li­zação o qual seria capaz de modi­fi­car pre­dis­po­sições bio­ló­gi­cas ao invés dos fato­res idios­sin­crá­ti­cos (Omar e Uri­be, 1998).

Par­tin­do da pers­pec­ti­va dos traços de per­so­na­li­da­de, os quais, como já men­cio­na­do, refe­rem-se à día­de genética/meio ambien­te impli­ca­ria no enfo­que de que as carac­te­rís­ti­cas indi­vi­duais con­sis­ten­tes do com­por­ta­men­to, exibi­do pelo indi­ví­duo em diver­sas situações, nor­mal­men­te, são con­ce­bi­das como dis­po­sições (Cos­ta e McCrae, 1992; John, Donahue e Kentle, 1991; Sau­dino e Plo­min, 1996). A par­tir des­sas dis­po­sições, seriam gera­das taxo­no­mias que per­mi­tam ao sujei­to expres­sar atra­vés das con­du­tas, for­mas espe­cí­fi­cas para si e para os outros quan­do em inter­ação social (For­mi­ga, Yepes e Alves, 2005), situação em que na maio­ria das vezes aten­de-se a deseja­bi­li­da­de social, pro­cu­ran­do pare­cer melhor para os outros, des­cre­ven­do-se como gos­ta­ria que fos­se des­cri­to por quem o obser­va, jus­ta­men­te por­que essa auto-ima­gem exi­gi­da se deve a uma co-depen­dên­cia dos “papéis” sociais repre­sen­ta­dos por cada um de nós (Quei­ro­ga, For­mi­ga, Jesus, Gou­veia e Andra­de, 2001).

His­to­ri­ca­men­te, a per­so­na­li­da­de tem sido explo­ra­da como um cons­tru­to capaz de expli­car as dife­re­nças indi­vi­duais, pro­por­cio­nan­do um mar­co teó­ri­co impor­tan­te nos estu­dos a res­pei­to das idios­sin­cra­sias do indi­ví­duo e a esta­bi­li­da­de da con­du­ta huma­na (Ávi­la, Rodrí­guez e Herre­ro, 1997; Bar­ba­ra­ne­lli e Capra­ra, 1996), bem como, da pos­si­bi­li­da­de de que, a par­tir das carac­te­rís­ti­cas indi­vi­duais, ava­lia­das cien­ti­fi­ca­men­te ou em ter­mos das cre­nças popu­la­res, seja pos­sí­vel em situações e momen­tos varia­dos pre­di­zer reações ou dis­po­sições futu­ras das pes­soas (Gaz­za­ni­ga e Heather­ton, 2005; Pau­no­nen, 1998; Pea­body, 1987; Trzop, 2000). O conhe­ci­men­to da per­so­na­li­da­de, não somen­te pode­ria con­tri­buir na orga­ni­zação das relações inter­pes­soais, como tam­bém, apon­tar em direção de um fator de pro­teção des­sas relações (McA­dams, 1992), prin­ci­pal­men­te, aque­las ten­den­cio­sas ao ris­co social e indi­vi­dual.

Des­ta manei­ra, con­ce­ben­do que o jovem tem uma neces­si­da­de laten­te em expan­dir seu mun­do ideal e “real” atra­vés do com­por­ta­men­to de rei­vin­di­cação e ins­tru­men­ta­li­da­de, estan­do este, dis­pos­to a con­vi­tes pes­soais ou sociais para viver novas des­co­ber­tas e sen­ti-las inten­sa­men­te, é que, For­mi­ga, Aguiar e Omar (2008) par­ti­ram des­sa pers­pec­ti­va teó­ri­ca, concebendo‑a como bus­ca de sen­sações. Dife­ren­te do que con­ce­bia por Zuc­ker­man (1971); Zuc­ker­man, Eysenck e Eysenck, (1978

), bem como, outros auto­res, espe­ci­fi­ca­men­te, já des­ta­ca­dos no pará­gra­fo ante­rior em relação ao cons­tru­to bus­ca de sen­sação (por exem­plo, uma neces­si­da­de de viver expe­riên­cias com­ple­xas e de novi­da­des, ape­nas pelo desejo de afron­tar ris­cos físi­cos e sociais, com o intui­to de satis­fa­zer suas neces­si­da­des pes­soais), a bus­ca de sen­sação visa o grau com que os sujei­tos empre­gam ener­gia para sen­tir a ‘flor da pele’ uma expe­riên­cia de novi­da­de e inten­si­da­de.

No Bra­sil estu­dos rela­cio­na­do a adap­tação e vali­dação da esca­la de Arnett (1994) ain­da é excas­so, con­dição essa, que moti­vou a rea­li­zação de tal estu­do. Des­ta for­ma, toman­do como base o estu­do de Arnett (1994) e, prin­ci­pal­men­te, o de Omar e Uri­be (1998) com argen­ti­nos, optou-se em tes­tar a estru­tu­ra fato­rial da bus­ca de sen­sação, seguin­do não somen­te a direção teó­ri­ca des­en­vol­vi­da por esses auto­res, bem como, fato­ria­li­zação veri­fi­ca­da pelos mes­mos. Des­ta for­ma, pre­ten­de-se, a par­tir de uma aná­li­se de mode­la­gem de equação estru­tu­ral, tes­tar a orga­ni­zação item-fator pro­pos­ta pelos auto­res que des­en­vol­ve­ram tal esca­la.

Um estu­do nes­sa direção empí­ri­ca, a qual tem sido comum na área das ciên­cias huma­nas e social – espe­ci­fi­ca­men­te, na Psi­co­lo­gia (Mac­Ca­llum e Aus­tin, 2000; Pita­li e Laros, 2007) – par­tin­do dos pres­su­pos­tos teó­ri­cos e meto­do­ló­gi­cos, con­tri­bui, a par­tir da aná­li­se e mode­la­gem de equação estru­tu­ral no pro­gra­ma AMOS 16.0, em direção de uma com­pro­vação teó­ri­ca da hipó­te­se a que se pre­ten­de ava­liar garan­tin­do uma robus­tez expli­ca­ti­va entre as variá­veis, bem como, apon­tar em direção da dinâ­mi­ca mul­ti­va­ria­da entre elas.

Espe­ci­fi­ca­men­te, a téc­ni­ca da aná­li­se da Mode­la­gem de Equação Estru­tu­ral (MEE) tem a cla­ra van­ta­gem de levar em con­ta a teo­ria para defi­nir os itens per­ten­cen­tes a cada fator, bem como, apre­sen­tar indi­ca­do­res de bon­da­de de ajus­te que per­mi­tam deci­dir obje­ti­va­men­te sobre a vali­da­de de cons­tru­to da medi­da ana­li­sa­da e sua direção asso­cia­ti­va entre as inúme­ras variá­veis. Des­ta for­ma, dois resul­ta­dos prin­ci­pais podem ser espe­ra­dos ao tra­balhar com essa aná­li­se: 1- esti­ma­ti­va da mag­ni­tu­de dos efei­tos esta­be­le­ci­da entre variá­veis, as quais estão con­di­cio­na­das ao fato de o mode­lo espe­ci­fi­ca­do (isto é, o dia­gra­ma) estar corre­to, e 2 – tes­tar se o mode­lo é con­sis­ten­te com os dados obser­va­dos, a par­tir dos indi­ca­do­res esta­tís­ti­cos, poden­do dizer que resul­ta­do, mode­lo e dados são plau­sí­veis, embo­ra não se pos­sa afir­mar que este é corre­to (Farias e San­tos, 2000). Aten­de-se assim, não a cer­te­za total do mode­lo, mas, a sua pro­ba­bi­li­da­de sis­te­má­ti­ca na relação entre as variá­veis.

Um dos prin­ci­pais obje­ti­vos das téc­ni­cas mul­ti­va­ria­das – nes­te caso, con­si­de­ra-se a mode­la­gem de equação estru­tu­ral – é expan­dir a habi­li­da­de explo­ra­tó­ria do pes­qui­sa­dor e a efi­ciên­cia esta­tís­ti­ca e teó­ri­ca no momen­to em que se quer pro­var a hipó­te­se levan­ta­da no estu­do. Ape­sar das téc­ni­cas esta­tís­ti­cas tra­di­cio­nais com­par­tilha­rem de limi­tações, nas quais, é pos­sí­vel exa­mi­nar somen­te uma relação entre as variá­veis, é de suma impor­tân­cia para o pes­qui­sa­dor o fato de ter relações simul­tâ­neas; afi­nal, em alguns mode­los exis­tem variá­veis que são inde­pen­den­tes em algu­mas relações e, depen­den­tes em outras. A fim de suprir esta neces­si­da­de, a Mode­la­gem de Equação Estru­tu­ral exa­mi­na uma série de relações de depen­dên­cia simul­tâ­neas, esse méto­do é par­ti­cu­lar­men­te útil quan­do uma variá­vel depen­den­te se tor­na inde­pen­den­te em relações sub­se­qüen­tes de depen­dên­cia (Sil­va, 2006; Hair, Ander­son, Tatham e Black, 2005)

De acor­do com Farias e San­tos (2000), Hair, Ander­son, Tatham e Black (2005) e Zamo­ra e Lemus (2008) ao con­si­de­rar a mode­la­gem estru­tu­ral do mode­lo – isto é, a aná­li­se de caminhos (path analy­sis) – rela­cio­na-se as medi­das de cada variá­vel con­cei­tual como con­fiá­veis, acre­di­tan­do que não exis­te erro de medi­da (men­su­ração) ou de espe­ci­fi­cação (ope­ra­cio­na­li­zação) das variá­veis; cada medi­da é vis­ta como exata mani­fes­tação da variá­vel teó­ri­ca. Assim con­si­de­ra­do, des­enha-se o mode­lo teó­ri­co que se pre­ten­de toman­do a par­tir ela­bo­ração hipo­té­ti­ca entre as variá­veis inde­pen­den­te e depen­den­te, isto é, entre as variá­veis laten­tes e variá­veis obser­vá­veis, por exem­plo: no des­enho des­se mode­lo – ela­bo­ração da ligação entre as figu­ras carac­te­ri­zan­do as variá­veis estu­da­das – um retân­gu­lo é con­si­de­ra­do como variá­vel obser­va­da medi­da pelo pes­qui­sa­dor; uma elip­se é con­si­de­ra­da variá­vel laten­te, isto é, cons­tru­to hipo­té­ti­co não obser­va­do; uma seta com uma pon­ta indi­ca o caminho ou a relação cau­sal entre duas variá­veis; uma seta com duas pon­tas repre­sen­ta a cova­riân­cia, isto é, que estas variá­veis se asso­ciam entre si; por fim, uma bolinha pre­en­chi­da com um núme­ro e letra refe­rem-se a um erro de medi­da. A par­tir do momen­to em que se ela­bo­ra a hipó­te­se, iden­ti­fi­ca cada uma des­sas figu­ras asso­cian­do as variá­veis que se quer pro­var a múl­ti­pla influên­cia.

Para que os resul­ta­dos sejam obti­dos faz-se neces­sá­rio con­si­de­rar índi­ces de ajus­te (esco­res co-varian­tes) – os quais des­ta­ca­dos na meto­do­lo­gia do pre­sen­te estu­do, na ses­são do pro­ce­di­men­to – os quais enfa­ti­zam a teo­ria a que se pro­põem e sua expli­cação, simul­tâ­nea, entre as variá­veis inde­pen­den­tes e depen­den­tes, além de garan­tir uma melhor ava­liação asso­cia­ti­va entre as variá­veis a que se pre­ten­de corro­bo­rar no mode­lo. A gran­de impor­tân­cia no uso dos estu­dos de mode­la­gem é tan­to em relação à segu­ra­nça dos resul­ta­dos mul­ti­va­ria­dos, quan­to, par­tin­do de um estu­do ante­rior ou de uma pers­pec­ti­va teó­ri­ca – ou até, de ambas. Sen­do assim, espe­ra-se encon­trar, de for­ma mais robus­ta, uma estru­tu­ral fato­rial que se asse­melhe a que pro­pôs Arnett (1994) e à obser­va­da por Omar e Uri­be (1998).

Método

Amos­tra

Duas amos­tras fize­ram par­te do estu­do: uma com 235 jovens da cida­de de João Pes­soa-PB e outra amos­tra com 284 jovens da cida­de de Pal­mas-TO, Todas as amos­tras foram dis­tri­buí­das igual­men­te no nível esco­lar fun­da­men­tal e médio da rede par­ti­cu­lar e públi­ca de edu­cação das cida­des em que foram apli­ca­dos os ins­tru­men­tos. Os res­pon­den­tes foram do sexo mas­cu­lino e do sexo femi­nino com ida­des de 14 e 20 anos e com uma ren­da eco­nô­mi­ca média, apro­xi­ma­da­men­te, de 1.540,00 Reais nas amos­tras das cida­des. Essa amos­tra foi não pro­ba­bi­lís­ti­ca, pois o pro­pó­si­to era garan­tir a vali­da­de inter­na dos resul­ta­dos da pes­qui­sa. 

Ins­tru­men­to

Os par­ti­ci­pan­tes res­pon­de­ram um ques­tio­ná­rio com­pos­to das seguin­tes medi­das:

Inven­tá­rio de Bus­ca de sen­sação. Este ins­tru­men­to, cons­truí­do por Arnett (1994; Omar e Uri­be, 1998) tra­ta-se de uma esca­la com­pos­ta por vin­te itens, os quais ori­gi­nam duas sub-esca­las refe­ren­tes à bus­ca inten­si­da­de e novi­da­de na esti­mu­lação dos sen­ti­dos, cada uma com dez itens cada uma. Para res­pon­dê-la a pes­soa uti­li­za­va uma esca­la de res­pos­ta tipo Likert com qua­tro pon­tos (1 = não me des­cre­ve em nada; 2 = des­cre­ve-me em algu­ma medi­da; 3 = des­cre­ve-me bem e 4 = des­cre­ve-me total­men­te) deven­do indi­car nela com um X ou cir­cu­lan­do o núme­ro que indi­cas­se o quan­to cada um dos itens des­cre­ve sua con­du­ta habi­tual. Omar e Uri­be (1998) com­pro­va­ram a exis­tên­cia des­ses dois fato­res em uma amos­tra argen­ti­na.

Carac­te­ri­zação sócio-demo­grá­fi­ca. Foram ela­bo­ra­das per­gun­tas que con­tri­buí­ram para carac­te­ri­zar os par­ti­ci­pan­tes des­te estu­do (por exem­plo, sexo, ida­de, clas­se sócio-eco­nô­mi­ca), bem como, rea­li­zar um con­tro­le esta­tís­ti­co de algum atri­bu­to que pos­sa inter­fe­rir dire­ta­men­te nos seus resul­ta­dos.

Pro­ce­di­men­to

Pro­cu­rou-se defi­nir um pro­ce­di­men­to padrão que con­sis­tia em apli­car os ins­tru­men­tos cole­ti­va­men­te em sala de aula, em esco­las da rede publi­ca e par­ti­cu­lar das cida­des de João pes­soa – PB e de Pal­mas – TO. Cola­bo­ra­do­res com expe­riên­cia meto­do­ló­gi­ca e éti­ca fica­ram res­pon­sá­veis pela cole­ta dos dados. Após con­se­guir a auto­ri­zação tan­to da dire­to­ria da esco­la quan­to dos pro­fes­so­res res­pon­sá­veis pela dis­ci­pli­na no momen­to da apli­cação do ins­tru­men­to, os apli­ca­do­res se apre­sen­ta­vam em sala de aula como inter­es­sa­dos em conhe­cer as opi­niões e os com­por­ta­men­tos das pes­soas sobre o coti­diano, soli­ci­tou-se a cola­bo­ração volun­tá­ria dos estu­dan­tes no sen­ti­do de res­pon­de­rem um ques­tio­ná­rio bre­ve.

Para isso, foi-lhes dito que não havia res­pos­ta cer­ta ou erra­da e que, mes­mo neces­si­tan­do de uma res­pos­ta indi­vi­dual, estes não deve­riam sen­tir-se obri­ga­dos em res­pon­der o ins­tru­men­to poden­do desis­tir a qual momen­to, seja quan­to tives­se o ins­tru­men­to em suas mãos ou ao ini­ciar sua lei­tu­ra, ou outra even­tual con­dição. Em qual­quer um des­ses even­tos, não have­ria pro­ble­ma de sua desis­tên­cia, ape­nas bas­ta­va con­ta­tar as pes­soas res­pon­sá­veis pela apli­cação do ins­tru­men­to na sala de aula.

A todos era asse­gu­ra­do o ano­ni­ma­to das suas res­pos­tas, enfa­ti­zan­do que elas seriam tra­ta­das, esta­tis­ti­ca­men­te, em seu con­jun­to de res­pos­tas; ape­sar do ques­tio­ná­rio ser auto-apli­cá­vel, con­tan­do com as ins­truções neces­sá­rias para que pos­sam ser res­pon­di­dos, os cola­bo­ra­do­res esti­ve­ram pre­sen­tes duran­te toda a apli­cação para reti­rar even­tuais dúvi­das ou rea­li­zar escla­re­ci­men­tos que se fizes­sem indis­pen­sá­veis, não inter­fe­rin­do na lógi­ca e com­preen­são das res­pos­tas dos res­pon­den­tes. Um tem­po médio de 30 minu­tos foram sufi­cien­tes para con­cluir essa ati­vi­da­de.

No que se refe­re à aná­li­se dos dados des­ta pes­qui­sa, uti­li­zou-se a ver­são 15.0 do paco­te esta­tís­ti­co SPSS para Win­dows. Foram compu­tadas esta­tís­ti­cas des­cri­ti­vas (ten­dên­cia cen­tral e dis­per­são). No AMOS16.0, foram compu­tados e ava­lia­dos os indi­ca­do­res esta­tís­ti­cos para o Mode­lo de Equações Estru­tu­rais (SEM) con­si­de­ra­do, segun­do uma bon­da­de de ajus­te sub­je­ti­va, os seguin­tes indi­ca­do­res: c2/gl (grau de liber­da­de), que admi­te como ade­qua­dos, índi­ces entre 2 e 3, acei­tan­do-se até 5; Raiz Qua­dra­da Média Resi­dual – RMR, indi­ca o ajus­ta­men­to do mode­lo teó­ri­co aos dados, na medi­da em que a dife­re­nça entre os dois se apro­xi­ma de zero (0); índi­ces de qua­li­da­de de ajus­te, dados pelos GFI/AGFI, que medem a varia­bi­li­da­de expli­ca­da pelo mode­lo, e com índi­ces acei­tá­veis a par­tir de 0,80; NFI, varia de zero a um e pode ser con­si­de­ra­do acei­tá­vel para valo­res supe­rio­res a 0,90. Carac­te­ri­za-se por ser uma medi­da de com­pa­ração entre o mode­lo pro­pos­to e o mode­lo nulo, repre­sen­tan­do um ajus­te incre­men­tal; CFI, que com­pa­ra de for­ma geral o mode­lo esti­ma­do e o mode­lo nulo, con­si­de­ran­do valo­res mais pró­xi­mos de um (1) como indi­ca­do­res de ajus­ta­men­to satis­fa­tó­rio; Expec­ted Cross-Vali­da­tion Index (ECVI) e o Con­sis­tent Akai­ke Infor­ma­tion Cri­te­rion (CAIC) são indi­ca­do­res geral­men­te empre­ga­dos para ava­liar a ade­quação de um mode­lo deter­mi­na­do em relação a outro. Valo­res bai­xos do ECVI e CAIC expres­sam o mode­lo com melhor ajus­te e o RMSEA refe­re-se ao erro médio apro­xi­ma­do da raiz qua­drá­ti­ca, deve apre­sen­tar inter­va­lo de con­fia­nça como ideal situa­do entre 0,05 e 0,08 (Bilich, Sil­va e Ramos, 2006; Hair, Tatham, Ander­son e Black, 2005; Jores­kög e Sör­bom, 1989).

Resultados e discussao

Con­si­de­ran­do a aná­li­se rea­li­za­da por Omar e Uri­be (1998), os quais, iden­ti­fi­ca­ram duas dimen­sões para o inven­tá­rio da bus­ca de sen­sação: a pri­mei­ra dimen­são, bus­ca de sen­sação a novi­da­de (refe­re-se à expe­riên­cia do sujei­to em pro­cu­rar em coi­sas novas ou que assu­ma a ori­gi­na­li­da­de des­sa pro­cu­rar como esti­mu­lo para os seus sen­ti­dos) apre­sen­tou um alfa de Cron­bach de 0,66 e a segun­da dimen­são, bus­ca de sen­sação a inten­si­da­de (refe­re-se a ten­são, força ou grau ele­va­do na expe­riên­cia que o sujei­to empre­ga como esti­mu­lo para os sen­ti­dos) obte­ve um alfa de 0,50 para a amos­tra argen­ti­na. Com base no estu­do des­ses auto­res, pro­cu­rou-se nes­te tra­balho ava­liar com maior rigor e cri­té­rio psi­co­mé­tri­co tal inven­tá­rio em duas amos­tras de dife­ren­tes esta­dos bra­si­lei­ros (João Pes­soa-PB e Pal­mas-TO).

Para isso, empre­gou-se o paco­te esta­tís­ti­co AMOS 16.0 rea­li­zan­do uma aná­li­se fato­rial con­fir­ma­tó­ria hipo­te­ti­zan­do o mode­lo bifa­to­rial encon­tra­do por Omar e Uri­be (1998) no con­tex­to argen­tino e pro­pos­to por Arnett (1994) com­pa­ran­do a um mode­lo para a sua estru­tu­ra fato­rial. Pro­cu­rou-se tes­tar uma estru­tu­ra fato­rial do inven­tá­rio da bus­ca de sen­sação con­si­de­ran­do os seguin­tes mode­los: a) Mode­lo 1: uni­fa­to­rial, em que todos os itens da bus­ca de sen­sação apre­sen­tam satu­ração em um úni­co fator e b) Mode­lo 2: nes­te optou-se em ava­liar a estru­tu­ra com dois fato­res, a qual é pro­pos­ta teó­ri­ca e empi­ri­ca­men­te. Optou-se por dei­xar livre as cova­riân­cias (phi, φ) entre os fato­res; os indi­ca­do­res de qua­li­da­de de ajus­te de cada mode­lo se mos­tra­ram pró­xi­mas as reco­men­dações apre­sen­ta­das na lite­ra­tu­ra (Byr­ne, 1989; Van De Vij­ver e Leung, 1997).

De acor­do com os resul­ta­dos obti­dos nes­tas aná­li­ses, obser­va­dos na tabe­la 1, é pos­sí­vel des­ta­car que o melhor mode­lo para o inven­tá­rio da bus­ca de sen­sação para a amos­tra da cida­de de João Pes­soa-PB, foi o mode­lo bifa­to­rial, apre­sen­tan­do, espe­ci­fi­ca­men­te, os seguin­tes indi­ca­do­res de qua­li­da­de de ajus­te: χ2/gl = 2.90; GFI = 00.97 AGFI = 0.95, RMR = 0,05, NFI = 0.99, CFI = 0.98, RMSEA (90% IC) = 0,01 (0,00–0,02), CAIC = 501,69 e ECVI = 1,09.

Tabela 1: Comparação entre os modelos teóricos da estrutura fatorial da escala das atividades de hábitos de lazer em jovens em diferentes Estados brasileiros.       

Mode­los	X²/gl	RMR	GFI	AGFI	NFI	CFI	RMSEA (inter­va­lo)	CAIC	ECVI
Amos­tra 1 (Jovens de João Pes­soa-PB)
Uni­fa­to­rial	4,18	0,08	0,92	0,90	0,87	0,89	0,03 (0,00–0,04)	—	—
Bifa­to­rial*	2,90	0,05	0,97	0,95	0.99	0.98	0,01 (0,00–0,02)	501,69	1,09 (1,05–1,22)
Amos­tra 2 (Jovens de Pal­mas-TO)
Uni­fa­to­rial	3,91	0,06	0,91	0,87	0,84	0,87	0,06 (0,04–0,07)	—	—(1,28–1,52)
Bifa­to­rial*	2,19	0,04	0,96	0,94	1,00	0.99	0,00 (0,00–0,02)	678,38	1,00 (1,00–1,10)

Notas: * p > 0,05

Como é pos­sí­vel obser­var na figu­ra 1, rela­cio­na­do a amos­tra de João Pes­soa-PB, que todas as satu­rações (Lamb­das, λ) estão den­tro do inter­va­lo espe­ra­do |0 – 1|, deno­tan­do não haver pro­ble­mas de esti­mação. Além dis­so, todas são esta­tis­ti­ca­men­te dife­ren­tes de zero (t > 1,96, p < 0,05), corro­bo­ran­do a exis­tên­cia dos dois fato­res do inven­ta­rio da bus­ca de sen­sação.

Figura 1: Estrutura Fatorial do Inventário de Busca de Sensação para amostra de João Pessoa-PB.

Ain­da na tabe­la 1, para a amos­tra da cida­de de Pal­mas-TO, é pos­sí­vel obser­var, tam­bém, que o mode­lo bifa­to­rial apre­sen­tou indi­ca­do­res de qua­li­da­de de ajus­te acei­to pela lite­ra­tu­ra: χ2/gl = 2.19; GFI = 0.96, AGFI = 0.94, RMR = 0.04, NFI = 1,00, CFI = 0.99, RMSEA (90%IC) = 0,00 (0,00–0,02), CAIC = 678,38 e ECVI = 1,00. Na figu­ra 2, todas as satu­rações (Lamb­das, λ), tam­bém, esti­ve­ram den­tro do inter­va­lo espe­ra­do não haven­do pro­ble­mas de esti­mação, sen­do todas esta­tis­ti­ca­men­te dife­ren­tes de zero (t > 1,96, p < 0,05). Esse resul­ta­do corro­bo­ra, com essa amos­tra, que os dois fato­res do inven­tá­rio da bus­ca de sen­sação se orga­ni­zam de acor­do com o espe­ra­do e que se asse­melha a estru­tu­ra encon­tra­da com a pri­mei­ra amos­tra.

Figura 2. Estrutura Fatorial do Inventário de Busca de Sensação para amostra de Palmas-TO.

De acor­do com os resul­ta­dos obti­dos nes­tas aná­li­ses para as duas amos­tras pode-se des­ta­car que a estru­tu­ral bifa­to­rial do inven­tá­rio da bus­ca de sen­sação foi com­pro­va­da. Nes­te sen­ti­do, assu­me esse mode­lo como o mais ade­qua­do nes­te estu­do, para repre­sen­tar o cons­tru­to da bus­ca de sen­sação assu­mi­do por cada jovem, o qual se refe­re aos traços per­so­na­lís­ti­cos, inse­ri­dos no pro­ces­so de socia­li­zação juve­nil, como variações do com­por­ta­men­to de ris­co a par­tir da inves­ti­da que o jovem dá a bus­ca de novas expe­riên­cias e emoções inten­sas.

Os diver­sos cri­té­rios empre­ga­dos para defi­nição do núme­ro do fator a ser extraí­do, por exem­plo, χ2/gl, GFI, AGFI, RMR, NFI, CFI, RMSEA, CAIC e ECVI, refo­rçam a solução bifa­to­rial para o que se espe­ra­va teo­ri­ca­men­te. Estes indi­ca­do­res foram satis­fa­tó­rios estan­do em inter­va­los que têm sido con­si­de­ra­dos como acei­tá­veis na lite­ra­tu­ra vigen­te (Byrne,1989; Kello­way, 1998).

Ao con­si­de­rar esse inven­tá­rio e sua ade­qua­bi­li­da­de com amos­tras bra­si­lei­ras apon­ta-se não somen­te para uma aná­li­se da fun­cio­na­li­da­de dos traços de per­so­na­li­da­de, mas, tam­bém, da estru­tu­ra des­ses traços como um sis­te­ma inter­de­pen­den­te da día­de indi­vi­duo-gru­po, não mais assu­min­do, pelo menos para esse inven­tá­rio, uma espé­cie de inatis­mo per­so­na­lís­ti­co, mas que, é pos­sí­vel refle­tir em direção de uma con­ver­gên­cia entre situação, carac­te­rís­ti­cas indi­vi­duais e o pro­ces­so de socia­li­zação juve­nil quan­to ao estí­mu­lo do jovem para ade­são a expe­riên­cia à novi­da­de e a inten­si­da­de da sen­sação em estar dis­po­ní­vel para viver as situações e relações sociais de ris­co em seu entorno.

Con­si­de­ran­do a evi­dên­cia de vali­da­de fato­rial e con­sis­tên­cia inter­na da esca­la estu­da­da, jus­ti­fi­ca-se seu empre­go no con­tex­to bra­si­lei­ro para pes­qui­sas acer­ca de variá­veis ante­ce­den­tes e con­se­qüen­tes da dinâ­mi­ca psi­cos­so­cial juve­nil (por exem­plo, lazer, delin­qüên­cia, dinâ­mi­ca fami­liar, etc.). De for­ma geral, pre­ten­de-se, com tal inven­tá­rio, ir além da expli­cação de que os jovens – nes­te caso, des­ta­can­do os do pre­sen­te estu­do – ao pro­cu­ra­rem even­tos que os levem a sen­tir sen­sações de novi­da­de e de inten­si­da­de, estes jovens não são esti­mu­la­dos ou rea­li­za­dos no vazio social, ou ape­nas, atri­buir-lhes que essa situação se deve a uma con­dição de orga­ni­zação hor­mo­nal e de ins­tin­to humano em que eles bus­cam viver a vida se arris­can­do.

Ao des­ta­car o cons­tru­to bus­ca de sen­sação, pro­pos­to por Arnett (1994) e Omar e Uri­be (1998) des­ta­ca-se a cons­trução de um inven­tá­rio dos traços de per­so­na­li­da­de ‑isto é, a bus­ca de sen­sação- oco­rren­do na dinâ­mi­ca da socia­li­zação. Tra­ta-se de uma con­ver­gên­cia entre as carac­te­rís­ti­cas indi­vi­duais e o pro­ces­so socia­li­za­dor vivi­do por esses jovens e que estes pode­rão influen­ciar a con­du­ta juve­nil.

Assim, além des­se inven­tá­rio ser útil para com­preen­são da variação da con­du­ta juve­nil, a uti­li­zação des­se ins­tru­men­to, com o obje­ti­vo de ava­liar os traços per­so­na­lís­ti­cos da bus­ca de novas expe­riên­cias e emoções inten­sas, não devem ser con­si­de­ra­das como o úni­co ins­tru­men­to que ava­liam os traços de per­so­na­li­da­de, outras esca­las exis­tem no Bra­sil, por exem­plo, as dimen­sões da bus­ca de sen­sação de Zuc­ker­man, os cin­co gran­des fato­res da per­so­na­li­da­de, a esca­la fato­rial de ajus­ta­men­to emocional/neuroticismo, entre outras (Aguiar, Omar e For­mi­ga, 2006; Hutz e Nunes, 2001; Tróc­co­li e Vas­con­ce­los, 2002; Pas­qua­li, Araú­jo e Tróc­co­li, 1999) são de gran­de valor para diag­nos­ti­car ques­tões refe­ren­tes ao tema pro­pos­to.

O inven­tá­rio de bus­ca de sen­sação pode ser con­si­de­ra­do como uma peça no que­bra cabeça dos estu­dos sobre traços da per­so­na­li­da­de, mas, toman­do como direção de estu­do sua a inclu­são des­se cons­tru­to na dinâ­mi­ca socia­li­za­do­ra do jovem. Essa con­dição per­mi­te pen­sar em futu­ros estu­dos: ava­liar a estru­tu­ra des­se inven­tá­rio, em outros con­tex­tos sociais e cul­tu­rais, ten­do em con­ta os aspec­tos mais espe­cí­fi­cos ou uni­ver­sais de cada cul­tu­ra na ava­liação des­sa esca­la.

Por um lado, é impor­tan­te con­si­de­rar as dimen­sões locais, espe­cí­fi­cas ou exclu­si­vas (emics) da orien­tação de cada cul­tu­ra, bem como, e não menos impor­tan­te, ava­liar as dimen­sões uni­ver­sais (etics) da Cul­tu­ra, com o obje­ti­vo de com­pa­rar os cons­tru­tos estu­da­dos aqui para outro espaço geo-polí­ti­co e social (Muen­john e Arms­trong, 2007; Trian­dis e cols., 1993; Trian­dis, 1995; Van De Vij­ver e Leung, 1997), a fim de conhe­cer os aspec­tos que podem ser comuns a todas as cul­tu­ras e aque­les que são espe­cí­fi­cos, con­tri­buin­do para con­so­li­dar um mar­co teó­ri­co dos traços de per­so­na­li­da­de da bus­ca de sen­sação.

Por fim, pode­ria ser útil ava­liar as res­pos­tas de jovens que vivem em bus­ca de diver­sões arris­ca­das (por exem­plo, com­pe­tições auto­mo­bi­lís­ti­cas, excur­sões de ris­co (sel­vas ou matas, praias, etc.), etc., bem como, com­pa­rar as res­pos­tas de jovens de dife­ren­tes con­tex­tos sócio-eco­nô­mi­cos e sis­te­ma fami­liar, outra estu­do que pode­ria con­tri­bui bas­tan­te para a acu­rá­cia des­se cons­tru­to e pers­pec­ti­va teó­ri­ca seria a ava­liação da con­ver­gên­cia entre os ins­tru­men­tos que ava­liam os traços per­so­na­li­da­de. De for­ma geral, espe­ra-se que os obje­ti­vos tenham sido alca­nça­dos, prin­ci­pal­men­te, no que diz res­pei­to à sua con­sis­tên­cia e vali­da­de estru­tu­ral do ins­tru­men­to ana­li­sa­do para o con­tex­to bra­si­lei­ro.

Referências bibliográficas

Notas