EVIDÊNCIAS DA ESTRUTURA FATORIAL, VALIDADE E CONFIABILIDADE DA SOCIAL PHYSIQUE ANXIETY SCALE

A Social Physique Axiety Scale (SPAS) foi criada em 1989, juntamente com o construto que se propunha avaliar, a ansiedade físico social. Foi elaborada especialmente para investigações sobre a ansiedade corporal em ambientes esportivos. A escala foi validada numa população de 195 pessoas, sendo 97 mulheres e 98 homens. A análise dos componentes principais demonstrou que 14 dos 22 itens originais tiveram carga fatorial acima de 0,60, agrupando-se num único fator. Outros dois itens foram eliminados por serem redundantes, ficando a escala final com 12 itens. A nova escala, de 12 itens, foi aplicada numa população de 89 pessoas, sendo 46 mulheres e 43 homens. A escala teve alta consistência interna, com α = 0,90. O teste-reteste, feito num intervalo de oito semanas, indicou boa reprodutividade, com r = 0,82. Numa nova amostra de 187 pessoas, sendo 93 mulheres e 94 homens, foi feita a análise da validade de construto da escala, pela qual foi possível verificar sua alta correlação com as medidas de catexe corporal e de estima corporal. A validade de critério da escala foi analisada numa amostra de 56 mulheres, onde foi possível verificar que as mulheres com maiores pontuações na escala tiveram maiores índices de estresse, medidos numa escala de 11 pontos que avaliou o quanto de estresse o sujeito sentiu enquanto era submetido a uma avaliação física, como as feitas em academia (HART, LEARY, REJESKI, 1989).

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Ansiedade social: ansiedade resultante de uma avaliação pessoal de situações sociais reais ou imaginárias. A ansiedade pode ser definida como uma resposta cognitiva ou afetiva em relação a uma situação considerada potencialmente negativa, que o sujeito julga que não pode evitar. Situação social são situações que uma pessoa pode se tornar - ou efetivamente é - o foco de atenção de outros, como num discurso, por exemplo (SCHLENKER, LEARY, 1982).

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Centrados especificamente na população feminina, McAuley e Burman (1993) reanalisaram a estrutura fatorial da escala, com análise fatorial confirmatória, com uma amostra de 236 ginastas adolescentes. A análise fatorial confirmatória indicaria que a SPAS era unidimensional, porém com alguns indícios de que o ajuste não estava tão adequado. A pesquisa ainda revelaria uma inconsistência referente ao item 2 da escala (I would never worry

about wearing clothes that might make me look too thin or overweight), pois sua carga fatorial

permaneceu abaixo do esperado. Ao eliminá-lo, os autores consideraram que o modelo unidimensional com 11 itens tinha apenas um ajuste aceitável. Ambos os modelos, com 11 e com 12 itens, tiveram seus índices de ajustamento abaixo do esperado (por exemplo: GFI=0,88 e GFI=0,87, respectivamente), o que os levou a questionar a adequação desse modelo unidimensional. Na conclusão do seu estudo, especulam que a retirada de mais itens poderia resultar num ajuste melhor.

Eklund, Mack e Hart (1996) fizeram uma nova análise fatorial da SPAS, ainda, mantendo o foco apenas em mulheres. Com duas amostras de 380 adultas jovens, investigaram a adequação do modelo unidimensional proposto por Heart, Leary e Rejesky (1989) e confirmado pela pesquisa de McAuley e Burman (1993). Além disso, propuseram um segundo modelo composto por duas variáveis latentes e um terceiro modelo, com duas variáveis latentes de segunda ordem e uma grande variável latente, a ansiedade físico social, como um fator de primeira ordem (Figura 14).

Na análise dos dados, utilizando análise fatorial confirmatória, Eklund, Mack e Hart (1996) identificaram, novamente, problemas com o segundo item da escala, apresentando baixa correlação com os demais 11 itens e baixas cargas fatoriais, em todos os modelos analisados. Os modelos unidimensionais, de 12 e 11 itens foram rejeitados pelos pesquisadores, devido ao seu ajuste fraco (GFI=0,79 e 0,81 e RMSR=0,66 e 0,69; GFI=0,72 e 0,81 e RMSR= 0,68 e 0,72, respectivamente). O modelo de primeira ordem, também não apresentou resultados satisfatórios (NFI=0,81, CFI = 0,84) levando os autores a recomendar o uso do modelo de segunda ordem, o único a apresentar um ajuste acima dos parâmetros recomendados pela literatura adotada pelos autores (NFI = 0,90, CFI = 0,93).

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Figura 14 - Modelos da SPAS investigados por Eklund, Mack e Hart (1996)

Nota: SPA= ansiedade físico social; PC= desconforto na apresentação do

corpo; NE= expectativa de avaliação negativa do corpo

Fonte: Eklund, Mack e Hart (1996), modificado pela autora.

Para Eklund, Mack e Hart (1996), o primeiro fator da escala “desconforto na apresentação do corpo" não representa exatamente uma dimensão da ansiedade físico social, mas um conceito relacionado a ela. Já o segundo fator, chamando de “expectativa da avaliação negativa do corpo” está mais próximo ao conceito de ansiedade físico social (i.e.: a ansiedade

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que as pessoas sentem ao ter seu corpo avaliado fisicamente, no presente ou num momento futuro).

Petrie et al. (1996) retomam estes estudos anteriores, ressaltando todavia, que até aquele momento, pouco era conhecido sobre a estrutura fatorial e a validade de construto da SPAS em outras populações, como homens e idosos. Petrie et al. (1996) então, reavaliaram o modelo de segunda ordem, recomendado por Eklund, Mack e Hart (1996) e a confiabilidade da SPAS numa amostra de 168 mulheres e 120 homens (o limite mínimo de amostragem, usando a regra de bolso de 10 respondentes para cada item da escala - ver Hair Jr. et al., 2005), todos estudantes universitários do curso de psicologia. Vamos comentar apenas os resultados relativos aos homens, nosso foco de interesse. O ajuste do modelo de segunda ordem na amostra masculina mostrou-se pouco adequado (CFI=0,94, NNFI=0,92, NFI=0,88,

RMSR=0,54), sendo que o item 2, mais uma vez, apresentou baixa carga fatorial (i= 0,28). Na

análise da consistência interna do fator 1 e do fator 2, os valores para a amostra masculina foram bons (α =0,77 e α = 0,90 respectivamente). Ao correlacionarem os fatores da escala SPAS com os demais construtos envolvidos na pesquisa – como a ansiedade social, preocupação com o corpo, autoestima e desejabilidade social – os pesquisadores também concluíram que o fator 2 da escala (expectativa da avaliação negativa do corpo) reflete melhor que o fator 1 a ansiedade físico social, enquanto este último parece abordar um construto relacionado.

A inconsistência do segundo item da escala, verificada nas pesquisas anteriores, levaram Eklund, Kelley e Wilson (1997) a avaliar o efeito da modificação deste item. Originalmente, o item é escrito numa assertiva negativa (I would never worry...) e aqui, considerando que alguns respondentes encontram dificuldade em lidar com respostas negativas, por uma falta de treino para lidar com a lógica da negação, modificaram o item para uma assertiva positiva (I would worry...) e avaliaram o efeito dessa mudança na carga fatorial do item. Outro objetivo do trabalho foi avaliar se ocorria variabilidade do modelo entre as amostras masculinas e femininas.

Eklund, Kelley e Wilson (1997) avaliaram um total de 410 estudantes universitários, de variados cursos, separados em amostras menores. O modelo de segunda ordem, sem a modificação do segundo item, apresentou índices de ajuste modestos (CFI=0,91,

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RMSR=0,57 e 2 =103,99), e novamente, o item 2 apresentou baixa carga fatorial (i= 0,38). Ao

modificarem o item dois, tornando-o uma assertiva positiva, os pesquisadores verificaram uma

melhora nas medidas de ajuste (CFI=0,93, RMSR=0,62 e 2 =178,58), para a amostra

constituída por homens e mulheres (n=293). Para a amostra masculina, os índices de ajuste também foram bons (CFI=0,91, RMSR=0,70 e 2 =133,55). O item 2 modificado deixou de ser uma variável observada relevante para o fator 1, “conforto físico”, e neste modelo, constitui o fator 2, “expectativa de uma avaliação negativa”. Este item modificado apresentou uma melhora nas suas cargas fatoriais, tanto para a amostra mista de homens e mulheres como para a amostra masculina (i= 0,68 e i=0,60 respectivamente).

Quanto à análise dos modelos entre os sexos, Eklund, Kelley e Wilson (1997) verificaram que a matriz de covariância para a amostra masculina e feminina era equivalente; que o modelo de medida teve um bom ajuste, tanto para mulheres quanto para homens; que as cargas fatoriais foram equivalentes nos dois grupos; que os erros de variância foram equivalentes quando as cargas fatoriais foram fixadas e que os modelos estruturais das amostras masculinas e femininas foram equivalentes quando as cargas fatoriais e os erros de variância foram fixados para se igualarem entre os grupos. Em suma, Eklund, Kelley e Wilson (1997) recomendam que os pesquisadores passem a rotineiramente adotar a modificação do item 2, transformando-o em futuras pesquisas, numa assertiva positiva. Concluem ainda, que o modelo de segunda ordem com o item modificado é um bom modelo para a SPAS, com bom ajuste, tanto para homens quanto para mulheres (Figura 15).

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Figura 15 - Modelo de segunda ordem, após alteração do item 2

Nota: SPA= ansiedade físico social; PC= desconforto na apresentação do

corpo; NE= expectativa de avaliação negativa do corpo

Fonte: Eklund, Mack e Hart (1996), modificado pela autora para adequar-se

às recomendações de Eklund, Kelley e Wilson (1997)

Martin et al. (1997) levantaram dúvidas sobre a viabilidade do modelo de segunda ordem, que vinha, até aquele momento sendo propagado como o melhor modelo fatorial para a SPAS. Os autores questionavam a viabilidade deste modelo, apoiando-se em 5 pontos fracos da pesquisa de Eklund, Mack e Hart (1996). Para Martin et al. (1997) estes pontos fracos seriam: (1) conceitualmente, a ansiedade físico social refere-se tanto ao receio de uma avaliação negativa feita por uma terceira pessoa quanto a preocupações relacionadas com a própria aparência e o modelo não dá suporte a isso; (2) a validade de construto da escala pode ser questionada, na medida que o fator 1, “conforto físico”, tem dois itens que se referem a níveis individuais de conforto (item 1, I am comfortable with the appearance of my

physique/figure e item 5, When I look in the mirror I feel good about my physique/figure)

enquanto os outros itens avaliam níveis sociais de conforto (como por exemplo, item 8 I am

comfortable with how fit my body appears to others). Na análise de Martin et al. (1997) o fator

1 não consistia num fator único e homogêneo e a divisão da escala em dois fatores, levava a erros de medida e uma confusão nas dimensões dos construtos; (3) Eklund, Mack e Hart (1996) não forneceram dados da validade discriminante dos dois fatores da escala e frente a isso, uma abordagem mais parcimoniosa com um modelo unidimensional seria mais adequado; (4) não haveria uma diferença estatística, apenas conceitual – de uma forma ainda não esclarecida,

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entre o modelo de dois fatores e o modelo de segunda ordem, conforme apontado por Eklund, Mack e Hart (1996) na conclusão de seu estudo e dessa forma, há uma lacuna no estabelecimento do ajuste do modelo de segunda ordem; (5) a pesquisa de Eklund, Mack e Hart (1996) baseia-se em parte na pesquisa de McAuley e Burman (1993) e seus questionamentos sobre a adequação do modelo unidimensional, ignorando a recomendação destes últimos de que poderia retirar itens para melhorar o ajuste da escala unidimensional. Para Martin et al. (1997) deveria-se testar a exclusão de itens “problemáticos” como o item dois, que sistematicamente apresentou baixas cargas fatoriais nos estudos anteriores. Os itens um e cinco também podem ser considerados, pois se afastam conceitualmente da definição de ansiedade físico social. Com estas eliminações, os autores propõem que seja investigado o ajuste de um modelo unidimensional de nove itens para a SPAS.

Partindo destas considerações, Martin et al. (1997) avaliaram quatro amostras distintas. A primeira amostra foi composta por 281 instrutoras de ginástica aeróbica, todas mulheres jovens. A segunda amostra foi composta por 133 mulheres universitárias, de variados cursos. A terceira e quarta amostras, de 380 pessoas cada uma, referem-se às amostras de Eklund, Mack e Hart (1996). Apenas a segunda amostra respondeu a escala com o item 2 modificado, acatando as recomendações prévias. A análise fatorial confirmatória nas 4 amostras demonstrou um bom ajustamento no modelo unidimensional de nove itens, para a primeira, terceira e quarta amostras, com os índices de ajustamento CFI, GFI, NFI e IFI variando ente 0,90 e 093. O ajuste do modelo unidimensional de nove itens na segunda amostra resultou em índices abaixo do recomendado (CFI=0,87, CFI=0,88, NFI=0,86 e IFI=0,88). Frente a isso, os pesquisadores testaram o modelo de segunda ordem nessa amostra e uma pequena melhora de ajustamento pode ser notada (CFI=0,86, CFI=0,88, NFI=0,92 e IFI=0,92). Todavia, ao compararem outros dois índices de ajustamento, o AIC e o CAIC20, o modelo unidimensional

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AIC = Akaike’s information criterion CAIC = Consistent AIC

Martin et al. (1997) argumentam que estes índices consideram o ajustamento estatístico do número de parâmetros estimados que resultam naquele ajuste. Quanto menores os valore, melhor é o modelo. Para sustentar seu argumento, referem-se a: AKAIKE, H. factor Analysis and AIC. Psychometricka. v.52, p.317-332, 1987

BOZDOGAN, H. Model selection and Akaike’s information criteria (AIC): the general theory and its analytical extensions.

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apresenta melhores valores (AIC=127,78 e CAIC = 197,94) que o modelo de segunda ordem (AIC=165,82 e CAIC = 263,27). Na análise da consistência interna, o valor do alpha de Cronbach, tanto para amostra um quanto a amostra dois foi de α = 0,89. Nestas amostras, também foi verificado o valor das correlações entre o questionário de 12 itens e a nova versão de nove itens, tendo os pesquisadores o alto valor de correlação de r=0,98. Baseados nestes resultados, Martin et al. (1997) recomendam a retirada de três itens da SPAS (itens 1, 2 e 5), pois não há comprometimento na validade e nem confiabilidade da escala, que pode então, ser sustentada por um modelo fatorial unidimensional, mais parcimonioso. Ademais recomendam que outras populações sejam investigadas para obter-se mais dados sobre a escala unidimensional de nove itens.

Motl e Conroy (2000) voltaram a analisar a validade de construto e a confiabilidade da SPAS, dessa vez, usando homens em sua amostra. Seus argumentos para essa nova análise – pois os autores reconhecem que outros trabalhos já se dedicaram a determinar a validade de construto da escala, fornecendo bastante dados – versam sobre a inconsistência dos estudos anteriores. Baseados neles, em relação ao modelo de segunda ordem, Motl e Conroy (2000) chamam a atenção para quatro questões que colocam em dúvida a

adequacidade deste modelo: (1) o modelo viola a regra de identificação dos 3 fatores21; (2) a

análise de invariância fatorial não suporta o modelo; (3) o teste de invariância da estrutura fatorial resulta num valor de qui-quadrado maior que o do teste de invariância das matrizes de variância-covariância; (4) os dois fatores podem não representar duas variáveis latentes distintas, mas sim, um erro metodológico, já que todas as variáveis observadas positivas se concentram num único fator e todas as negativas se concentram no outro fator. Seria mais uma

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Regra dos três fatores: para exemplificar, considere o seguinte modelo:

Vamos começar com os itens x1, x2 e x3. Assim teremos 3 indicadores com um único fator e erros de medida não-correlacionados. Sabemos que as cargas para x1, x2 e x3 são identificadas. Agora, vamos pensar em x1 e x4. Esses dois indicadores não têm erros correlacionados, e sabemos que a carga para x1 está identificada. Dessa forma, sabemos que x4 está identificado (isto é, se soubermos que dois indicadores do mesmo fator não têm erros correlacionados, e conseguimos identificar pelo menos um deles, saberemos que o outro também está identificado). Agora, vamos olhar para os fatores x2 e x4. Sabemos que as cargas para x2 e x4 no fator F1 estão identificadas. Se nós soubermos que cada uma das duas cargas fatoriais dos indicadores estão identificadas no fator, então nós saberemos que a covariância entre os erros está identificada. Aplicando sucessivamente a regra de um fator, podemos provar que esse modelo de medidas está identificado (HANNEMAN, 2000).

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questão metodológica a respeito do emprego de assertivas positivas ou negativas numa escala conceitual a respeito da ansiedade físico social.

Quanto à última pesquisa que avaliara a estrutura da SPAS, a pesquisa de Martin et al. (1997), Motl e Conroy (2000) também têm suas críticas. Os autores consideram prematura a recomendação de adotar o modelo unidimensional de nove itens, pois a pesquisa de Martin et al. (1997) apenas fornece ao leitor alguns índices de ajustamento, e omitiu outros índices importantes na análise do ajuste do modelo. Ademais, este modelo foi testado apenas com uma população feminina jovem, demonstrando relativa inconsistência da amostra universitária. Isso impede afirmar que funcionaria em homens ou mesmo, em outras amostras femininas, de perfil diferente das universitárias.

Para este novo estudo, Motl e Conroy (2000) colheram dados de 166 universitários e 146 universitárias, num total de 312 respondentes. Avaliaram o modelo de 12 itens com dois fatores, o modelo unidimensional de 12 itens e o de nove itens encontrando ajustes muito pobres a razoáveis. Acabaram por sugerir um quarto modelo, diferente dos anteriores, com sete itens agrupados num só fator. O modelo de sete itens (itens: 3, 4, 6, 7, 8, 9,

e 10 ) teve o melhor ajuste entre os modelos testados (χ2/gl = 1,5, RMSEA=0,04, SMSR=0,03,

NNFI=0,99, GFI=0,98) e foi criado a partir da eliminação dos itens 11 e 12, que apresentavam altos valores de resíduos no modelo de nove itens. Após analisarem o modelo de sete itens entre as amostras masculina e feminina, verificaram que não há variância fatorial na escala, podendo ser usada, sem diferenças entre os dois sexos. Concluíram ainda, que o modelo de 12 itens e dois fatores, é suportado na verdade por questões metodológicas a respeito das respostas negativas e não na verdade, por uma questão conceitual. Quanto à validade de construto - discriminante e convergente - da SPAS, os autores encontraram correlação positiva entre a ansiedade físico social e a atenção e checagem da aparência, correlações negativas entre a ansiedade físico social e a percepção da habilidade física e a confiança na apresentação do corpo. Observaram também uma fraca correlação entre a ansiedade físico social e a desejabilidade social.

Em seguida, Motl e Conroy (2001) submeteram seu modelo unidimensional de sete itens da SPAS a uma nova análise estatística. Com a permissão de Eklund, reanalisaram

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os dados de suas amostras das pesquisas de 1996 e 1997, num total de 1053 sujeitos. Essa amostra foi dividida em quatro grupos: dois grupos de 380 mulheres universitárias cada, da pesquisa de 1996, o terceiro grupo com 140 mulheres e o quarto grupo com 153 homens, estes dois últimos provenientes da pesquisa de 1997.

Após realizarem a análise fatorial confirmatória do modelo de sete itens, nas amostras masculinas e feminina (grupo três) concluíram que o modelo teve um bom ajuste, baseando-se especialmente nos valores de SRMR, GFI e NNFI. Para os autores este índices provam que o modelo unidimensional representa um bom ajuste para a SPAS de sete itens. Entretanto, os autores reconhecem que os valores do qui-quadrado – cujos valores variaram entre 37,87 e 34,37 – e do RMSEA – cujos valores variaram entre 0,11 e 0,10 - não suportaram o modelo em nenhuma das quatro amostras estudadas.

Quando realizaram a mesma análise nos grupos um e dois, concluíram que o modelo unidimensional também teve um ajuste aceitável, baseando-se novamente nos valores SRMR, GFI e NNFI encontrados, todos atendendo aos valores preconizados pela literatura. Todavia, os valores do qui-quadrado – cujos valores variaram entre 66,10 e 57,58 – e do RMSEA – cujos valores variaram entre 0,10 e 0,09 – mais uma vez, não suportaram o modelo. Em suma, um modelo final para a SPAS ainda não havia sido encontrado.

Isogai et al. (2001) realizaram um estudo transcultural da SPAS, com amostras de universitárias da China (n=420), Japão (n=423), Coréia (n=412) e Tailândia (n=469). A SPAS foi traduzida para chinês, japonês e coreano e depois retrotraduzidas para o Inglês. As versões retrotraduzidas e a versão original da escala foram comparadas e os ajustes necessários em cada uma das três traduções foram feitos.

Frente à controvérsia sobre a composição fatorial da SPAS, os pesquisadores exploraram 3 modelos: (1) o modelo unidimensional de 12 itens, de Hart, Leary e Hejeski (1989), (2) o modelo de dois fatores investigado por Eklund, Mach e Hart (1996) e Petrie et al. (1996) e (3) o modelo unidimensional de nove itens, proposto por Martin et al. (1997). Após realizarem a análise fatorial confirmatória, Isogai et al. (2001) verificaram que o modelo unidimensional de 12 itens não teve bom ajustamento, em nenhuma das quatro amostras. O modelo com dois fatores de primeira ordem obteve um bom ajuste na amostra Coreana, um

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ajuste limítrofe na amostra Japonesa, e ajustes muito pobres nas amostras Chinesa e Tailandesa. O modelo de nove itens teve um ajuste adequado para a amostra Coreana, moderado para a amostra Chinesa e um pouco pior para as amostras Tailandesas e Japonesas (Quadro 3).

Quadro 3 - Ajustes da SPAS com nas amostras Japonesa, Chinesa, Coreana e Tailandesa