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Análise Psicológica

 ISSN 0870-8231

     

 

Ajustamento conjugal: Características psicométricas da versão portuguesa da Dyadic Adjustment Scale

 

Rita Gomez (*)

Isabel Leal (*)

 

RESUMO

A Dyadic Adjustment Scale (DAS; Spanier, 1976) é considerada uma das melhores medidas de avaliação da qualidade da relação conjugal. O objectivo deste estudo foi analisar o comportamento psicométrico da versão portuguesa da DAS. A amostra incluiu um total de 207 participantes (103 mulheres e 104 homens) casados ou a viver maritalmente com o companheiro/a há pelo menos seis meses. Os resultados de análises factoriais confirmatórias revelaram um bom ajustamento da estrutura multidimensional originalmente proposta. O alfa para a escala global de 32 itens foi .897, e variou entre .655 e .849 para as quatro sub-escalas. Os restantes dados (incluindo sobre a fidelidade teste-reteste e associação das notas com várias variáveis) indicaram também que a versão portuguesa da DAS apresenta características psicométricas equivalentes às da versão original. Adicionalmente, os resultados deste estudo sugerem que a sub-escala de Satisfação (10 itens) pode ser usada como uma versão curta da DAS quando o objectivo for avaliar o ajustamento conjugal em termos globais.

Palavras-chave: Avaliação psicológica, Casamento, Família, Relação marital, Terapia de casal.

 

ABSTRACT

The Dyadic Adjustment Scale (DAS; Spanier, 1976) is considered to be one of the best measures of marital quality. The goal of this study was to analyze the psychometric properties of the Portuguese version of the DAS. The sample was constituted of 207 participants (103 women and 104 men) who were married to or cohabiting with the partner for at least six months. Confirmatory factor analyses revealed a good fit of the multidimensional factor structure proposed originally. The alpha was .897 for the global scale, and varied between .655 and .849 for the four sub-scales. Additional analyses (including of test-retest reliability and the association of scores with various variables) provided further evidence for similar psychometric properties of the Portuguese version of the DAS as compared to the original version. The results of the present study also suggest that the Satisfaction sub-scale (10 itens) can be used as a short-form of the original DAS when the aim is to evaluate marital adjustment in global terms.

Key words: Couples, Family, Marital therapy; Marriage, Psychological assessment.

 

O ajustamento conjugal (AC) constitui um conceito chave da literatura sobre a família desde há décadas. Esta variável tem sido entendida como uma propriedade interpessoal e não algo que os indivíduos carregam de uma relação para outra (Johnson, Amoloza, & Booth, 1992), e como uma questão de ‘grau’ num processo contínuo e sempre em mudança (Gurman, 1975; Dyer, 1983; Spanier, 1976). Contudo, o grau de felicidade ou sucesso de uma relação é influenciado por uma diversidade de factores, o que tem colocado dificuldades de clarificação conceptual e de avaliação nesta área (Crane, Middleton, & Bean, 2000; Rosen-Grandon, Myers, & Hattie, 2004; Rossier, Rigozzi, Charvoz, & Bodenmann, 2006). O AC tem sido definido em função da forma como vai ser avaliado, não existindo uma definição consensual desta variável (Fisiloglu & Demir, 2000). Esta limitação tem conduzido a alguma confusão terminológica entre o conceito de AC e conceitos próximos, em particular o conceito de satisfação conjugal; o primeiro é normalmente considerado como mais inclusivo, mas os dois termos são usados de forma indiferenciada com frequência (Sabourin, Valois, & Lussier, 2005).

Uma estratégia de avaliação nesta área tem sido tratar o AC como uma variável unidimensional, geralmente através de índices breves que focam a avaliação subjectiva global da relação (por ex., a Kansas Marital Satisfaction Scale (Schumm, Scanlon, Crow, Green, & Buckler, 1983). Algumas destas medidas, apesar de poderem apresentar validade facial, têm sido criticadas por incluírem um número pequeno de itens redundantes (por ex., ‘satisfação com a relação’ e ‘satisfação com o/a parceiro/a’) e terem fraco poder preditivo (Sabourin et al., 2005). Uma segunda estratégia tem sido desenvolver medidas multidimensionais que permitam diferenciar processos dentro da relação que influenciam o nível de ajustamento geral (Hunsley, Pinsent, Lefebvre, James-Tanner, & Vito, 1995; Rosen-Grandon et al., 2004). A abordagem multidimensional tem o potencial de criar medidas mais informativas, mas tem sido limitada pela dificuldade em definir a priori as dimensões do AC. A estratégia, no desenvolvimento de medidas multidimensionais do AC, de submeter uma pool inicial de itens a análise factorial exploratória tem produzido sub-escalas híbridas na maioria dos casos (Busby, Christensen, Crane, & Larson, 1995). Por outro lado, poderá argumentar-se que a validade de constructo destas medidas é limitada se o AC envolver outras componentes para além das representadas (Sabourin et al., 2005). Tendo em conta que não há qualquer solução fácil para as dificuldades que se colocam à avaliação da relação conjugal, alguns investigadores têm feito notar que, dependendo de como os resultados vão ser usados, a validade de critério ou discriminativa dos instrumentos nesta área poderá constituir o indicador mais relevante (Busby et al., 1995).

 

A DYADIC ADJUSTMENT SCALE

A Dyadic Adjustment Scale (DAS; Spanier, 1976) é frequentemente apontada como a medida de avaliação da relação conjugal mais popular a nível internacional (Dinkel & Balck, 2006; Hunsley, Best, Lefebvre & Vito, 2001). A escala foi já adaptada para inúmeras línguas e culturas e tem sido extensivamente usada quer na investigação quer em contextos clínicos (Shek, 1995; Touliatos, Perimutter & Straus, 2001).

Spanier (1976) criou a DAS com o objectivo de introduzir uma medida do AC mais informativa, que combinasse as pontuações subjectivas da relação com o efeito de comportamentos e acontecimentos concretos. A escala foi testada numa amostra total de 312 pessoas (homens e mulheres), das quais 218 estavam casadas ou a viver conjugalmente em média há treze anos e 94 estavam separadas ou divorciadas em média há dez meses. A versão final ficou constituída por 32 itens, dos quais trinta são cotados numa escala tipo-Likert com 5-7 opções de resposta e dois são respondidos ‘sim’ ou ‘não’; a maioria dos itens tem seis opções de resposta, que são cotadas de 0 a 5 e variam entre ‘sempre em desacordo’ a ‘sempre em acordo’ ou desde ‘sempre’ a ‘nunca’. (nota: os 32 itens são apresentados na secção Resultados, no Quadro 1). Os resultados da análise factorial exploratória permitiram apresentar um modelo multidimensional do AC teoricamente consistente, de acordo com o qual os casais com níveis elevados de AC caracterizam-se por elevado grau de consenso entre os dois parceiros em questões que afectam a vida conjugal, como por ex., questões financeiras, actividades recreativas ou formas de lidar com familiares (sub-dimensão de Consenso; 13 itens); baixa frequência de conflitos e avaliação globalmente positiva da relação e do futuro da relação (sub-dimensão de Satisfação; 10 itens); elevada frequência de interacções positivas e actividades partilhadas, como por ex. rirem em conjunto ou terem uma troca de ideias estimulante (sub-dimensão de Coesão; 5 itens); e elevada concordância em questões relacionadas com demonstração de afecto e relações sexuais (sub-dimensão de Expressão de Afecto – EA; 4 itens). Spanier reportou níveis satisfatórios de consistência interna para as quatro sub-escalas (alfas de Cronbach entre .73 e .94) e para a escala global (.96). O autor reportou ainda que os valores da correlação com a nota no Marital Adjustment Test (MAT; Lock & Wallace, 1959) variaram entre .86 e .88 e que as notas foram significativa-mente mais altas no grupo de casados do que no grupo de separados [a nota global média foi 114.8, (±17.8) no primeiro grupo e 70.7(±23.8) no segundo; os valores variam entre 0 e 151, sendo que notas mais altas indicam níveis mais elevados de AC].

A nota global tem sido usada na grande maioria dos estudos com a DAS (Crane et al., 2000). Posteriormente ao estudo de Spanier, centenas de estudos contribuíram para estabelecer a validade desta nota enquanto indicador do AC em termos globais. As notas na DAS correlacionam-se fortemente com as de medidas concorrentes para além da MAT (Fisiloglu & Demir, 2000; Kurdek, 1992; Rossier et al., 2006), não diferem significativamente entre os dois parceiros (Crane et al., 2000) e permitem classificar correctamente casais com e sem dificuldades de ajustamento (Busby et al., 1995; Crane, Busby, & Larson, 1991). Os resultados com a DAS têm sido teoricamente consistentes também no que respeita à associação do nível de AC com uma série de factores: por ex., os níveis desta variável tendem a diminuir com o tempo de relação nos primeiros anos de casamento e especialmente após o nascimento do primeiro filho (Delmore-Ko, Pancer, Hunsberger, & Pratt, 2000; Narciso, 2001) associam-se inversamente aos níveis de depressão e de ansiedade (Dimitrovsky, Levy-Shiff, & Schattner-Zanany, 2002; O’Hara, Zekoski, Philipps, & Wright, 1990; Matthey, Barnett, Ungerer, & Waters, 2000); e, nos casais heterossexuais com filhos, correlacionam-se positivamente com os níveis de envolvimento paterno (Bonney, Kelley, & Levant, 1999; Levitt, Coffman, Guacci-Franco, & Loveless, 1993, 1994) e com estilos parentais maternos e paternos mais calorosos (Aluja, Barrío & Garcia, 2007).

Thompson e Spanier (1983) apresentaram uma revisão de estudos nos quais as notas das sub-escalas foram usadas isoladamente, e cujos resultados suportam o modelo multidimensional proposto. Contudo, a replicação exacta das quatro sub-escalas mostrou-se problemática em análises factoriais posteriores, o que gerou um debate sobre a estrutura dimensional da DAS (Crane, Busby, & Larson, 1991; Dinkel & Balck, 2006; Kazac, Jarmas, & Snitze, 1988; Kurdek, 1992; Shek, 1995). Sharpley e Cross (1982), num estudo frequentemente citado, concluíram que os resultados consubstanciavam um modelo unidimensional do ajustamento – embora uma solução de quatro factores tivesse sido encontrada, o primeiro factor mostrou-se substancialmente mais forte do que os restantes e alguns itens sobrepuseram-se em mais do que um factor ou não obtiveram um peso factorial significativo no factor previsto. A maioria dos autores encontrou apoio para um modelo de quatro dimensões, mas Dinkel e Balck (2006) reportaram uma estrutura de apenas três factores com uma versão alemã da escala. Alguns investigadores optaram por eliminar os itens problemáticos e criar versões revistas da DAS (Busby et al., 1995; Crane et al., 2000; Hunsley et al., 2001), mas nenhuma das várias versões já propostas tem ‘feito carreira’ na literatura (Sabourin et al., 2005). A maioria dos autores recorreu à análise factorial exploratória (AFE) para verificar o modelo. As limitações da AFE1 têm sido apontadas com um dos motivos que explicam a divergência nos resultados reportados, particularmente considerando o tamanho da escala e questões de hierarquia do constructo (Busby et al., 1995). A este respeito, Sabourin, Lussier, Laplante, e Wright (1990) fizeram notar que a DAS assenta num modelo hierárquico ou de ordem superior – quatro factores oblíquos (i.e., interrelacionados) de primeira ordem combinam-se para formar um factor geral de segunda ordem; um modelo desta natureza provê uma explicação para a correlação alta entre os factores primários (Byrne, 1995). Os estudos conduzidos com análises factoriais confirmatórias (AFC), em vez de AFE, têm indicado que o modelo original é empiricamente justificável (Sabourin et al., 1990; Vandeleur, Fenton, Ferrero, & Preisig, 2003).

O objectivo do presente estudo foi analisar as características psicométricas de uma versão portuguesa da DAS, já que esta é considerada uma das melhores medidas de avaliação da relação conjugal. De acordo com a nossa revisão, a adaptação da DAS à população portuguesa não foi feita anteriormente [num estudo publicado na Análise Psicológica (Tavares, 1990), são apresentados resultados com uma versão da DAS numa amostra de casais portugueses mas não é referida a autoria da escala nem são apresentados quaisquer dados sobre o seu desenvolvimento e propriedades].

 

MÉTODO

Desenvolvimento da versão portuguesa da DAS

No desenvolvimento da versão portuguesa da DAS procurou-se manter a escala o mais equivalente possível em termos linguísticos e conceptuais à versão original americana. De dois métodos principais no processo de tradução, ‘tradução com retro-tradução’ e ‘controlo e avaliação numa tradução unidireccional’ (Fisiloglu & Demir, 2000), foi escolhido o último tendo em conta limitações apontadas ao processo de retro-tradução, especialmente o facto de prover pouca evidência de que a versão original e a versão na língua pretendida são equivalentes (Hambleton, 2001). A DAS foi traduzida para o português pela investigadora principal e por uma tradutora separadamente. As duas traduções foram d epois comparadas e corrigidas nas discrepâncias pontuais de vocabulário ou sintaxe. Finalmente, a versão final e o original em inglês foram analisados por um grupo de Psicólogos (investigadores e clínicos), de forma a confirmar-se a adequação da tradução e validade facial dos itens.

Participantes

A amostra inicial foi constituída pelos dois elementos de 104 casais heterossexuais, dos quais 60 se encontravam na fase de gravidez. Uma mulher foi eliminada da amostra devido ao preenchimento incompleto da escala, pelo que a amostra final incluiu um total de 207 pessoas (103 mulheres e 104 homens). A idade média das mulheres era 30 anos (leque etário: 21-45 anos) e dos homens era 32 anos (leque etário: 23-51 anos). A maioria das mulheres (78%) e dos homens (61%) possuíam o grau académico de licenciado (dos restantes, 19% das mulheres e 30% dos homens tinham o 12º ano de escolaridade, e 3% das mulheres e 9% dos homens apenas tinham completado o 9º ano). Os dois elementos do casal estavam casados (68% dos casais) ou viviam em união de facto (32% dos casais) em média há 49 meses (intervalo: 6-228 meses). Maioritariamente os participantes não tinham filhos (74% das mulheres e 70% dos homens). De entre aqueles com experiência parental, 62% tinham um filho, 34% tinham dois filhos e 4% tinham mais de dois filhos; a idade do filho mais novo era 1 a 5 anos em 78% dos casos, 6 a 12 anos em 18% dos casos, 13 a 18 anos em 2% dos casos e mais de 18 anos para os restantes 2% dos casos. No grupo expectante, a DAS foi preenchida em média às 26 semanas de gestação (intervalo: 11-40 semanas).

Procedimento e outro material

Os participantes estavam a colaborar num de dois estudos complementares na área da parentalidade, ambos com uma amostra de casais expectantes e uma amostra de casais não-expectantes. Para os dois estudos tinham sido definidos os seguintes critérios de inclusão: que os participantes estivessem casados ou a viver maritalmente há pelo menos seis meses; que tivessem pelo menos 18 anos; e, para os casais não-expectantes, que não estivessem na fase de pós-parto (i.e., primeiros 12 meses depois do nascimento). O recrutamento foi feito com recurso a colaboradores em contacto com casais elegíveis; no caso dos casais expectantes, maioritariamente profissionais em serviços de obstetrícia; nos restantes casos, colaboradores informais na comunidade. O consentimento informado foi obtido pelos colaboradores na amostragem, mediante apresentação de carta com a explicação dos objectivos e procedimento do estudo. Num dos estudos, a DAS foi preenchida uma única vez, no fim de uma sessão experimental em casa de cada casal. No segundo estudo, de natureza longitudinal, a escala foi administrada duas vezes, sempre durante a gravidez para os casais expectantes; os questionários foram entregues separadamente a cada elemento do casal e devolvidos no prazo de uma semana através de deslocações da investigadora principal (R.G.) a casa dos participantes; o tempo médio entre avaliações foi 19 semanas (intervalo: 11-26 semanas). Neste sub-grupo de participantes (n=73), o segundo preenchimento foi considerado como re-teste para análise da estabilidade temporal das notas; nas restantes análises consideraram-se as respostas da primeira avaliação.

Todos os participantes responderam também ao Inventário de Depressão de Beck (BDI; versão original: Beck Depression Inventory, Beck, Ward, Mendelson, Mock & Urbaugh, 1961; versão portuguesa: Vaz-Serra & Abreu, 19732), que avalia o nível de sintomatologia depressiva, e ao Inventário de Ansiedade Estado-Traço – Forma Y (STAI-Y; versão original: State-Trait Anxiety Inventory, Spielberger, 1983; versão portuguesa: Silva, 2003), que avalia o nível de ansiedade. Adicionalmente, 30 mulheres expectantes que participaram no estudo longitudinal responderam à Escala de Confirmação das Expectativas Maternas de Suporte (ECS; versão original: Expectancy Confirmation Scale, Levitt, Coffman, Guacci-Franco, & Loveless, 1993, 1994; versão portuguesa: Gomez & Leal, 2007) depois do nascimento dos bebés. A ECS mede o nível de envolvimento paterno no pós-parto de acordo com a avaliação materna e foi administrada em média 105 dias (intervalo: 89-141 dias) depois do nascimento. A s informações socio-demográficas foram recolhidas através de um questionário construído para o efeito, constituído por perguntas de resposta curta ou alternativa.

A recolha do total de dados decorreu entre Abril de 2005 e Outubro de 2006.

Análise dos dados

As questões relativas à validade foram tratadas como um processo único (Eignor, 2001). De forma a verificar a estrutura dimensional da DAS na nossa amostra, testaram-se, através de análises factoriais confirmatórias (ACF), os dois principais modelos teóricos que foram propostos para a versão americana e que têm estado em discussão na literatura (Busby et al., 1995; Vandeleur et al., 2003): estrutura multidimensional hierárquica, de acordo com a proposta original de Spanier (1976), e estrutura unidimensional posteriormente sugerida por Sharpley e Cross (1982). O modelo multidimensional hierárquico foi especificado restringindo a regressão dos itens ao respectivo factor e fazendo regredir os quatro factores primários ao factor de segunda ordem (AC) (Byrne, 1995; MacCallum, 1995). Para o modelo unidimensional, fizeram-se regredir os 32 itens num único factor (AC). De forma a estabelecer uma escala de mensuração dos factores primários nos modelos, o coeficiente de regressão não estandardizado foi igualizado a 1 num dos itens para cada factor primário; no modelo hierárquico, a variância do factor de segunda ordem foi igualizada a 1 (MacCallum, 1995). Os parâmetros foram estimados pelo método dos Mínimos Quadrados não Ponderados (Unweighed Least Squares, ULS), dado que os itens da DAS tendem a apresentar uma distribuição enviezada (Kurdek et al., 1992) e o mesmo se observou na nossa amostra. Este método não assume a hipótese de distribuição normal multivariada dos dados, ao contrário do método da Máxima Verosimilhança (Maximum Likelihood, ML) (Curran, West, & Finch, 1996). Não obstante, e de acordo com a recomendação de Hoyle e Panter (1995), apresentam-se também os resultados estimados por ML, já que este método permite o teste estatístico formal do modelo e constitui, de entre os vários métodos disponíveis, aquele que tem sido mais largamente investigado. Para avaliar o ajustamento dos modelos aos dados, foram considerados os seguintes indicadores:

– χ2 e razão χ2/g.l. (qui-quadrado/graus de liberdade): O teste do χ2 constitui o teste formal da equivalência entre a matriz de covariância implícita e a matriz de covariância observada (Hoyle, 1995; Curran, West & Finch, 1996). A rejeição da hipótese nula (p<.05) significa que o modelo não se ajusta aos dados. Contudo, o teste do χ2 é largamente reconhecido como sendo problemático, dada a forte sensibilidade desta estatística ao tamanho da amostra, a desvios da normalidade e à complexidade (i.e., número de parâmetros estimados) do modelo (Curran et al., 1996; Hoyle, 1995). A razão χ2/g.l. tem sido aceite como um indicador menos enviezado. Para este quociente, valores iguais ou inferiores a 5.0 ou, numa posição mais conservativa, a 3.0, são considerados indicativos de um bom ajustamento (Byrne, 1990).

– Índice da Bondade do Ajustamento (Goodness of Fit Index, GFI) e Índice da Bondade do Ajustamento Ajustado (Adjusted Goodness of Fit Index, AGFI): Tal como outros índices subjectivos que assentam na mesma lógica, o GFI é um indicador do incremento do ajustamento do modelo em relação a um modelo hipotético independente ou nulo (i.e., no qual nenhuma relação entre as variáveis existe); é referido como AGFI quando é ajustado em relação ao número de variáveis observadas (Hoyle, 1995). Estas medidas variam entre 0 a 1. O valor .90 é largamente aceite como ponto de corte a partir do qual se pode concluir que o modelo é consistente com os dados, e valores acima de .95 são considerados indicativos de um ajustamento muito bom (Hoyle, 1995; Tabachnik & Fidell, 2001). Contudo, para valores estimados com métodos que pressupõem a multinormalidade dos dados, como o ML, tem sido demonstrado que o critério d e .90 como valor mínimo a atingir pode conduzir a erros Tipo I (i.e., rejeição de modelos ‘bons’) perante desvios à normalidade ou amostras relativamente pequenas (N<500) (Hu & Bentler, 1995).

– Média Quadrática Residual (Root Mean Square Residual, RMS): Esta medida refere-se à equivalência entre a matriz de covariância residual implícita (teoricamente nula, i.e., a média dos resíduos é igual a zero) e a matriz de covariância residual observada. Considera-se que valores inferiores a .05 indicam um nível de equivalência bom, e entre .05 e .08 um nível de equiva-lência razoável (Joreskög & Sörbom, 1989).

De forma a reunir dados adicionais sobre a validade da DAS, determinou-se também a consistência interna das sub-escalas e da escala global através do cálculo do coeficiente alfa de Cronbach (α), e foi analisada a inter-correlação das notas. A estabilidade temporal foi avaliada na sub-amostra de participantes que responderam duas vezes à DAS calculando a correlação entre os valores do teste e do re-teste. As notas médias foram comparadas em função do estado reprodutivo (expectante/não-expectante) e experiência parental (com ou sem filhos) através de análises multivariadas de variância (MANOVA). Na amostra de 103 casais, a concordância entre as notas dos dois parceiros foi avaliada através de análise correlacional. Avaliou-se ainda a correlação com as notas no BDI, STAI-Y e ECE em cada género separadamente. Sete homens e oito mulheres foram excluídos das análises com o BDI devido a preenchimento incompleto do questionário. No cálculo de correlações foram utilizados testes Pearson.

As ACF foram realizadas com o programa estatístico AMOS v.16; as restantes análises foram feitas com o SPSS v.15. O nível de significância estatística considerado nas análises foi .05.

 

RESULTADOS

A mediana das notas situou-se acima do ponto médio da escala para os 30 itens não-dicotómicos da DAS (i.e., todos os itens excepto os itens 29 e 30). Para a maioria destes itens a opção com valor 0 (por ex., “sempre em desacordo” nos itens 1-15 ou “muito infeliz” no item 31) nunca foi escolhida, e para uma minoria apenas foram escolhidas as opções a partir do ponto médio da escala. Estes resultados indicam um enviezamento das notas para o extremo positivo da escala, o que era esperado tendo em conta as características da amostra (constituída maioritariamente por casais nos primeiros anos da relação e sem filhos) e a própria natureza do construto em avaliação (no sentido em que não se espera que o casal mantenha a relação se o nível de ajustamento conjugal for muito baixo).

Os resultados principais das análises factoriais confirmatórias (AFC) são apresentados no Quadro 1 (peso factorial dos itens) e no Quadro 2 (índices de ajustamento) para cada um dos modelos testados. Constata-se que o ajustamento dos dois modelos foi sub-estimado com o método de estimação da Máxima Verosimilhança (ML), em comparação com o método alternativo dos Mínimos Quadrados não Ponderados (ULS), resultados que eram esperados dada a distribuição assimétrica das notas. Como já referido, o primeiro método, ao contrário do segundo, assume a hipótese de distribuição normal multivariada dos dados. Os valores obtidos com o estimador ULS para os vários índices de ajustamento alternativos ao teste do χ2 indicam que o modelo multidimensional hierárquico provê uma representação adequada dos dados, se assumirmos os critérios de referência antes mencionados. Conforme a aceitação deste modelo pressupõe, os valores respeitantes ao modelo unidimensional indicam também um bom nível de ajustamento. Contudo, o modelo hierárquico produziu valores do χ2, razão χ2/g.l. e RMR mais baixos, e valores do GFI e AGFI mais altos, o que permite concluir que este modelo provê uma melhor representação dos dados do que o modelo unidimensional (Curran et al., 1996). Os resultados apresentados no Quadro 1, relativos aos coeficientes de regressão dos itens nos factores, permitem duas observações adicionais que discutiremos na secção final considerando o conjunto dos dados. Embora os valores sejam estatisticamente significativos, os itens 3, 24, 28, 29 e 32 apresentam pesos factoriais baixos (<.3) (Hattie, 1981) no factor geral de ajustamento conjugal (AC) (a este respeito, note-se que o teste da estrutura unidimensional e o teste da estrutura hierárquica geraram valores idênticos para a regressão dos itens no factor de AC; por questões de economia de espaço, apenas são apresentados os valores na solução unidimensional). No que respeita à regressão dos quatro factores primários no factor de geral de AC, verifica-se que ela é máxima, e bastante elevada, para o factor de Satisfação, o que indica o peso determinante desta dimensão no nível global de AC; pelo contrário, o factor de Coesão surge como o menos relevante, e relativamente pouco significativo em comparação com os restantes três factores primários.

 

QUADRO 1

Estrutura interna da DAS: Pesos factoriais estandardizados

 
Modelo
 
Hierárquico
Unidimensional
Descrição dos Itens
Factor
ULS1
ML1
ULS1
ML1
(itens 1-15: Grau aproximado de concordância em relação a)          
1. Finanças familiares
I
.595
.590***
.561
.591***
2. Aspectos ligados a divertimentos <