Individual reimbursement – Regulation for reimbursement, Section 3

3.6.2.1 Escala de Vitalidade Subjetiva (subescala Estado) (EVS) de

Ryan e Frederick (1997)

Em conformidade com as questões previamente elucidadas, deve recordar-se que como o presente estudo se encontra focado na variável de vitalidade subjetiva, na sua dimensão de estado (VNM), utilizaram-se os 6 itens da Escala de Vitalidade

Subjetiva (EVS) que acedem a esta dimensão. Após o tratamento dos dados omissos,

apuraram-se 682 casos válidos para a execução da análise fatorial confirmatória a esta subescala, o que representa um tamanho amostral que cumpre perfeitamente os

critérios estatísticos aplicáveis em termos da amostra exigida69 _{para a generalização} dos resultados desta análise (Ho, 2006; Kline, 2011). Por seu turno, procedeu-se à verificação dos restantes pressupostos estatísticos aplicáveis, nomeadamente, a ausência de valores extremos (outliers) univariados e multivariados, a normalidade univariada e multivariada70_{, a multicolinearidade, singularidade e homocedasticidade} das variáveis, bem como a presença de relações lineares entre os itens (Stevens, 2009). No geral, não foram detetadas violações aos pressupostos referidos, possibilitando-nos avançar para a realização da análise fatorial confirmatória com o estimador da máxima verosimilhança, com o objetivo de testar um modelo de medida unifatorial, correspondente à dimensão de vitalidade subjetiva estado.

De modo a avaliarmos o modelo estimado, seguimos as indicações de Brown (2006), de Marsh, Hau e Wen (2004) e de Ho (2006), tendo em atenção quer o grau de adequação dos parâmetros estimados, quer o ajuste global do modelo. Relativamente à adequação dos parâmetros estimados, tivemos em linha de conta as cargas fatoriais (loadings) que, tal como é recomendável, atingiram valores iguais ou superiores a .50, providos de significância estatística, na variável latente em apreço (Brown, 2006). A avaliação do ajuste global do modelo realizou-se tendo por base o valor da estatística de Qui-Quadrado (χ²) e graus de liberdade associados, em conjunto com a análise dos índices de ajustamento, tendo-se seguido, a propósito desta última questão, os critérios de Marsh et al. (2004) que recomendam a utilização conjunta do

Comparative Fit Index (CFI), o Root Mean Square Error of Aproximation (RMSEA), o Standardized Root Mean Square Residual (SRMR), reportando-se também o Goodness- of-Fit Index (GFI).

Esta análise conjunta é fortemente recomendável, na medida em que o teste de χ² possui uma sensibilidade elevada (probabilidade acrescida de incorrer em Erro Tipo I), sobretudo na presença de tamanhos de amostra elevados (n > 200), como sucede neste caso (n = 682). De facto, para o modelo considerado, o valor de Qui-Quadrado obtido neste caso excede, com significância estatística, os respetivos graus de liberdade (χ² (9) = 71.38, p < .001)71_{, o que pode indiciar que o ajustamento do} modelo não se revela adequado. Em uma primeira análise, considerámos que o elevado tamanho amostral pudesse ser responsável por este resultado, já que os

69 _{Segundo Kline (2011) é recomendável um tamanho de amostra que respeite um rácio de 10 sujeitos por}

parâmetro estimado, devendo-se garantir um rácio mínimo de 5 sujeitos por parâmetro estimado. No presente caso, o número de parâmetros a estimar é de 13 para um n = 682, o que equivale a um rácio de 52.05, que viabiliza de forma sólida a prossecução das análises.

70 _{Apesar da verificação da normalidade multivariada não se poder realizar diretamente, este pressuposto}

tende a cumprir-se nas situações nas quais as variáveis possuem distribuições normais (seguindo os critérios aplicáveis de simetria e curtose), as suas relações são lineares e se verifica a presença de homocedasticidade, tal como sucedeu neste caso (Stevens, 2009; Tabachnik & Fidell, 2007).

71 _{Importa reportar ainda que o valor de ajustamento absoluto χ² / gl = 7.93, ultrapassa neste caso o valor}

índices CFI = .98 e GFI = .97 registaram valores admissíveis, ao superarem o ponto de corte de .90 (Brown, 2006), bem como o SRMR = .03, que se situou abaixo de .80, como recomendado (Hu & Bentler, 1999; Kline, 2011; Marôco, 2010).

Não obstante, o valor de o RMSEA atingiu o valor de .10, que supera o ponto de corte aplicável (RMSEA < .10), indicando a necessidade de re-especificar o modelo. Assim, partimos para a identificação de possíveis fontes de desajustamento, recorrendo à análise dos índices de modificação e dos resíduos estandardizados. A apreciação conjunta destes indicadores sinalizou apenas a covariação entre os erros dos itens 1 (Neste momento, sinto-me vivo(a) e com vitalidade) e 3 (Neste momento, tenho

energia e entusiasmo) desta subescala. Atendendo a que se trata de itens

pertencentes a uma mesma dimensão e que possuem também uma certa proximidade na sua formulação, procedemos à re-especificação do modelo, acrescentando a correlação entre os erros dos mesmos (Byrne, 2010; Kline, 2011). Esta alteração conduziu a um grau de maior adequabilidade do modelo proposto, particularmente visível através da obtenção de índices de ajustamento claramente mais favoráveis, como se especifica no Quadro 11.

Quadro 11. Índices de ajustamento obtidos através da análise fatorial confirmatória à versão portuguesa (Ramos & Paixão, 2010) da subescala estado da EVS de Ryan e Frederick (1997) (n = 682)

χ2 df RMSEA SRMR CFI GFI

Modelo hipotetizado 40.97 8 .08 .03 .99 .98

Além destes aspetos não se verificaram índices de modificação elevados nem resíduos estandardizados superiores a 2.58 (Brown, 2006; Byrne, 2010), o que nos levou a concluir que o modelo empírico esquematizado na Figura 4 possui um ajustamento adequado, permitindo excluir a necessidade de voltar a re-especificar o modelo. Por último, deve-se indicar que esta subescala possui uma adequada consistência interna, tendo sido obtido um coeficiente alfa de Cronbach de .92 (Nunally, 1978).

Figura 4. Modelo estrutural da sub-dimensão estado da EVS (solução estandardizada na qual os valores à direita das variáveis observadas representam as proporções de variância não explicada).

3.6.2.2 Questionário de Variáveis Sociocognitivas (VSC) (Lent et

al., 2005)

A estrutura latente das variáveis e respetivas subescalas deste instrumento foi estudada através da análise em componentes principais, como já asseverámos anteriormente. Importa relembrar que este questionário contempla duas dimensões ou domínios, o domínio académico e o domínio social. O domínio académico inclui as subescalas de Autoeficácia Académica, de Autoeficácia Académica de Coping, de

Expectativas de Resultado Académico, de Suporte Académico e, por fim, de Satisfação Académica. Por seu turno, o domínio social engloba as subescalas de Autoeficácia Social, de Expectativas de Resultado Social, de Suporte Social e, por

último, de Satisfação Social. De acordo com Lent et al. (2005), estas subescalas aludem a constructos distintos (a satisfação é específica de um domínio; há especificidade situacional que leva a que, como no caso das crenças, as duas versões da satisfação e outras estejam separadas) e, por conseguinte, devem ser analisadas individualmente. Como tal, procedemos à realização de uma análise em componentes principais a cada uma das subescalas, por forma a recolher evidência concernente à sua validade de constructo.

Antes de procedermos à apresentação dos resultados obtidos, deve acentuar-se que para a totalidade das análises foram verificados os pressupostos estatísticos aplicáveis

Item 2 Item 3 Item 4 Item 5 Vitalidade subjetiva Estado .58 .22 .61 .22 .30 Item 1 .65 .89 .62 .88 .84 Item 6 .95 .10

relativos ao n amostral, ausência de valores extremos univariados e multivariados, verificação da inexistência de desvios inadmissíveis da distribuição dos itens à curva normal e da recolha dos indícios e indicadores da presença da normalidade multivariada, bem como da presença de linearidade nas inter-relações entre os itens (Stevens, 2009; Tabachnik & Fidell, 2007). Os pré-requisitos da heterocedasticidade e da ausência de multicolinearidade e singularidade entre os itens ou variáveis foram também tidos em consideração.

Deve reportar-se, a este propósito, que não foram verificadas violações a nenhum dos pressupostos de um modo susceptível de afetar os resultados, bem como impedir a sua generalização. Seguidamente, apresentam-se as análises realizadas para cada uma das subescalas deste instrumento, dando início com a dimensão académica.

3.6.2.2.1 Dimensão académica

3.6.2.2.1.1 Escalas de Autoeficácia Académica e de Autoeficácia