As três escalas utilizadas foram submetidas a uma análise de componentes principais (PCA - principal component analysis). Previamente, foi verificada a adequação dos dados para a análise fatorial. A inspeção da matriz de correlação revelou a presença de correlações interitens com coeficientes com valores de .3 e/ou superiores, nos três questionários. Os valores de Kaiser-Meyr-Oklin foram satisfatórios, superando o valor recomendado de 0.6 [PsyCap: KMO = 0.872; UWES: KMO = 0.906; MHI: KMO = 0.871] verificando-se a adequação da amostra para a análise (Pallant, 2005).
Também o teste de esfericidade de Bartlett (Pallant, 2005) alcançou significância estatística, indicando que as correlações entre os itens são suficientes para a realização da análise para os três testes, apoiando a factorabilidade da matriz de correlação [PCQ-12: X2(66) = 618.154, p< .000, MHI: X2(703) = 2625.326, p< .000, UWES: X2(36) = 796.588, p< .000].
Tal como recomendado por Scheier (citado em Pallant, 2005) analisamos o constructo unidimensional e as suas facetas multimensionais.
O critério de Kaiser do autovalor “eigenvalue”, o scree test de Catell e a análise paralela foram utilizados como critérios para a tomada de decisão relativa aos fatores a extrair. Segundo Pallant (2005), a análise paralela tem vindo a ganhar crescente popularidade nas ciências sociais, pelo que se recorreu ao programa Monte Carlo para análise de PCA paralela (Watkins, 2000)
4.2.1 Capital Psicológico
Para os 12 itens que compõem o constructo do capital psicológico (PCQ-12), a análise de componentes principais revelou a presença de dois componentes com valores próprios
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superiores a 1 (segundo critério de Kaiser do autovalor), explicando 59.235% da variância total.
Utilizando o scree test de Catell, decidiu-se manter apenas um fator para as análises subsequentes. Esta decisão foi também consubstanciada pelos resultados da análise paralela, que mostraram apenas a existência de um componente com valores próprios superiores aos valores correspondentes do critério, para uma matriz dos dados gerados aleatoriamente com o mesmo tamanho.
Nesta ordem de ideias, optou-se pela retenção de apenas um fator, explicando 48.661% da variância total. Considerando tal, o somatório dos itens da escala foi utilizado como medida para o capital psicológico.
O alfa de Cronbach de cada um dos fatores do PCQ-12 varia entre .554 e .836, e o da escala total PCQ-12 assume o valor de .888.
4.1.2. Comprometimento face ao Trabalho (work engagement)
A análise de componentes principais dos nove itens que compõem o constructo (UWES) revelou a presença de um único fator com valores próprios superiores a 1, explicando 67.658% da variância total. Usando o scree test de Catell decidimos pela retenção de apenas um componente para investigações mais aprofundadas, também confirmada pela análise paralela.
Nesta ordem de ideias, não foi encontrada uma estrutura de três fatores (dedicação, vigor e absorção), tal como referido na literatura, e por isso optamos pelo uso do somatório dos itens do UWES, como medida do comprometimento face ao trabalho por parte do indivíduo. Tais resultados estão em consonância com as conclusões de Bakker & Demerouti (2008) e Sonnentag (2003) que suportam a unidimensionalidade do construto, especialmente dada por uma alta correlação entre os fatores e elevada consistência interna da escala total.
Note-se que o alfa de Cronbach dos fatores varia entre .552 e .908 e para a escala total assume o valor de .928.
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4.2.3. Saúde mental
Uma análise de componentes principais (PCA) foi conduzida nos 38 itens do instrumento MHI, com rotação Varimax.
A análise inicial mostrou que sete componentes obedeceram ao critério de Kaiser do autovalor (“eigenvalue”) maior que 1, explicando 69.037% da variância total encontrada.
A análise do scree plot (figura 1) sugeriu destaque dos 3 primeiros fatores, posicionados antes de haver uma grande inflexão no fator 4, embora no 3.º fator se note também a existência de uma inflexão, o que levanta a possibilidade de, numa segunda análise se extrair apenas 2 fatores.
Figura 1 - Scree plot da escala MHI !
De igual modo, os resultados da análise paralela mostraram apenas três componentes com valores próprios a exceder os valores do critério correspondentes para uma matriz de dados gerada aleatoriamente com o mesmo tamanho. A Tabela 2 mostra a comparação entre os valores próprios do PCA e os valores de critério correspondentes, obtidos através da análise paralela.
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Tabela 2 - Valores de comparação entre os valores próprios da PCA e análise paralela Componente Eigenvalue do PCA Valores do critério:
análise paralela Decisão 1 15.221 2.4208 Aceitar 2 3.115 2.2352 Aceitar 3 2.522 2.0767 Aceitar 4 1.632 1.9605 Rejeitar 5 1.586 1.8584 Rejeitar 6 1.120 1.7641 Rejeitar 7 1.038 1.6772 Rejeitar
Assim, atendendo aos critérios acima descritos para a extração de componentes, optou- se em primeiro lugar pela extração de 3 fatores.
Para auxiliar na identificação e interpretação destes três componentes, foi realizada uma rotação ortogonal Varimax com normalização Kaiser, na medida em que se pretende que, para cada componente principal, existam apenas alguns pesos significativos.
A solução de 3 componentes rodada explica um total de 54.891% da variância total do MHI, com o componente 1 contribuindo com 30.639%; o componente 2 contribuindo com 13.173 % e o componente 3 com 11.078 %.
A Tabela 3 mostra o padrão / estrutura dos coeficientes, rotação varimax, a percentagem de variância explicada e os coeficientes das escalas.
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Rotated Component Matrix
Components 1 (24 itens) 2 (6 itens) 3 (8items) 25 - incomodado devido ao nervoso * .806
3 - nervoso ou apreensivo * .769
13 - tenso e irritado * .763
29 - cansado, inquieto e impaciente * .750 30 - rabugento e de mau humor * .723 8 - preocupado por perder a cabeça .711 22 - relaxar sem dificuldade .701 33 - ansioso ou preocupado * .700 24 - tudo acontece ao contrário do desejado * .694 20 - sentiu como se fosse chorar * .694
11 - muito nervoso * .684
35 - dificuldade em se manter calmo * .682
32 - confuso ou perturbado * .673 .530
37 - acordou fresco e repousado .670 .354
17 - calmo e em paz .659 .434
38 - debaixo de grande pressão ou stress * .650
19 - triste e em baixo * .640 .452
15 - as mãos a tremer quando fazia algo * .624
6 - relaxado e sem tensão .607 .406
18 - emocionalmente estável .595 .428
36 - espiritualmente em baixo * .566 .337
31 - alegre, animado e bem disposto .563 .544 14 - controlo de comportamentos,
pensamentos e sentimentos .538
16 - sem futuro * .506 .337
5 - dia a dia interessante .828
4 - futuro promissor .779
26 - a vida é uma aventura maravilhosa .766
7 - prazer no que faz .306 .727
12 - esperar ter um dia interessante .318 .660
1 - feliz e satisfeito .484 .308
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Esta solução de 3 fatores parece agrupar no primeiro fator itens associados à ansiedade, depressão e controlo emocional / comportamental (itens 25, 3, 13, 29, 30, 8, 22, 33, 24, 20, 11, 35, 32, 37, 17, 38, 19, 15, 6, 18, 36, 31, 14, 16), com um alfa de Cronbach de .959; no segundo fator agrupa itens subordinados ao afeto positivo / perceções sobre o passado, presente e futuro (itens 5, 4, 26, 7, 12, 1), com um alfa de Cronbach de .845, e por último um terceiro fator que agrupa itens subordinados à perceção de apoio social / laços emocionais (com itens 21, 10, 34, 2, 23, 9, 27, 28), com um alfa de Cronbach de .769. Os valores de alfa destes fatores são satisfatórios, indicando confiabilidade pelo método da consistência interna.
Nesta ordem de ideias, procedemos à nomeação de cada componente: componente 1 - controlo emocional / comportamental / pensamentos, componente 2 - afeto geral positivo (perceções sobre o passado, presente e futuro); componente 3 - laços emocionais (perceção de apoio social). Note-se que os resultados desta análise não consubstanciam a existência de 5 dimensões distintas do MHI, conforme sugerido pela literatura, apenas mostrando a existência de 3 subescalas subjacentes à estrutura principal.
Procedeu-se de igual modo a uma segunda análise dos 38 itens, sugerindo soluções para 2 factores, tendo em linha de conta a inflexão verificada no fator 3 do Scree Plot (vide figura 1) e o facto de que a literatura indica que as análises estatísticas efetuadas com este questionário consideram apenas as escalas de bem-estar e distress psicológico.
10 - sentiu-se amado e querido .486 .598
34 - pessoa feliz .362 .485 .597
2 - sentiu-se só * .584
23 - relações amorosas satisfatórias .546
9 - deprimido * .371 .530
27 - triste e em baixo * .503 .507
28 - pensar em acabar com a vida * .417
% Variância explicada 30.639 13.173 11.078
Cronbach’s Alpha .959 .845 .769
MHI cronbach’s alpha .908
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Esta análise separou, assim, estes dois grupos de itens, apresentando porém uma correlação moderada de .465, o que indicia que apesar de apresentarem uma natureza distinta, partilham algumas semelhanças.
Assim, a solução de 2 fatores apresenta uma percentagem da variância explicada de 48.254%, sendo que o primeiro fator explica 33.153% e o segundo fator 15.101% da variância total encontrada. O item 28 (“pensar em acabar com a própria vida”) apresenta um valor próprio inferior a .3 e por isso não satura em nenhum dos 2 fatores, sendo de interpretação ambígua, pelo que se procedeu a um nova análise, excluindo este item das análises posteriores.
A Tabela 4 mostra o padrão / estrutura dos coeficientes, rotação varimax, a variância explicada e os coeficientes das escalas, para a solução de 2 fatores do MHI.
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Rotated Component Matrix 1 (27 itens)
2 (10 itens) 25 - incomodado devido ao nervoso * .809
32 - confuso ou perturbado * .799
8 - preocupado por perder a cabeça .764 29 - cansado, inquieto, impaciente * .751
3 - nervoso ou apreensivo * .746
13 - tenso e irritado * .742
19 - triste e em baixo * .738
22 - relaxar sem dificuldade .731 20 - sentiu como se fosse chorar * .731 24 - tudo acontece ao contrário do desejado * .714
11 - pessoa muito nervosa * .705
35 - dificuldade em se manter calmo * .705 38 - debaixo de grande pressão ou stress * .688
18 - sentir-se emocionalmente estável .681 .311
30 - rabugente / mau humor * .680
33 - ansioso ou preocupado * .664
17 - calmo e em paz .631 .452
36 - espiritualmente em baixo * .623 .336
27 - triste e em baixo * .618 .336
16 - sem futuro * .572
6 - relaxado e sem tensão .566 .413
14 - controlo de comportamentos, pensamentos e
sentimentos .551
15 - as mãos a tremer * .538
37 - acordou fresco e repousado .529
9 - deprimido * .513
2 - sentiu-se só * .408
21 - seria melhor que não existisse * .316 28 - pensar em acabar com a vida *
5 - dia a dia interessante .830
26 - a vida é uma aventura maravilhosa .792
4 - futuro promissor .751
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* itens invertidos
O primeiro fator (“distress psicológico”) agrupa a maior parte dos itens que constavam do fator 1 da análise anterior, nomeadamente, itens relacionados com a ansiedade, depressão e controlo de comportamentos / sentimentos. Engloba, por isso, situações e experiências pessoais desagradáveis e com consequências nefastas para a saúde e para o bem estar psicológico, consistindo numa mistura de ansiedade, depressão e perda de controlo. Apresenta um alfa de cronbach de .959.
O fator 2 “Bem-estar psicológico” agrupa itens de afeto positivo (fator 2), mas também contém itens que eram da escala de perceção de apoio social (fator 3), nomeadamente, os itens relacionados com a “existência de relações satisfatórias”, “sentir-se amado e querido”, “considerar-se uma pessoa feliz”, “sentir-se alegre e bem disposto”. O fator 2 “bem-estar psicológico” engloba assim afetos positivos e laços emocionais, apresentando um alfa de cronbach de .845.
Os valores dos alfas de cronbach destas duas escalas indicam confiabilidade pelo método da consistência interna.
No entanto, e considerando a existência de alguma saturação cruzada e o facto de que alguns itens não se enquadrarem com o conjunto de itens do seu fator, o que vem dificultar ligeiramente a interpretação teórica, estudou-se a unidimensionalidade do constructo. A
12 - esperar ter um dia interessante .643
34 - pessoa feliz .496 .594
10 - sentiu-se amado e querido .592
31 - alegre, animado e bem disposto .571 .583
1 - feliz e satisfeito .534
23 - relações amorosas satisfatórias .311 .380
% Variância explicada 33.153 15.101
Cronbach’s Alpha .959 .845
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extração de apenas um fator explica 41.094% da variância total encontrada ao nível da saúde mental.
As Tabelas 5 e 6 apresentam os mínimos, máximos, médias e desvios-padrão das soluções de 3 e 2 fatores do MHI.
Tabela 5 - Mínimos, máximos, médias e desvios-padrão do MHI (3 fatores)
Fatores Min. Máx. Média D.P.
Pré- intervenção Fator 1 74.00 139.00 108.36 17.960 Fator 2 13.00 35.00 23.54 4.691 Fator3 27.00 46.00 38.94 4.812 Escala total 119.00 217.00 170.84 23.818 Pós- intervenção Fator 1 56.00 137.00 109.50 15.841 Fator 2 8.00 35.00 25.16 5.346 Fator3 29.00 46.00 39.14 4.160 Escala total 100.00 218.00 173.80 22.453 Fator 1 – controlo emocional / comportamental, fator 2 - afeto positivo, fator 3 - laços emocionais
Tabela 6 - Mínimos, máximos, médias e desvios-padrão do MHI (2 fatores)
Fatores Min. Máx. Média D.P.
Pré- intervenção Fator 1 53.00 104.00 81.16 13.996 Fator 2 23.00 58.00 41.60 7.515 Escala total 114.00 212.00 165.90 23.793 Pós- intervenção Fator 1 38.00 103.00 81.80 12.356 Fator 2 22.00 59.00 43.66 7.776 Escala total 95 213 168.86 22.422
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É importante salientar que nas soluções descritas (3 fatores, 2 fatores e 1 fator), por se considerar a existência de correlações moderadas entre fatores, que indicam a existência de semelhanças, a utilização da solução de 2 fatores e de apenas 1 fator, parece ser a mais apropriada, uma vez que reúne os itens de forma simples, compreensível, teoricamente interpretável e organizada.
Desta forma, e para futuras análises estatísticas, ter-se-á em linha de conta os 2 fatores (de 2.ª ordem) e o valor total da escala.
Para análise das escalas do MHI considerando a nossa amostra, o valor de saúde mental é obtido pelo somatório dos itens, sendo que valores mais elevados encontrados na escala total representam valores mais elevados de saúde mental, refletindo assim uma maior frequência de sintomas de saúde mental ou a ocorrência menor de sintomas de saúde mental negativos (segundo Ribeiro, 2011, menos ansiedade, depressão e perda de controlo emocional, e mais afeto positivo e laços emocionais). Adicionalmente e considerando as escalas pelas quais é constituído, nomeadamente, a escala do distress e bem-estar psicológico, estas são obtidas através do somatório dos itens que lhes correspondem, sendo que valores elevados indicam maior saúde mental, isto é, valores elevados na escala de distress psicológico, indicam a capacidade para gerir emoções, comportamentos e pensamentos, sendo que por outro lado, valores baixos nesta escala indiciam maior distress, dificuldade de regulação emocional e comportamental. De igual modo, valores elevados na escala de bem-estar psicológico representam uma maior capacidade de perceber o passado, presente e futuro com maior bem-estar e maior perceção de apoio social, sendo que valores mais baixos representam maior desesperança, sentimentos de solidão e/ou a falta de apoio social.