Método

Participantes

Participaram neste estudo 884 estudantes, de ambos os sexos (feminino = 451 indivíduos; masculino = 433 indivíduos), com idades entre os 11 e os 18 anos (M = 13,91 anos, DP = 1,69). Quanto à escolaridade, 207 adolescentes frequentavam o 7º ano (23,4%), 210 indivíduos o 8º ano (23,8%), 158 indivíduos o 9º ano (17,9%), 113 indivíduos o 10º ano (12,8%), 108 indivíduos o 11º ano (12,2%), e 86 indivíduos o 12º ano (9,7%).

Material

Questionário Sociodemográfico: Este estudo incluiu um breve questionário para aceder a variáveis sociodemográficas, nomeadamente a idade, o sexo, o ano de escolaridade, o número de reprovações escolares e a situação de empregabilidade dos pais.

Escala de Felicidade Subjetiva (^{Lyubomirsky & Lepper, 1999}): Esta escala avalia a felicidade subjetiva e inclui quatro itens. Nos dois primeiros itens, é solicitado que os indivíduos se caracterizem por comparação absoluta (item 1: “Em geral, acho que sou:”) e relativa com os seus pares (item 2: “Em comparação com a maioria das pessoas da minha idade, acho que sou:”). A escala de resposta, tipo Likert, varia entre 1 (item 1: “uma pessoa não muito feliz”; item 2: “menos feliz”) e 7 (item 1: “uma pessoa muito feliz”; item 2: “mais feliz”) para ambos os itens. Nos outros dois itens, é solicitado que os indivíduos indiquem a extensão com que se identificam com a caracterização de felicidade (item 3: “Algumas pessoas geralmente são muito felizes. Elas aproveitam ao máximo a vida apesar do que se passa à volta delas. Achas que és como estas pessoas?”) e de infelicidade (item 4: “Algumas pessoas geralmente são pouco felizes. Elas nunca parecem tão felizes quanto poderiam ser. Achas que és como estas pessoas?”). A escala de resposta, também tipo Likert, varia entre 1 (“de modo nenhum”) e 7 (“em grande parte”) para ambos os itens. O item 4 é invertido. A pontuação total é obtida através da média das respostas nos quatro itens. Pontuações mais altas correspondem a maiores níveis de felicidade subjetiva. A versão original apresenta alfas de Cronbach entre 0,79 e 0,94 (Lyubomirsky & Lepper, 1999). A versão portuguesa para adultos apresenta um alfa de 0,76 (^{Pais-Ribeiro, 2012}).

Escala de Ansiedade, Depressão e Stress (Lovibond & Lovibond, 1995; EADS-C, versão portuguesa validada para crianças e adolescentes de ^{Leal et al., 2009}): A versão portuguesa desta escala, validada para crianças e adolescentes, é composta por 21 itens, integrados em três subescalas: depressão, ansiedade e stress. É solicitado aos indivíduos que respondam com base em como se sentiram durante a semana passada, numa escala de Likert de 4 pontos, variando de 0 (não se aplica a mim em tudo) a 3 (aplica-se a mim na maior parte do tempo). As pontuações podem variar de 0 a 21 pontos em cada dimensão, e os resultados mais altos indicam estados afetivos mais negativos na respetiva dimensão. A versão portuguesa apresenta um alfa de Cronbach de 0,74 para a subescala de stress, 0,75 para a de ansiedade e 0,78 para a de depressão (^{Leal et al., 2009}). Por sua vez, no presente estudo, a subescala de stress apresenta um alfa de Cronbach de 0,86, de 0,83 para a subescala ansiedade e de 0,90 para a subescala depressão.

Escala de Autoestima de Rosenberg (Rosenberg, 1965; EAE, versão portuguesa de ^{Santos & Maia, 2003}): Esta escala avalia a autoestima e é composta por 10 itens. A escala de resposta de tipo Likert varia entre 1 (discordo totalmente) e 4 (concordo). Cinco itens são invertidos. A pontuação total varia entre 10 e 40, sendo que pontuações mais elevadas correspondem a uma maior autoestima. A versão portuguesa validada para adolescentes apresenta um alfa de Cronbach de 0,86 (^{Santos & Maia, 2003}). No presente estudo, o alfa de Cronbach foi de 0,90.

Escala de Satisfação com a Vida (Huebner, 1991; ESV, versão portuguesa de ^{Marques, Pais-Ribeiro, & Lopez, 2007}): Esta escala avalia a satisfação com a vida em geral em crianças e adolescentes com idades entre os 8 e os 18 anos. É composta por sete itens e a escala de resposta de tipo Likert varia entre 1 (discordo totalmente) e 6 (concordo totalmente). As pontuações variam entre 7 e 42. Pontuações mais elevadas correspondem a uma maior satisfação com a vida. A versão portuguesa apresenta um alfa de Cronbach de 0,89 (^{Marques et al., 2007}). Neste estudo, o alfa de Cronbach foi de 0,88.

Procedimento

Através do método de amostragem por conveniência, contactou-se uma escola da zona norte de Portugal que integra alunos oriundos de várias regiões e com grande diversidade de estratos sociais e económicos. Foi solicitada autorização à direção da Escola para efetuar a recolha dos dados, explicando-se os objetivos do estudo. Após o aval da direção da Escola, o estudo foi divulgado junto dos professores, Encarregados de Educação e estudantes, tendo estes dado o seu consentimento informado antes da sua participação no estudo. Os estudantes foram informados que a sua participação era voluntária e que o anonimato seria garantido. Como critérios de inclusão definiu-se todos os alunos que frequentassem o 3º ciclo e o secundário da escola em questão. Como critério de exclusão definiu-se dificuldades cognitivas que impedissem a compreensão adequada dos questionários aplicados, conhecimento insuficiente da língua portuguesa, e preenchimento incompleto ou indevido dos questionários. A recolha de dados foi realizada pelos Diretores de Turma, que receberam informações específicas sobre como realizar a recolha de dados. Os dados foram recolhidos no ano de 2015, numa aplicação única, respondendo cada participante, em horário curricular, ao conjunto de questionários definidos num tempo médio de 20 minutos.

Resultados

Análise das medidas descritivas e consistência interna

O Quadro 1 apresenta informação descritiva sobre cada item e escala total. A partir desta tabela é possível concluir que o nível de felicidade subjetiva é em geral elevado, encontrando-se acima do ponto médio da escala. Os itens e a escala total apresentam uma assimetria positiva (ou também chamada de assimetria à esquerda). O item 1 e 2 apresentam uma distribuição leptocúrtica e os itens 3 e 4 apresentam uma distribuição mesocúrtica. A consistência interna da escala medida é considerada aceitável através do alfa de Cronbach (os itens se eliminados não melhorariam a consistência interna) e boa através do índice de fidelidade compósita de 0,81 (^{Hill & Hill, 2002}). O Quadro 2 apresenta as correlações inter-itens, variando a força da correlação entre fraco a moderado, sendo a correlação maior entre o item 1 e 2.

Por sua vez, o Quadro 3 apresenta informação descritiva àcerca das outras dimensões incluídas neste estudo: dimensão positiva (autoestima e satisfação com a vida); dimensão negativa (ansiedade, depressão e stress). Como se pode verificar nesta tabela, os participantes apresentaram em geral resultados positivos (acima do ponto médio das escalas) nas dimensões positivas de autoestima (EAE) e satisfação com a vida (ESV). Em relação à dimensão negativa, os participantes apresentaram médias ligeiramente mais elevadas de stress e depressão do que de ansiedade, mas ainda assim muito abaixo do ponto médio das subescalas. No que diz respeito à consistência interna, os alfas de Cronbach obtidos em todas as escalas nesta amostra foram elevados, indicando uma boa consistência interna.

Validade convergente

No Quadro 4, verifica-se que todas as escalas estão significativamente correlacionadas entre si, variando a força das correlações entre fraca a moderada (^{Hinkle et al., 2003}). Os resultados motraram que as escalas de dimensão positiva (EFS, ESV e EAE) estão positivamente correlacionadas entre si, mas negativamente correlacionadas com as dimensões negativas (ansiedade, depressão e stress), ou seja, quanto mais elevados são os níveis de felicidade subjetiva, de autoestima e de satisfação com a vida, menores são os níveis de ansiedade, depressão e stress. Do mesmo modo, as dimensões negativas estão positivamente correlacionadas entre si, mas negativamente correlacionadas com as dimensões positivas, ou seja, quando os níveis de ansiedade, depressão e stress aumentam, verifica-se uma diminuição dos níveis de felicidade subjetiva, de autoestima e de satisfação com a vida. Neste sentido, a validade convergente foi confirmada.

Validade de construto

A fim de testar a validade de construto da Escala de Felicidade Subjetiva, realizou-se uma Análise Fatorial Confirmatória (AFC). Em primeiro lugar, foi testado o modelo A, no qual a felicidade subjetiva corresponde à variável latente e os quatro itens correspondem às variáveis observáveis (Figura 1).

Como se pode verificar no Quadro 5, os resultados do modelo A mostraram valores satisfatórios em todos os índices de ajustamento, exceto no índice de RMSEA. Neste sentido, recorreu-se aos índices modificação com o objetivo de explorar formas de alcançar um modelo mais ajustado aos dados da amostra. De acordo com estes índices, é importante ter em consideração que os erros de medida dos itens 1 e 2 da escala estão correlacionados. Isto pode acontecer quando dois itens têm uma escrita similar ou quando aparecem junto um do outro num questionário (^{Bollen & Lennox, 1991}; ^{Brown, 2015}). De facto, estes dois itens são muito semelhantes entre si, na medida em que em ambos os participantes têm de responder sobre o quão felizes se consideram, variando apenas entre uma avaliação absoluta (item 1) ou relativa (item 2). Assim, testou-se um segundo modelo (modelo B), semelhante ao primeiro, mas que incluiu a correlação entre os erros destes dois itens (Figura 2). Ter em conta esta correlação entre os erros de medida irá diminuir os efeitos da redundância destes dois itens ao medir o mesmo construto (felicidade subjetiva) e melhorar o ajustamento. De facto, os resultados do modelo B indicaram um melhor ajustamento dos dados ao modelo para todos os índices, incluído o BIC. Este modelo apresenta coeficientes estandardizados elevados e estatisticamente significativos entre as variáveis observáveis e a variável latente.

Análise da invariância

Foram realizadas análises de invariância para explorar a invariância em diferentes subgrupos dos participantes (sexo e grupos de escolaridade). Primeiramente, foi elaborada uma análise fatorial confirmatória em separado para cada sexo e grupo de escolaridade. A análise de invariância inclui uma série de análises sequenciais com modelos que, progressivamente, vão ficando mais restritos, nomeadamente: invariância configural (modelo 1); invariância métrica (modelo 2); invariância escalar (modelo 3); e invariância das médias (modelo 4) (^{Milfont & Fischer, 2010}). A invariância entre os grupos sugere que os diferentes grupos concetualizam um mesmo conceito (felicidade subjetiva neste estudo) de igual forma (Milfont & Fischer, 2010).

Cada modelo foi comparado com o modelo anterior, utilizando vários índices de ajustamento. O teste de diferença do qui-quadrado (Δχ²) é usado, frequentemente, para testar o grau de invariância. Alterações estatisticamente não significativas sugerem invariância intergrupos. Como este teste depende também do tamanho da amostra, recorreu-se a outras medidas de ajustamento (CFI, RMSEA e BIC). ^{Cheung e Rensvold (2002}) sugerem uma diferença entre modelos de ≤-0,01 no CFI para que a hipótese de invariância seja aceite.

Relativamente ao sexo, podemos ver no Quadro 6 que o sexo masculino apresenta melhores índices de ajustamento do que o sexo feminino. Em geral, os quatro modelos apresentam um ajustamento adequado. Apesar de existirem no qui-quadrado diferenças estatisticamente significativas entre os modelos 2 e 3, as diferenças no CFI foram mínimas (ΔCFI=0,010). Assim, estes resultados demonstram uma evidência satisfatória de invariância ao nível do sexo, conceptualizando os participantes o construto de felicidade subjetiva do mesmo modo, independentemente do sexo a que pertencem.

No Quadro 7, apresentam-se os resultados da medição da invariância nos dois grupos etários (3º ciclo e secundário). Ambos apresentam um bom ajustamento dos dados, destacando-se o 3º ciclo com melhores índices de ajustamento. Todos os modelos apresentaram bons índices de ajustamento, exceto o modelo 4. Além disso, todos os modelos apresentaram diferenças mínimas no CFI, exceto entre o modelo 3 e 4 (ΔCFI= 0,052). Este resultado demonstra que existe invariância configural, métrica e escalar, mas não ao nível das médias, ou seja, as médias do fator latente (felicidade subjetiva) diferem entre o 3º Ciclo e o Secundário.

Discussão

O objetivo deste estudo consistiu na validação da Escala de Felicidade Subjetiva, de ^{Lyubomirsky e Lepper (1999}), para adolescentes portugueses. Uma análise aprofundada desta escala demonstra que nesta amostra adolescente há uma tendência para níveis de felicidade subjetiva mais elevados, visível pela média e pela assimetria positiva. As médias das versões portuguesas já existentes para adultos também foram elevadas variando entre 4,77 e 5,2 (^{Couto et al., 2018}; ^{Pais-Ribeiro, 2012}; ^{Spagnoli et al., 2012}). Por sua vez, as médias no estudo da escala original, que incluiu dados de 14 amostras diferentes, variou entre 4,63 e 5,13 (Lyubomirsky & Lepper, 1999). No presente estudo, a média elevada desta escala pode ser explicado pelo facto de estarmos perante uma amostra normativa e não clínica de adolescentes. Tal também é corroborado pelos resultados medidas de ansiedade, depressão e stress que revelaram níveis baixos. Quanto à consistência interna, esta escala apresentou um valor de alfa de Cronbach aceitável (0,79) e ligeiramente superior a outras validações portuguesas (Pais-Ribeiro, 2012; Spagnoli et al., 2012), mas igual e inferior à escala original que variou entre 0,79 e 0,94 (Lyubomirsky & Lepper, 1999).

Em relação à validade convergente, verifica-se que a Escala de Felicidade Subjetiva apresenta correlações positivas significativas com medidas de funcionamento psicológico positivo (satisfação com a vida e autoestima), podendo afirmar-se que a perceção individual acerca da felicidade subjetiva está relacionada fraca a moderadamente com a forma como os indivíduos se sentem com a sua vida e consigo próprios. A escala original e as versões portuguesas para adultos também demonstraram uma associação positiva moderada com a Escala de Satisfação com a Vida (^{Couto et al., 2018}; ^{Lyubomirsky & Lepper, 1999}; ^{Pais-Ribeiro, 2012}; ^{Spagnoli et al., 2012}). Ademais, também se verificaram correlações negativas com medidas de ansiedade, depressão e stress, indicando que a felicidade subjetiva é uma variável relacionada (inversamente) com o funcionamento psicológico negativo de forma fraca a moderada. O estudo de Pais-Ribeiro (2012) encontrou também uma associação moderada entre a felicidade subjetiva e a saúde mental, nomeadamente com o distress.

No que se refere à validade de construto da escala, os resultados da análise fatorial confirmatória revelam um bom ajustamento do modelo de fator único para a amostra total e subgrupos (sexo e faixa etária). Este resultado é bastante consistente com as versões portuguesas para adultos que também confirmaram a unidimensionalidade da estrutura fatorial (^{Couto et al., 2018}; ^{Pais-Ribeiro, 2012}; ^{Spagnoli et al., 2012}).

A inclusão da correlação entre os erros de medida dos itens 1 e 2 no modelo B trouxe melhorias significativas ao modelo inicial (modelo A) especialmente no valor de RMSEA, considerado um índice de ajustamento absoluto que mede o quão distante o modelo hipotetizado está do modelo perfeito. Esta inclusão é justificável do ponto de vista concetual pela semelhança semântica e teórica entre os dois itens. No entanto, este resultado demonstra também uma redundância na medida do construto de felicidade subjetiva, levantando a questão sobre a necessidade de manter estes dois itens nesta escala ou apenas um.

Relativamente à análise de invariância para a variável sexo, realça-se uma boa validade de construto em ambos os sexos, apesar de melhores índices de ajustamento para os rapazes. Além disso, está assegurada a invariância, ou seja, ambos os sexos concebem a interpretação do construto de felicidade subjetiva de igual forma. Não é possível comparar os resultados deste estudo com as versões portuguesas para adultos e com a escala original por não terem realizado a medição de invariância para o sexo.

Quanto à análise de invariância para a escolaridade, constata-se que ambos os grupos apresentam índices de ajustamento aceitáveis, com melhores resultados para o 3º ciclo. Os resultados revelam invariância nestes grupos a todos os níveis, exceto quando se impõe que a média seja igual em ambos os grupos. Este facto é indicador de que estes grupos podem apresentar uma conceção diferente do construto de felicidade medido por este instrumento, não tendo sido garantida a invariância total. Este resultado indica que não ficou assegurado que eventuais diferenças entre estes dois grupos de escolaridade em relação aos níveis de felicidade subjetiva são independentes do grupo de escolaridade a que pertencem. Neste sentido, é necessária precaução na realização de testes de diferenças de médias entre esses dois grupos. A validação portuguesa de ^{Spagnoli et al. (2012}) mediu também a invariância em cinco grupos de idades (25-29, 30-34, 35-39, 40-44, 45-50 anos), mas apenas a invariância configural, tendo esta sido garantida.

Face aos resultados obtidos e mediante as análises efetuadas, podemos concluir que a escala de felicidade subjetiva para adolescentes portugueses apresenta boas qualidades psicométricas, podendo falar-se numa versão validada para a população adolescente. No entanto, recomenda-se a replicação desta investigação à população adolescente, de forma a continuar a medida do construto de felicidade subjetiva e garantir a invariância desta medida. Sugere-se que estudos futuros estabeleçam relações entre a felicidade subjetiva e outros construtos e escalas, de forma a potenciar o estudo da felicidade e perceber o seu impacto no funcionamento psicológico dos adolescentes. Torna-se pertinente aprofundar as diferenças entre as idades, uma vez que a perceção do conceito de felicidade pode variar ao longo do tempo e depender das experiências dos adolescentes.

Contribuição dos autores

Teresa Freire: Concetualização, Administração do projeto, Curadoria dos dados, Supervisão, Redação - revisão e edição

Ana Teixeira: Investigação, Metodologia, Análise formal, Redação - revisão e edição

Daniela Vilas Boas: Investigação, Metodologia, Redação do rascunho original