Bem-estar subjetivo autoavaliação em estudantes universitários

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Estudos de Psicologia I Campinas I 29(3) I 415-425 I julho - setembro 2012
11111 Universidade de São Paulo, Faculdade de Filosofia Ciências e Letras de Ribeirão Preto, Programa de Pós-Graduação em Psicobiologia. Av. Bandeirantes,
3900, Bloco 6, Monte Alegre, 14040-90, Ribeirão Preto, SP, Brasil. Correspondência para/Correspondence to: P. PASSARELI-CARRAZZONI. E-mail:
<paolapc@pg.ffclrp.usp.br>.
22222 Universidade de São Paulo, Faculdade de Filosofia Ciências e Letras de Ribeirão Preto, Departamento de Psicologia e Educação. Ribeirão Preto, SP, Brasil.
▼ ▼ ▼ ▼ ▼
Bem-estar subjetivo: autoavaliação
em estudantes universitários
Subjective well-being: self-assesment
in college students
Paola PASSARELI-CARRAZZONI1
José Aparecido DA SILVA2
Resumo
O bem-estar subjetivo surgiu como um interessante tema da Psicologia Positiva e tem recebido cada vez mais atenção
de pesquisadores da área. Este estudo teve como objetivo principal verificar a eficácia de três instrumentos de autoava-
liação do bem-estar subjetivo, a partir de uma população de estudantes universitários da cidade de Ribeirão Preto. Foi
realizada a análise estatística descritiva e a análise de componentes principais para os resultados apresentados no
Questionário de Felicidade Oxford e na Escala de Felicidade Subjetiva. O Item de Felicidade Global foi analisado apenas
por intermédio da estatística descritiva, pois apresentava uma única questão. Partindo do fato de que pesquisas realiza-
das indicam uma diferença pouco significativa entre autoavaliações realizadas por homens e por mulheres, este estudo
traz resultados que confirmam essa constatação quanto às medianas apresentadas em todos os instrumentos, porém aponta
diferenças significativas em relação à estrutura dos instrumentos de homens e mulheres para o Questionário de Felicidade
Oxford.
Unitermos: Autoavaliação. Bem-estar. Estudantes universitários.
Abstract
Subjective well-being has appeared as an interesting new subject of Positive Psychology, and as such, has received increasing attention from
researchers of the area. In this study the aim was to verify the effectiveness of three self-report instruments of subjective well-being in a
population of college students in Ribeirão Preto. The data was submitted to descriptive statistics analysis and to Principal Component
Analysis of the results presented in the Oxford Happiness Questionnaire and the Subjective Happiness Scale. Both the instruments presented
Cronbach’s alpha values adjusted for men and women’s results, and for all groups. The Global Happiness Item was analyzed only by means
of descriptive statistics, because there was only one item presented. Previous researches have indicated no significant difference between
auto-evaluations made by men and women. The results of the present study indicate that this confirmed as regards the medians presented
in all the instruments, however, they point out significant differences are presented as regards the structure of the instruments of men and
women for the Oxford Happiness Questionnaire.
Uniterms: Self-evaluation. Well-Being. College students.
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Cada vez mais as pessoas têm voltado sua aten-
ção para o estudo da Psicologia Positiva. Seligman e
Csikszentmihalyi (2000, p.5) afirmam que esse campo da
Psicologia está situado na avaliação de experiências
subjetivas como o “bem-estar, contentamento e satisfa-
ção (no passado), esperança e otimismo (em relação ao
futuro), e felicidade (no momento presente)”.
Reconhecido como importante componente da
Psicologia Positiva, o bem-estar subjetivo - também
chamado de felicidade (Diener, 2000; Seligman, 2004) - é
definido como uma ampla categoria que inclui respostas
emocionais das pessoas, satisfações dominantes e julga-
mento global de satisfação de vida (Diener, Suh, Lucas &
Smith, 1999). Considera-se o bem-estar subjetivo como
uma área ampla, e não como um constructo único. Por
meio da evolução nos estudos realizados, atualmente
considera-se que o bem-estar subjetivo tem um número
de componentes separados, como a satisfação de vida,
o afeto positivo e os baixos níveis de afeto negativo
(Diener, 2000).
Muitos estudos têm sido realizados com o obje-
tivo de ampliar os conhecimentos sobre o tema. Uma
extensa revisão bibliográfica (Passareli & Da Silva, 2007)
acerca do início da Psicologia Positiva e do estudo bem-
-estar subjetivo apoia a consideração de que os estudos
envolvendo o bem-estar subjetivo têm grande impor-
tância no entendimento do ser humano a partir de suas
potencialidades, de suas forças e de suas virtudes.
O bem-estar subjetivo e seus correlatos
Fredrickson (1998) indica que as emoções posi-
tivas podem fortalecer o repertório momentâneo de
pensamentos e ações individuais e, assim, auxiliar na
construção de recursos pessoais permanentes, incluindo
recursos físicos, intelectuais e sociais. Ela afirma que
essa teoria do fortalecimento explicaria por que as
emoções positivas podem promover a saúde e o bem-
-estar.
Em seu estudo, Diener e Seligman (2002) suge-
rem que as pessoas do grupo de indivíduos muito felizes
experimentam sentimentos positivos a maior parte do
tempo, e relatam apenas humores negativos ocasionais.
Os autores sugerem que pessoas muito felizes têm um
funcionamento do sistema de emoções que favorece a
reação apropriada diante dos diferentes eventos de vida.
Outro importante correlato do bem-estar subje-
tivo são os aspectos biológicos. Segundo Salovey,
Rothman, Detweiler e Steward (2000), estados emo-
cionais positivos podem promover a crença na per-
cepção de saúde e o próprio bem-estar físico. Steptoe,
Wardle e Marmot (2005) apresentam evidências de que
o afeto positivo estaria associado à boa saúde física.
Segundo Steptoe et al. (2005), a relação entre redução
de cortisol e afeto positivo é potencialmente relevante
para a saúde. Os estados de afeto positivo são relaciona-
dos a perfis favoráveis de funcionamento em diversos
sistemas biológicos e podem, através disso, ser relevan-
tes ao reduzirem o risco de desenvolvimento de doen-
ças físicas (Steptoe et al., 2005).
Além disso, os estados emocionais estariam rela-
cionados à maneira como pessoas que já tenham sua
saúde comprometida encaram suas dificuldades. Con-
trariando a opinião popular de que pessoas com menos
saúde seriam menos felizes do que aquelas que apre-
sentam melhores condições de saúde, estudos recentes
indicam que pacientes em hemodiálise são tão felizes
quanto pessoas saudáveis, além de estimarem sua feli-
cidade de forma mais apurada (Riis et al., 2005; Stambor,
2005).
Riis et al. (2005) realizaram um estudo com um
grupo de 49 pacientes que passavam por hemodiálise e
um grupo de 49 pessoas saudáveis. Perceberam que as
pessoas em hemodiálise costumavam se adaptar a sua
condição e, embora relatassem a própria saúde como
sendo pior do que a de pessoas saudáveis, elas não
pareciam ser muito menos felizes do que aquelas que
não tinham doença nos rins ou alguma outra alteração
séria de saúde.
Ao mesmo tempo, as pessoas saudáveis são
claramente inconscientes de que a adaptação à hemo-
diálise ocorre. Suas estimativas em relação ao bem-estar
de pacientes em hemodiálise eram muito mais baixas
do que esses pacientes realmente relatavam. Este estudo
permitiu que se percebesse que as pessoas saudáveis
subestimam a qualidade da experiência emocional da
pessoa doente. Os pesquisadores notaram que os pa-
cientes desenvolvem uma tendência a se focalizar mais
nas experiências passadas positivas, sendo que esta
pode ser uma parte crucial do processo da adaptação
(Riis et al., 2005).
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Cada vez mais torna-se relevante avaliar a pos-
sível ligaçãoentre bem-estar subjetivo e indicadores
econômicos. É comum o pensamento de que maior ri-
queza estaria diretamente relacionada a maior felicidade.
Porém, para Csikszentmihzlyi (1999), vantagens materiais
não se traduzem em benefícios sociais e emocionais.
De acordo com Seligman (2004), existem muitas
exceções à associação riqueza/satisfação, o que pode
ser observado em países como Brasil, China e Argentina,
onde se observou mais satisfação com a vida do que
seria de se esperar em suas populações com sua riqueza.
Países do antigo bloco soviético e o Japão, em contra-
ponto, mostram-se menos satisfeitos do que se esperava
encontrar.
Diener e Suh (1997) indicam que, muito embora
desde a Segunda Guerra Mundial tenha havido um
aumento de renda significativo em países como Esta-
dos Unidos, Japão e França, a avaliação do bem-estar
subjetivo dessas populações permaneceu praticamente
inalterada no período. Para Seligman (2004, p.69), o poder
de compra e a satisfação com a vida tendem a seguir na
mesma direção, mas a partir de uma determinada renda
não se verifica a correlação entre aumento da riqueza e
aumento do bem-estar subjetivo. Tendo em vista tal
fato, a afirmação de Seligman (2004, p.72) de que “mais
que o próprio dinheiro, o que influencia a felicidade é a
importância que você dá a ele” parece condizente com
a realidade.
Csikszentmihalyi (1999) afirma que, se as pessoas
se esforçam para alcançar certa condição de riqueza
pensando que isso as fará mais felizes, elas percebem
que, alcançando tal condição, rapidamente se habituam
a ela, a ponto de começarem a desejar um próximo
padrão de riqueza. O autor ainda relata que as pessoas
costumam considerar suas posses não em termos do
que precisam para viver com mais conforto, mas sempre
se comparando com aqueles que têm mais do que elas.
Assim, as pessoas relativamente ricas sentem-se pobres
em comparação aos muito ricos, e a falta de felicidade
é o resultado (Csikszentmihalyi, 1999).
Myers (2000) afirma que mesmo as pessoas
muito ricas são apenas levemente mais felizes do que a
média da população norte-americana. Para ele, mesmo
tendo muito dinheiro, as pessoas concordam que ele
pode aumentar ou diminuir a felicidade, dependendo
de como é usado.
Diener e Seligman (2004) afirmam que o aumento
de renda cria desejos materiais cada vez maiores. Dessa
forma, com o passar do tempo, a mesma quantidade
de renda que parecia ter resultados suficientes na satis-
fação de tais desejos resultaria em frustração, e conse-
cutivamente, em menos bem-estar.
Além de indicadores econômicos, outro possível
correlato do bem-estar subjetivo seriam os relaciona-
mentos interpessoais e o próprio estado civil. Pesquisa-
dores do bem-estar subjetivo acreditam que, sozinhos,
os indicadores sociais não podem definir qualidade de
vida (Diener & Suh, 1997), embora alguns considerem
que relações sociais positivas são necessárias para o
bem-estar (Diener & Selligman, 2004). Muitos estudos
têm indicado que, comparadas a pessoas solteiras, as
pessoas casadas têm melhor saúde física e psicológica,
além de viverem mais (Burman & Margolin, 1992).
Easterlin (2003) fez um estudo, que durou cerca
de 10 anos, sobre a felicidade nos ciclos de vida, obser-
vando indivíduos com idade entre 18 e 19 anos na pri-
meira autoavaliação, e entre 28 e 29 anos na segunda.
Na faixa etária de 18 a 19 anos, quando a maioria de
mulheres e homens ainda não se casou, a felicidade foi
equivalente ao valor 2.1 em média (em uma escala de 1
a 3); nos 10 anos seguintes, aquelas que relataram estar
casadas apresentaram uma medida de felicidade mais
elevada (2.2 a 2.3 em média) do que aquelas que nunca
se casaram (2.1 em média). Da mesma forma, casar-se
novamente tem o mesmo efeito positivo na felicidade
que uma primeira união.
O aumento do tempo de vida da população é
um fato cada vez mais relevante para estudos que consi-
deram a maneira como as pessoas envelhecem e sua
qualidade de vida, o que torna a longevidade um impor-
tante correlato para o estudo do bem-estar subjetivo.
Seligman (2004, p.75) indica que a visão de que gente
jovem é mais feliz é equivocada. De acordo com a matu-
ridade, os preditores de felicidade mudam, por exemplo,
para pessoas com idade mais avançada, a satisfação
proveniente das relações sociais e saúde se torna mais
importante (Myers, 2000).
Danner, Snowdon e Friesen (2001), em seu estudo
sobre a autobiografia de freiras realizado nos Estados
Unidos, investigaram a possível associação da expressão
emocional escrita com a longevidade. Foram analisadas
as autobiografias escritas há 60 anos e as condições
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apresentadas pelas freiras na atualidade. Os autores
investigaram as emoções positivas, negativas e neutras
nos relatos. Todas as 180 autobiografias do estudo eram
de freiras das cidades de Milwaukee, Wisconsin e
Baltimore, que as escreveram entre os 18 e 32 anos de
idade, e que no momento do estudo tinham entre 75 e
95 anos. Todas elas tinham as mesmas histórias rela-
cionadas a casamento e reprodução, tinham as mesmas
atividades sociais, não fumavam nem bebiam quanti-
dades excessivas de álcool e tinham status e ocupações
sociais similares, além de acesso a cuidados médicos
semelhantes. O estudo encontrou uma forte associação
entre a emoção positiva nas autobiografias e a longevi-
dade observada seis décadas depois. Esse estudo levanta
questões sobre como a emoção positiva apresentada
no início da vida pode estar relacionada à longevidade
(Danner et al., 2001).
Baker, Cahalin, Gerst e Burr (2005) defendem que
o engajamento e o comprometimento em relação às
atividades produtivas (físicas e sociais) em idade mais
avançada são benéficos ao bem-estar subjetivo. Ainda,
afirmam que a ampliação do suporte social aumentaria
o bem-estar subjetivo.
Uma importante fonte de suporte social e pos-
sível correlato do bem-estar subjetivo seria a religiosi-
dade. Procurando explicar essas associações entre a
religiosidade e o bem-estar subjetivo, pesquisadores
consideraram diversas possibilidades. Uma explicação
parcial parece ser que as comunidades da fé fornecem
sustentação social (Ellison, Gay & Glass, 1989). A religião
é praticada geralmente por meio de grupos de pessoas
que se apoiam e que trocam experiências. Dessa forma,
as relações sociais são favorecidas, e o sentimento de
fazer parte de um grupo emerge.
Segundo Diener e Seligman (2004), o bem-estar
é frequentemente associado à melhoria da produtivi-
dade do trabalhador e a relações interpessoais compen-
sadoras. Myers (2000) acrescenta que outra possível
explicação para a correlação entre religiosidade e bem-
-estar seria o fato de que a fé traz, para muitas pessoas,
um senso de finalidade, um significado em sua vida.
Medidas do bem-estar subjetivo
Existem diferentes meios para a avaliação do
bem-estar subjetivo. Diener e Seligman (2004) conside-
ram a importância e a necessidade de uma aproximação
entre essas formas de medida.
Para Lyubomirsky e Lepper (1999), as medidas
atuais do bem-estar subjetivo avaliam um de seus dois
componentes (afetivo ou cognitivo). Pede-se aos res-
pondentes que avaliem seus níveis de afeto positivo e
negativo sobre um período de tempo, ou pede-se que
façam um julgamento de sua qualidade total de vida.
As escalas de itens múltiplos são mais indicadas
para a avaliação de mais de um componente do bem-
-estar subjetivo. Por outro lado, as de item único são
vantajosas por serem curtas, mas existem muitas críticas
quanto a seu uso. Não é possível avaliar a consistência
interna dessas escalas, sendo a confiabilidade temporal
a única medida para estimar sua confiabilidade. As res-
postas dadas tendem a se desviar para a categoria de
maior felicidade, e os instrumentos falham em cobrir
todos os aspectos do bem-estar subjetivo. O uso dessas
escalas é mais indicado quando se pretende realizar
uma medida breve acerca do bem-estar subjetivo, e
elasdevem ser usadas junto a outros instrumentos para
que suas medidas sejam mais bem sustentadas e inter-
pretadas (Diener, 1984).
O Questionário de felicidade Oxford
O Questionário de Felicidade Oxford (QFO) é um
instrumento para medida do bem-estar subjetivo de-
senvolvido por Hills e Argyle (2002), que apresenta um
total de 20 itens a serem respondidos em uma Escala
Likert de seis pontos (Hills & Argyle, 2002). Os autores
indicam que a soma das pontuações dos itens é a me-
dida de felicidade, com altas pontuações indicando
maior felicidade.
Hills e Argyle (2002) encontraram que a consis-
tência interna verificada no QFO indicou o valor =0,91.
Os autores realizaram uma análise dos componentes
principais e encontraram oito deles explicando 64,3%
da variância, mas, após realizarem uma Rotação Orto-
gonal (Varimax), encontraram itens similares em diferen-
tes componentes, e uma minoria de itens com cargas
mais ou menos iguais em dois ou mais componentes.
Devido a essas circunstâncias, os autores consideraram
que os fatores extraídos não poderiam ser corretamente
interpretados.
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Para os autores, essa dificuldade de interpretação
dos resultados referentes ao QFO poderia ser explicada
como uma consequência da existência de um grande
número de componentes extraídos a partir do critério
denominado “Autovalor”. Entretanto, realizada uma
rotação oblíqua do questionário, não se identificou
nenhum fator de segunda ordem. Ainda, uma reanálise
dos oito componentes iniciais extraiu apenas um com-
ponente de segunda ordem, o que sugere que a medida
do constructo do bem-estar subjetivo pode ser consi-
derada unidimensional (Hills & Argyle, 2002).
Kashdan (2004) apresenta um estudo no qual
avalia o Questionário Oxford desenvolvido por Hills e
Argyle (2002). O autor acredita que o QFO falha em dis-
criminar entre o bem-estar subjetivo e as muitas outras
forças humanas, que apresentam definições, teorias e
medidas específicas. Ainda, os autores do instrumento
não teriam fornecido dados suficientes para que os
leitores pudessem avaliar os resultados obtidos de forma
adequada. Ao invés disso, teriam considerado que a
dificuldade de interpretação dos resultados poderia ser
explicada como uma consequência do grande número
de componentes extraídos por meio do método do
Autovalor (Kashdan, 2004). Para o autor, seria equivocado
o resultado da rotação oblíqua indicando a existência
de um fator, principalmente se for considerado o resul-
tado inconsistente sobre a análise dos fatores separados.
Por fim, Kashdan (2004) afirma que o QFO parece ser um
instrumento para medida de constructos difusos ao
invés de um constructo claro, sendo que as relações
entre o bem-estar subjetivo e diversos traços positivos
podem mostrar-se maiores do que realmente são, o
que poderia gerar dados equivocados em estudos
subsequentes.
A escala de felicidade subjetiva
A Escala de Felicidade Subjetiva é um instru-
mento que foi desenvolvido por Lyubomirsky e Lepper
(1999). Esse modelo de quatro itens é derivado de uma
combinação inicial de 13 itens. Cada item deveria ser
respondido dentro de uma Escala Likert de sete pontos.
Segundo os autores, essa escala considera a felicidade
da própria perspectiva do respondente. Analisando os
dados obtidos, os autores não encontraram nenhuma
diferença significativa para comparação entre sexos ou
idades através da Escala de Felicidade Subjetiva. Os
quatro itens que compõem a escala mostraram exce-
lente consistência interna, sendo que o Alfa de Cronbach
apresentou uma média igual a 0,86. A variabilidade teste-
-reteste variou de 0,55 a 0,90, tendo como média 0,72.
Para calcular o resultado, devem-se somar os
números correspondentes às respostas e dividir por 8.
Nos Estados Unidos, a média para adultos é de 4,8, sen-
do que dois terços das pessoas ficam entre 3,8 e 5,8
(Seligman, 2004).
Kashdan (2004) considera que a Escala de Felici-
dade Subjetiva é um instrumento com boas proprieda-
des psicométricas, que mede com a precisão aquilo a
que se propõe e, ainda, que pode ser respondido em
um curto período de tempo, o que, para o autor, é um
aspecto positivo.
Item de felicidade global
O Item de Felicidade Global foi desenvolvi-
do por Bradburn (1969) e consiste em uma única ques-
tão - “Considerando todas as coisas, quão feliz você está
nos dias atuais?” - que deve ser respondida em uma
Escala Likert de sete pontos, variando de “Não muito
feliz” (correspondendo a 1) a “Muito feliz” (correspon-
dendo a 7).
Esse é um item simples e de fácil compreensão.
A utilização desse instrumento é relevante, ao permitir
a medida da autoavaliação individual por intermédio
da felicidade percebida no momento presente.
Método
A pesquisa foi realizada junto a 524 estudantes
universitários voluntários da cidade de Ribeirão Preto,
sendo 145 homens e 379 mulheres, com idade entre 17
e 54 anos (M=21,7, DP=4,4). Todos os participantes apre-
sentavam o mesmo grau de instrução (ensino superior
incompleto).
O material utilizado foi constituído de Instruções
Gerais, Indicadores Sociodemográficos, Questionário de
Felicidade Oxford, Escala de Felicidade Subjetiva e Item
de Felicidade Global, apresentados de forma aleatória.
As aplicações foram feitas de forma coletiva. Ca-
da estudante após assinatura do Termo de Consen-
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timento e Livre Esclarecimento recebia o material e era
instruído a respondê-lo individualmente, sem que o
tempo fosse cronometrado.
Esta pesquisa foi aprovada pelo Comitê de Ética
em Pesquisa da Faculdade de Filosofia, Ciências e Letras
da Universidade de São Paulo de Ribeirão Preto com
emissão do parecer (CEP-FFCLRP nº 189/2005), de acordo
com a resolução 196/96 do Conselho Nacional de Saúde
(MS).
Resultados
Questionário de felicidade Oxford
O cálculo da Correlação de Spearman entre os
itens do QFO respondidos por participantes do sexo
masculino indicou correlações significativas, mas baixas.
O cálculo do coeficiente Alfa de Cronbach indicou um
valor igual a 0,82.
Na análise dos componentes principais foram
extraídos onze componentes que responderam por
68,0% da variabilidade total. O primeiro componente
respondeu por 19,7% da variabilidade, e os outros por
8,4%, 5,6%, 5,1%, 4,8%, 4,6%, 4,2%, 4,2%, 4,0%, 3,6% e 3,5%
respectivamente. Após a rotação, a variabilidade foi
distribuída entre os componentes, que passaram a
explicar de 10,6% (Componente 1) a 4,5% (Componente
11) da variabilidade total. Em seguida, foi calculada a
matriz de correlação seguida pelo cálculo da matriz de
correlação com a rotação Varimax (Tabela 1).
O cálculo da Correlação de Spearman entre os
itens do QFO respondidos por participantes do sexo
Tabela 1. Consistência interna e variações nos valores após a retirada das questões de cada componente no Questionário Oxford para parti-
cipantes do sexo masculino. Ribeirão Preto (SP), 2007.
1
2
3
4
5
6
7
8
9
10
11
0,77
0,65
0,04
0,55
0,45
0,40
0,51
0,46
—
—
-0,36
Sinto-me sempre alegre e exaltado
Eu tenho sentimentos muito calorosos com quase todos
Eu sorrio muito
Sempre contagio de alegria outras pessoas
Sinto que possuo muita energia
Sempre tenho uma boa influência nos acontecimentos
Eu acho a maioria das coisas agradáveis
Sempre me saio bem em tudo que eu quero
Estou sempre comprometido e envolvido
Sinto-me capaz de conseguir qualquer coisa
Eu não acho que o mundo é um bom lugar
A vida é boa
Eu sou intensamente interessado em outras pessoas
Existe uma distância entre o que eu gostaria de fazer e o que faço
Estou muito satisfeito com tudo em minha vida
Eu sou muito feliz
Eu sinto que a vida é muito recompensadora
Eu não me sinto particularmente satisfeito com a maneira que sou
Eu não me acho atraente
Não acho fácil tomar decisõesNão tenho particularmente um senso de significado e propósito para minha vida
Eu particularmente não sou otimista sobre o futuro
Sinto que não estou, sobretudo, no controle de minha vida
Não me divirto com outras pessoas
Não me sinto particularmente saudável
Sinto minha mente completamente alerta
Eu raramente sinto-me descansado
Encontro beleza em algumas coisas
Não tenho particularmente memórias felizes do passado
-0,72
-0,75
-0,72
-0,74
-0,75
-0,75
-0,52
-0,56
-0,64
-0,59
-0,19
-0,46
-0,51
-0,52
-0,30
-0,50
—
—
—
—
-0,35
-0,33
-0,55
—
—
—
—
—
—
Componente se o item for deletadoItens
9
1
26
14
2
11
21
23
29
27
22
13
6
18
8
4
16
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24
19
10
12
5
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feminino indicou correlações significativas, porém
baixas. O coeficiente Alfa de Cronbach foi adequado
( =0,84).
Na análise dos componentes principais, foram
extraídos onze componentes respondendo por 68,0%
da variabilidade total do instrumento. O primeiro com-
ponente respondia por 21,4% da variabilidade, e os outros
por 7,3%, 5,5%, 4,3%, 4,0%, 3,9%, 3,8% e 3,7% res-
pectivamente. Após a rotação, a variabilidade foi distri-
buída entre os componentes, que passaram a explicar
de 12,5% (Componente 1) a 4,0% (Componente 8) da
variabilidade total. Seguindo a análise, foi calculada a
matriz de correlação, seguida pelo cálculo da matriz de
correlação com a rotação Varimax (Tabela 2).
Na análise de todos os participantes verificou-se
consistência interna ( =0,83) adequada. Foram extraídos
oito componentes respondendo por 52,8% da variabi-
lidade total, sendo que o primeiro respondeu por 20,7%,
e os outros componentes foram responsáveis por 7,2%,
5,4%, 4,2%, 4,0%, 3,7%, 3,7% e 3,6% da variabilidade, res-
pectivamente. Após a rotação realizada, a variabilidade
foi distribuída de melhor forma entre os componentes,
que passaram a explicar de 9,4% (Componente 1) a 4,1%
(Componente 8) da variabilidade total.
Em seguida, foi realizada a decomposição da
matriz de correlação, e esta matriz foi submetida à rota-
ção Varimax. O valor obtido para o critério Kaiser-Meyer-
-Olkin foi igual a 0,86, indicando que a realização da
análise fatorial foi apropriada para os dados em questão.
Por intermédio da análise das comunalidades (Artes,
1998) percebeu-se que, com exceção da questão 5, que
apresentou comunalidade de 29%, todas as demais apre-
Tabela 2. Consistência interna e variações nos valores após a retirada das questões de cada componente no QFO para participantes do sexo
feminino. Ribeirão Preto (SP), 2007.
1
2
3
4
5
6
7
8
0,81
0,68
0,66
0,35
0,40
-0,27
—
—
Sinto-me sempre alegre e exaltado
Estou muito satisfeito com tudo em minha vida
Eu sinto que a vida é muito recompensada
Eu sou muito feliz
Sempre contagio de alegria outras pessoas
A vida é boa
Eu sorrio muito
Eu acho a maioria das coisas agradáveis
Eu não me sinto particularmente satisfeito com a maneira que sou
Não tenho particularmente memórias felizes do passado
Não tenho particularmente um senso de significado e propósito para minha vida.
Eu particularmente não sou otimista sobre o futuro
Não me divirto com outras pessoas
Eu não acho que o mundo é um bom lugar
Eu não me acho atraente
Sinto-me capaz de conseguir qualquer coisa
Sempre me saio bem em tudo que eu quero
Sempre tenho uma boa influência nos acontecimentos
Sinto que possuo muita energia
Existe uma distância entre o que eu gostaria de fazer e o que faço
Eu tenho sentimentos muito calorosos com quase todos
Eu sou intensamente interessado em outras pessoas
Eu raramente sinto-me descansado
Não me sinto particularmente saudável
Sinto que não estou, sobretudo, no controle de minha vida
Não acho fácil tomar decisões
Sinto minha mente completamente alerta
Estou sempre comprometido e envolvido
Encontro beleza em algumas coisas
0,77
0,77
0,79
0,79
0,78
0,80
0,80
0,79
0,81
0,63
0,63
0,62
0,65
0,64
0,64
0,56
0,58
0,62
0,61
0,66
—
—
0,32
0,26
0,35
—
—
—
—
Componente se o item for deletadoItens
9
8
16
4
14
13
26
21
7
3
10
12
28
22
24
27
23
11
2
18
1
6
17
20
5
19
15
29
25
QFO: Questionário de Felicidade Oxford.
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sentaram valores que explicavam a variabilidade dos
dados. O item mais bem explicado pelos componentes
foi o item 25 (com 75%). Posteriormente, verificou-se a
consistência dos oito componentes extraídos, e os mes-
mos foram nomeados de acordo com as questões que
os compunham (Tabela 3).
Escala de felicidade subjetiva
Inicialmente realizou-se a análise dos com-
ponentes principais a partir das respostas dos par-
ticipantes do sexo masculino, cuja mediana foi
5,5.
O cálculo do coeficiente Alfa de Cronbach
indicou uma consistência interna (0,74) adequada. A
análise dos componentes principais trouxe como re-
sultado a existência de apenas um componente com
autovalor inicial acima de 1,00 para participantes do
sexo masculino. Esse componente, sozinho, respondeu
por 59,7% da variância total. A matriz de correlação dos
componentes também confirmou a existência de um
único componente nesse instrumento.
Tabela 3. Valores do Alfa de Cronbach para cada componente e variações nos valores após a retirada das questões que compõem cada fator
no QFO. Ribeirão Preto (SP), 2007.
Componente Nomeação dos componentes (inferida) de Cronbach Questão
*O valor do a do componente 8 não pode ser calculado por este fator ser formado por apenas 1 item.
QFO: Questionário de Felicidade Oxford.
Emoção positiva
Emoção Negativa
Satisfação com a vida
Envolvimento com as situações
Insatisfação
Saúde Percebida
Relacionamento Interpessoal
Percepção
Valor de a se o item for excluído
1
2
3
4
5
6
7
8
0,72
0,66
0,71
0,59
0,47
0,4
0,38
- *
Questão 14
Questão 9
Questão 2
Questão 26
Questão 3
Questão 10
Questão 12
Questão 28
Questão 22
Questão 24
Questão 13
Questão 4
Questão 16
Questão 8
Questão 21
Questão 11
Questão 23
Questão 27
Questão 15
Questão 29
Questão 19
Questão 18
Questão 7
Questão 17
Questão 20
Questão 5
Questão 6
Questão 1
Questão 25
0,62
0,64
0,68
0,67
0,61
0,61
0,6
0,64
0,63
0,63
0,68
0,65
0,65
0,64
0,69
0,52
0,51
0,49
0,58
0,59
0,42
0,33
0,36
0,33
0,25
0,33
0,25
0,22
—
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Na análise dos componentes principais a partir
das respostas de participantes do sexo feminino, a me-
diana foi igual a 6. O cálculo do coeficiente Alfa de
Cronbach indicou consistência interna de 0,75. A análise
dos componentes principais trouxe como resultado a
existência de apenas um componente com autovalor
inicial acima de 1,00. Esse componente, sozinho, res-
pondeu por 59,7% da variância total. A matriz de correla-
ção dos componentes confirmou a existência de um
único componente.
Avaliando os resultados de todos os partici-
pantes de forma conjunta, percebe-se que a maior parte
das respostas concentrou-se nos valores 5, 6 e 7 da Escala
Likert. A mediana das respostas para todos os parti-
cipantes foi igual a 6. O cálculo do coeficiente Alfa de
Cronbach indicou consistência interna (0,75) adequada.
A análise dos componentes principais trouxe como re-
sultado a existência de apenas um componente com
autovalor inicial acima de 1,00, sendo que esse compo-
nente respondeu por 59,7% da variância total. A matriz
de correlação dos componentes também confirmou a
existência de um único componente nesse instrumento.
Item de felicidade global
A mediana das respostas dos participantes do
sexo masculino, dos participantes do sexo feminino, e
do conjunto total de participantes para o Item de Feli-
cidade Global foi igual a 6.
DiscussãoO Questionário de Felicidade de Oxford mostrou
consistência interna para todos os grupos avaliados
(Pasquali, 1999), porém inferior aos do instrumento
original (Hills & Argyle, 2002). Esse fato indica que o
instrumento mede adequadamente aquilo a que se
propõe. Porém, a partir das críticas apresentadas por
Kashdan (2004), foi realizada uma análise mais profunda
para avaliação dos itens.
O Questionário de Felicidade de Oxford apre-
sentou um total de onze componentes para o grupo do
sexo masculino, o que divergiu tanto do grupo do sexo
feminino, como do grupo total de participantes e do
questionário original (que apresentaram oito com-
ponentes). Esse fato parece indicar que o instrumento
não apresenta estabilidade de conteúdo. Ainda, mesmo
apresentando o mesmo número de componentes, os
itens que formavam cada componente não foram os
mesmos para o grupo do sexo feminino e para o grupo
total.
A partir da análise dos componentes obtidos
para os participantes do sexo masculino e dos itens
que os compunham, notou-se que não ocorreu um
agrupamento dos itens que representam o afeto posi-
tivo em um único componente, e sim um agrupamento
que resultou em um número maior de componentes.
Por exemplo, os itens 8 e 4, que representam afeto posi-
tivo, agruparam-se ao item 18, que representa auto-
nomia e formaram o componente 4. Porém, mesmo
sendo agrupados de forma difusa, percebe-se que os
componentes descrevem claramente seu significado.
Ainda, pode-se afirmar que os componentes re-
sultantes da Análise dos Componentes Principais são
adequados e consistentes. Os valores de Alfa de Cronbach
(0,45 a 0,76) são adequados (Cronbach, 1996), porém
apenas o Componente 1 apresenta superior a 0,70
(Pasquali, 1999).
Quando verificado o valor do de cada compo-
nente se os itens fossem excluídos, percebe-se que, com
exceção dos itens 15 e 17, que sozinhos representam
um componente cada, todos os outros representariam
diminuição dos valores de , ou seja, todos são relevantes
para os componentes dos quais fazem parte. Mesmo os
itens 15 e 17, embora sendo os únicos constituintes de
seus Componentes (9 e 10, respectivamente), têm cargas
elevadas (0,81 e 0,84), o que indica sua relevância.
A análise dos componentes obtidos para os par-
ticipantes do sexo feminino indica uma tendência em
agrupar os itens a partir de seu real significado. Por
exemplo, todos os itens relativos a afeto positivo e humor
foram agrupados no Componente 1. Por outro lado, os
itens relacionados ao afeto negativo, incluindo autoes-
tima(-), sendo de propósito(-) e envolvimento social(-)
foram agrupados no Componente 2.
Os valores de Alfa de Cronbach são adequados
(Cronbach, 1996), porém, da mesma forma como é obser-
vado no caso de participantes do sexo masculino,
apenas o Componente 1 apresenta superior a 0,70
(Pasquali, 1999). Quando verificado o valor do de cada
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componente se os itens fossem excluídos, percebe-se
que os itens 19 e 29, mesmo sendo os únicos represen-
tantes dos Componentes 6 e 7, respectivamente, apre-
sentam cargas elevadas (0,72 e 0,77), o que sugere sua
relevância.
Conclui-se, então, que a maneira como os parti-
cipantes do sexo masculino responderam às questões
do instrumento pode representar uma maneira diver-
gente da feminina de avaliar seu bem-estar subjetivo,
mas que mesmo sendo divergente leva a um resultado
muito próximo, pois as medianas apresentadas para
ambos os sexos são iguais. Por se tratar de um instru-
mento para a medida de um aspecto subjetivo, pode-
-se inferir que as diferenças na maneira como homens e
mulheres avaliam seu bem-estar subjetivo é resultado
da própria diferença entre os sexos em perceber seu
bem-estar individual, e quais são os caminhos que
levam a ele.
A análise do QFO respondido por todos os parti-
cipantes traz resultados indicando que a predominância
de participantes do sexo feminino tende a dominar a
amostragem geral. É interessante perceber que os resul-
tados dessa amostra são semelhantes aos alcançados
pelos autores do artigo original (Hills & Argyje, 2002), o
que sugere que o número superior de mulheres parti-
cipantes de seu estudo causou o mesmo efeito no resul-
tado final.
A análise da Escala de Felicidade Subjetiva indica
a existência de um único componente respondendo
por mais de 59% da variância acumulada para partici-
pantes do sexo masculino, feminino e para o grupo to-
tal de participantes. Tais resultados corroboram os estu-
dos de Lyubomirsky e Lepper (1999). O Alfa de Cronbach
calculado a partir das respostas dadas por participantes
do sexo masculino e do feminino (0,74 e 0,75 respecti-
vamente) mostra-se inferior ao do instrumento original
( =0,86), porém adequado (Cronbach, 1996; Pasquali,
1999).
Os resultados apresentados confirmam os dados
de Lyubomirsky e Lepper (1999) e as observações de
Kashdan (2004), que considera a Escala de Felicidade
Subjetiva como um instrumento com boas proprieda-
des psicométricas e preciso na medição daquilo a que
se propõe. Dessa forma, verifica-se a consistência e ade-
quação desse instrumento para a medida do bem-estar
subjetivo.
Na análise do item de Felicidade Global, percebe-
-se que homens e mulheres apresentaram medidas
iguais de bem-estar subjetivo. A tendência das respostas
tanto de homens como de mulheres concentra-se nos
valores mais elevados da Escala Likert, sendo que na
análise da frequência relativa de respostas nota-se uma
distribuição semelhante para todos os grupos de partici-
pantes. Esses resultados são semelhantes àqueles apre-
sentados pelos outros instrumentos utilizados, e confir-
mam a observação de Diener (1984) de que escalas cur-
tas devem ser usadas junto a outros instrumentos para
que suas medidas sejam mais bem sustentadas e inter-
pretadas.
A análise dos três instrumentos de avaliação do
bem-estar subjetivo indicou que eles são boas medidas
de avaliação. Embora não tenha sido objetivo deste
estudo realizar a validação dos mesmos, os resultados
obtidos indicaram sua qualidade psicométrica.
Considerações Finais
Por todos os resultados alcançados e pela cres-
cente atenção que tem sido dada à Psicologia Positiva,
pode-se afirmar que a continuidade de estudos en-
volvendo o tema é relevante. O mesmo pode ser dito a
respeito de avaliações sobre o bem-estar subjetivo,
embora seja importante considerar a escolha de bons
instrumentos de avaliação como o primeiro passo, devi-
do à subjetividade do tema.
Os três instrumentos escolhidos para este estudo
mostraram-se adequados, embora se deva ressaltar que
estudos psicométricos visando à validação dos mesmos
para o uso junto à população brasileira devam ser reali-
zados. Ainda, os resultados obtidos indicaram a impor-
tância de se utilizar mais de um instrumento quando se
pretende investigar temas como o bem-estar subjetivo,
o que possibilita uma visão mais completa sobre dife-
rentes aspectos de um mesmo tema.
Por fim, conclui-se que atenção especial deve
ser dada aos correlatos do bem-estar subjetivo. Estudos
envolvendo condições de saúde/doença, renda, escola-
ridade, diferenças culturais, entre outros correlatos, po-
dem trazer importantes contribuições para a Psicologia.
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Recebido em: 16/9/2009
Versão final reapresentada em: 3/2/2012
Aprovado em: 10/2/2012
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