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PSICOLOGIA, Vol. XXV (2), 2011 , Edições Colibri, Lisboa, pp. 87-
AVALIAÇÃO DA ESCALA DE AUTO-ESTIMA DE
ROSENBERG MEDIANTE O MODELO DE RASCH
Sónia Quintão^1 Ana R.. Delgado^2 Gerardo Prieto^2
Resumo : O objectivo deste estudo consistiu em avaliar as características psicomé- tricas da versão portuguesa da escala de Rosenberg mediante o modelo de Escalas de Classificação, uma extensão para itens politómicos do modelo de Rasch. Foi recolhida uma amostra de 510 estudantes universitários, 223 do sexo masculino e 287 do sexo feminino, com uma média etária de 21.7 anos ( DP = 3.80). As análi- ses indicam que o ajuste dos dados ao modelo é aceitável. Conclui-se que tanto o formato de resposta da versão portuguesa (tipo Likert com quatro categorias) como a fiabilidade dos dados resultam adequados. No entanto, de um ponto de vista substantivo e, em concordância com estudos prévios, constata-se que a escala não permite distinguir as pessoas com níveis médio e alto de auto-estima.
Palavras-chave : Auto-estima; Modelo de Rasch; Rosenberg; Portugal.
Evaluation of Rosenberg self-esteem scale using rasch model (Abstract): The objective of this study consisted on evaluating the psychometrical characteristics of the Portuguese version of the Rosenberg Scale by means of the Rating Scale model, an extension for the polytomic items of the Rasch Model. A sample of 510 college students was collected, 223 males and 287 females, with an average of 21.7 years (SD = 3.80). The analysis indicates that the adjustment of the data to the model is acceptable. We conclude that the response format from the Portu- guese version (Likert type with four categories) as well as the reliability of the data, results adequate. However, from a substantive point of view, and in agree- ment with previous studies, it appears that the scale does not distinguish people with medium and high levels of self-esteem.
Key-words : Self-esteem; Rasch model; Rosenberg; Portugal
(^1) Faculdade de Ciências Médicas da Universidade Nova de Lisboa (Portugal); CEDOC. (^2) Universidad de Salamanca (Espanha)
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Avaliação da Escala de Auto-Estima de Rosenberg mediante o Modelo de Rasch
Rosenberg (1965) define auto-estima como uma avaliação que o indi- víduo faz sobre si mesmo, que se expressa numa atitude positiva ou negativa em função de si, em que este aprova ou não o resultado. Uma auto-estima elevada implica que o indivíduo sinta que tem valor e inclui a dimensão dos sentimentos positivos que tem sobre si. Neste contexto, uma baixa auto- -estima é originada por uma diminuição do indivíduo perante si próprio, através de uma auto-avaliação negativa. De acordo com este autor, a auto- -estima global é baseada não só na avaliação da qualidade dos seus consti- tuintes, como o auto-conceito, mas concomitantemente na avaliação das qualidades que são importantes para o indivíduo.
A escala de auto-estima de Rosenberg (1965) é a medida de auto- -estima mais comummente utilizada em investigação (Ghaderi, 2005; Kwan, John, Kenny, Bond, & Robins, 2004) e está traduzida e validada para Portu- gal (Santos & Maia, 2003). A brevidade de aplicação, a linguagem acessível dos itens e os resultados positivos evidenciados no estudo original de valida- ção, permitiram que esta escala se transformasse no padrão de referência na avaliação da auto-estima (Santos & Maia, 2003), embora exista um estudo (Gray-Little, Williams & Hancock, 1997) em que se sugeria que a escala de Rosenberg só é adequada para medir com precisão pessoas situadas nos níveis baixos do constructo de auto-estima.
A Teoria Clássica dos Testes (TCT) foi o principal modelo psicomé- trico empregue na construção e análise de testes. No entanto, foram assina- ladas várias limitações à TCT, como utilizar distintas escalas para medir os sujeitos e os itens (o que impede a análise das suas interacções para construir interpretações sobre a variável medida), pressupor falsamente que o erro de medida é invariante ao longo da variável, etc. (Embretson, 1996). As suas limitações levaram a uma proposta de modelos alternativos, dos quais o mais harmonioso é o modelo de Rasch, que permite a medição conjunta de pes- soas e itens numa mesma dimensão ou constructo (Prieto & Delgado, 2003; Stone, 2003). Assim, é um dos principais modelos que proporciona a objec- tividade específica para a construção de escalas, permitindo a independência das estimações com respeito à distribuição do atributo pelas pessoas em que é medido (Bond & Fox, 2001). Este modelo tem recebido muita atenção como revelam as publicações em distintas línguas, especificamente na língua portuguesa (Ziviani & Primi, 2002).
O modelo de Rasch, proposto por Georg Rasch (1960), fundamenta-se em dois pressupostos principais: o atributo que se pretende medir pode representar-se numa dimensão onde só se situariam conjuntamente as pes-
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Gray-Little, Williams e Hancock (1997) que referiram que a escala de Rosenberg só é adequada para medir com precisão pessoas situadas nos níveis baixos do constructo de auto-estima, devido aos itens serem muito orientados para os extremos do constructo.
Método
Participantes
Participaram no estudo 510 estudantes universitários, 223 do sexo masculino e 287 do sexo feminino, com uma média etária de 21.7 anos ( DP = 3.80). A maior parte dos participantes eram solteiros (95.24%), estudantes do primeiro e segundo ano da universidade (52.39%), futuros licenciados em Letras, Direito e Historia (35.97%) e em Economia, Gestão, Contabilidade e Marketing (29.25%), sem profissão (90.34%).
Medidas
Rosenberg Self-esteem Scale (RSES; Rosenberg, 1965) é uma medida de auto-avaliação da auto-estima global. A RSES foi originalmente construí- da como uma escala de tipo Guttman embora, na maioria dos casos, os investigadores optem por um formato tipo Likert (Santos & Maia, 2003). A RSES original apresentava boas propriedades psicométricas: a sua consis- tência interna era elevada, com um valor de α de Cronbach igual a. (Rosenberg, 1965).
Um estudo internacional sobre as características psicométricas da escala, em 53 países, mostrou que a escala apresenta uma consistência inter- na pelo menos adequada em 50 desses países (α de Cronbach superior a .70), sendo o valor mais elevado de .90, com excepção da República Demo- crática do Congo, Etiópia e Tanzânia (Schmitt & Allik, 2005). Este questionário, na versão portuguesa, é constituído por 10 itens, com um formato de resposta tipo Likert de quatro pontos (1. Concordo for- temente; 4. Discordo fortemente ) , 5 de orientação positiva e 5 de orientação negativa. A medida permite um resultado total, que varia de 10 a 40, cres- cendo em função do nível de auto-estima. A escala traduzida apresenta, de uma forma genérica, qualidades psi- cométricas comparáveis às relatadas originalmente por Rosenberg (1965) e a outras versões de outras línguas (Schmitt & Allik, 2005; Shapurian, Hojat, & Nayerahmadi, 1987). Apresenta uma consistência interna adequada, com um valor de α de Cronbach igual a .86, e boa estabilidade temporal, dado que com um intervalo de duas semanas entre avaliações, o coeficiente de corre- lação de Pearson era igual a .90 (Santos & Maia, 2003).
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Procedimento A aplicação do questionário foi realizada em universidades (bibliote- cas e salas de estudo). Pediu-se a colaboração desinteressada dos participan- tes de forma oral e por escrito, com informação prévia do objectivo do estu- do e do tipo de participação pretendida, da confidencialidade e anonimato, da possibilidade de desistência durante a elaboração da avaliação, assim como da inexistência de respostas correctas ou incorrectas. A recolha da amostra decorreu em diversas universidades da cidade de Lisboa, tendo a aplicação da prova demorado em média cinco minutos.
Codificação e análise dos dados
Uma vez recolhidos os dados, estes foram recodificados de maneira a que as categorias correspondentes aos itens que mediam em sentido inverso passarem a estar no sentido da variável medida, isto é, a maior valor corres- ponder maior auto-estima. Os dados foram analisados com o programa Winsteps (Linacre & Wright, 2000). Em primeiro lugar, realizou-se uma análise da funcionalidade das categorias de resposta, de acordo com os seguintes critérios estatísticos con- vencionais propostos por Linacre (2002, 2010):
- Frequência suficiente e distribuição regular das categorias: as fre- quências baixas não são úteis para estimar as calibrações dos passos (Fk ). O primeiro critério exige um mínimo de 10 observações dentro de cada catego- ria da escala. Baixas contagens dentro de uma categoria pode levar a estima- tivas imprecisas ou instabilidade nas calibrações dos passos. A situação ideal é uma distribuição uniforme, mas também é adequada uma distribuição uni- modal ou bimodal com as frequências maiores nas categorias dos extremos.
- As categorias não devem apresentar um desajuste elevado com o modelo. Para pôr à prova o ajuste das pessoas, itens e categorias, usaram-se as médias dos resíduos (diferenças entre as respostas dadas e as esperadas) Outfit (média dos resíduos estandardizados elevados ao quadrado) e Infit (média dos resíduos estandardizados elevados ao quadrado, ponderados com a função de informação) que são as estatísticas que indicam o grau de ajuste. Outfit é muito sensível aos padrões de resposta inesperados ( outliers ), que têm menos influência no Infit (Wright & Mok, 2004). O valor esperado para as duas estatísticas é a unidade (Wright, 1996). Valores altos indicam padrões anormais com respeito ao modelo, significando que há maior proba- bilidade de erro do que a probabilidade sistemática no item e valores baixos indicam possibilidade de existirem padrões aproximados aos modelos deterministas de resposta como o de Guttman (significando que pode existir
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amostra total. O contraste leva-se a cabo mediante a fórmula proposta por Wrigt e Panchapakesan (1969): t = B (^) f – Br / (SE (^2) f + SE (^2) r ) 1/2.^ Onde Bf – Br são os parâmetros de localização ajustados por sexo, e SE^2 f e SE (^2) r são os seus SE (erros padrão) ao quadrado. Um valor absoluto superior a 2 da estatística de contraste pode-se con- siderar uma evidência de FDI estatisticamente significativa. No entanto, segundo Wright e Douglas (1975), os valores de FDI que enfraquecem as medidas correspondem a diferenças (B (^) f – B (^) r ) superiores a 0.5 logit.
Resultados
Em primeiro lugar, foi analisada a qualidade psicométrica das catego- rias de resposta, de acordo com os critérios de Linacre (2002). Tal como se pode observar na Tabela 1, o sistema de quatro categorias, analisado com o Rating Scale Model, é adequado. Pode observar-se que as categorias cumprem os critérios propostos por Linacre (2010): as frequências e a sua distribuição são adequadas, não há um desajuste elevado em nenhuma categoria ( Outfit < 2) e os passos ( step ) entre as categorias sucessivas estão ordenados de forma crescente, ver tabe- la 1.
Tabela 1. Estatísticas correspondentes às categorias
Categoria Frequências B Infit Outfit Passo
1 = DF 109 (2%)^ -0,81^ 1,42^ 1,69^ –
2 = D 582 (12%)^ -0,06^ 0,88^ 0,90^ -2,
3 = C 2591 (52%)^ 1,64^ 0,91^ 0,92^ -,
4 = CF 1648 (33%)^ 3,35^ 1,00^ 0,99^ 2,
Uma vez comprovada a adequação das categorias, foi analisado o ajuste dos itens e das pessoas, foram estimados os seus parâmetros e avalia- da a sua fiabilidade. Na tabela 2 são apresentadas as estatísticas de ajuste ( Infit e Outfit ), a localização (Di) e o erro padrão de medida dos itens (SE), ver tabela 2. Pode-se observar que não existem itens com valores de infit e/ou outfit superiores a 1.5 o que revela que os itens não se desajustam de forma severa (Linacre & Wright, 2000).
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Tabela 2. Características psicométricas dos itens
Item (1) Infit Outfit Di SE
1 (Globalmente, estou satisfeito(a) comigo próprio(a) 0,82^ 0,83^ 0,28^ 0,
2 (Por vezes penso que não sou bom/boa em nada) 1,06^ 1,13^ 1,06^ 0,
3 (Sinto que tenho algumas qualidades) 1,00^ 1,11^ -0,74^ 0,
4 (Sou capaz de fazer as coisas tão bem como a maioria das pessoas)
0,94 1,00 -0,43 0,
5 (Sinto que não tenho muito de me orgulhar) 0,92^ 0,93^ -0,14^ 0,
6 (Por vezes sinto-me, de facto, um(a) inútil) 1,21^ 1,20^ 0,07^ 0,
7 (Sinto-me uma pessoa de valor, pelo menos quanto a generalidade das pessoas)
0,74 0,76 -0,16 0,
8 (Gostaria de ter mais respeito por mim próprio(a)) 1,33^ 1,41^ 1,32^ 0,
9 (Bem vistas as coisas, inclino-me a sentir que sou um(a) falhado(a))
0,92 0,78 -1,25 0,
10 (Adopto uma atitude positiva para comigo) 0,88^ 0,87^ 0,00^ 0,
Media 0,98^ 1,00^ 0,00^ 0,
DP 0,17^ 0,20^ 0,73^ 0,
(1) As categorias foram adaptadas de modo a que todos os itens vão em sentido positivo. Di – Localização; SE – Erro padrão.
Na coluna Di, referente à dificuldade ou localização dos itens, pode- mos ver que o item 8 é o indicador de maior nível de auto-estima e o item 9 é o de menor nível. Os erros padrão da medida dos itens oscilam entre .08 a .10, o que indi- ca que a fiabilidade dos itens é elevada. A fiabilidade global das estimações dos itens pode ser avaliada mediante a estatística denominada Item Separation Reliability que indica a proporção da variância observada dos itens não expli- cada pelo erro de medida (Smith & Smith, 2004). Como se pode observar na tabela 3 a fiabilidade dos itens é muito alta (.99), ver tabela 3. O ajuste das pessoas ao modelo não é razoável, pois apesar de o valor da média e do desvio-padrão serem 1.02 e .71 ( infit ), e 1.00 e .74 ( outfit ), o número de pessoas com infit e/ou outfit superior a 1.5 é elevado: 87 (18%). Inferior a .5 estão 107 sujeitos (22%), o que pode dever-se à existência de
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auto-estima, sendo que quanto maior forem estes valores, maior é o nível de auto-estima. Dado que a média das pessoas (1.95) é muito superior à dos itens, pode-se considerar que o nível de auto-estima dos sujeitos analisados é muito alto. Além do mais, a maior parte das pessoas encontram-se acima do ponto da variável em que os itens se situam. Em consequência, porque a média dos itens é alta (i.e., dificuldade baixa) o que corresponde a indiví- duos com valores de logit baixos (i.e., baixos valores na variável latente) tenderem a concordar fortemente com os itens da escala), observa-se que os itens da escala não permitem medir com elevada precisão as pessoas com níveis médio e alto de auto-estima, ver tabela 4.
Tabela 4. Representação Conjunta de Pessoas e Itens
Escala Pessoas (#5) Items 6 .### + | | | .### | | 5 T+ | | .#### | | | 4 + ######## | | .###### S| | | 3 .###### + | .####### | | .####### | | 2 M+ ####### | | ######## |T | I8 – Gostaria de ter mais respeito por mim próprio(a). ############ |
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1 + I2 – Por vezes penso que não sou bom/boa em nada. .####### | |S .##### | S| I1 – Globalmente, estou satisfeito(a) comigo próprio(a).(1)
|
0 ## +M I10 – Adopto uma atitude positiva para comigo(1) I6 – Por vezes | sinto-me, de facto, um(a) inútil. | I5 – Sinto que não tenho muito de me orgulhar. I7 – Sinto-me uma | pessoa de valor, pelo menos quanto a generalidade das pessoas.(1) .# |
| I4 – Sou capaz de fazer as coisas tão bem como a maioria das
pessoas.(1) |S I3 – Sinto que tenho algumas qualidades.(1) | -1 .# + T|
| I9 – Bem vistas as coisas, inclino-me a sentir que sou um(a) falhado(a).
(1) Itens invertidos de maneira a que as maiores pontuações indiquem maior auto-estima.
Na tabela 5 apresentam-se os resultados da análise de Funcionamento Diferencial dos Itens associado ao sexo, ver tabela 5.
Tabela 5. Funcionamento Diferencial dos Itens associados ao sexo.
Item DM –DH SE t 1 -0,08 0,17 -0, 2 0,44 0,16 2, 3 0,02 0,18 0, 4 0,34 0,18 1, 5 -0,42 0,18 -2, 6 0,33 0,17 1, 7 -0,34 0,18 -1, 8 -0,28 0,16 -1, 9 -0,06 0,19 -0, 10 0,02 0,17 0,
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bom em nada) como no item 5 (Sinto que não tenho muito de que me orgu- lhar), não é fácil encontrar uma explicação clara para as diferenças de res- posta entre sexos. Podemos assim concluir que a medida pode ser utilizada igualmente nos dois géneros.
Tal como se esperava, os homens apresentaram um valor médio de auto-estima mais elevado que as mulheres, embora o tamanho do efeito seja baixo, seguindo critérios convencionais (Cohen, 1998). Este dado está de acordo com o publicado por outros autores (Hendricks, et al., 2001; Saigal, Lambert, Russ, & Hoult, 2002; Santos & Maia, 2003; Turner, Pickering, & Johnson, 1998). Não foram encontradas correlações significativas com outras variáveis demográficas, o que pode dever-se ao facto de a população universitária ser uma população com características muito mais homogéneas que as da população geral.
Finalmente, tal como se havia discutido em estudos anteriores, os dados recolhidos com a escala de auto-estima de Rosenberg mostraram uma boa fiabilidade.
Em conclusão, os aspetos mais positivos da escala são que as catego- rias funcionam adequadamente, a fiabilidade média dos sujeitos é aceitável e a fiabilidade dos itens é elevada.
Por outro lado, confirma-se que os itens da escala não permitem medir com elevada precisão as pessoas com níveis médio e elevado de auto-estima. Isto acontece porque o nível das pessoas é elevado e a escala só tem itens para auto-estima reduzida. Este é o aspeto mais criticável da escala RSES. Estes resultados podem estar de qualquer forma algo mascarados pelo efeito da desejabilidade social, embora se tenha passado o questionário de forma anónima e pelo facto de que os participantes serem estudantes universitários, não sendo portanto representativos da população geral. Esta poderia ser tam- bém a justificação para que as diferenças sexuais em auto-estima tenham resultado menores de que o defendido em estudos prévios.
Uma limitação deste estudo prende-se por a amostra só ter sido recolhi- da em Lisboa, não sendo representativa da população universitária portuguesa.
Em qualquer caso, parece necessário construir uma nova escala de auto-estima que permita avaliar adequadamente um leque mais amplo do constructo.
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Referências
AERA, APA, NCME (1999). The standards for educational and psychological testing. Washington, DC: AERA. Andrich, D. A. (1978). A rating formulation for ordered response categories. Psy- chometrika, 43 , 561-573.
Bond, T. G., & Fox, C. M. (2001). Applying the Rasch Model. Mahwah, NJ: LEA. Cohen, J. (1998). Statistical power analysis for the behavioral sciences (2nd ed.). Hillsdale, NJ: LEA. Draba, R. E. (1977). The identification and interpretation of item bias.
Embretson, S. E. (1996). The new rules of measurement. Psychological Assessment, 4, 341-349. Ghaderi, A. (2005). Psychometric properties of the self-concept questionnaire. European Journal of Psychological Assessment, 21, 139-146. Gray-Little, B., Williams, V.S.L., & Hancock, T.D. (1997). An item response theory analysis of the Rosenberg Self-Esteem Scale. Personality and Social Psychol- ogy Bulletin, 23, 443-451. Hendricks, C. S., Tavakoli, A., Hendricks, D. L., Harter, N. R., Campbell, K. P., L’Ecuver, R. I., Geddings, A. A., Hackett, D., & Mathis, D. (2001). Self- -esteem matters: Racial & gender differences among rural southern adoles- cents. Journal of Nacional Black Nurses’ Association, 12, 15-22. Kwan, V. S. Y., John, O. P., Kenny, D., Bond, M. H., & Robins, R. W. (2004). Reconceptualizing individual differences in self-enhancement bias: An inter- personal approach. Psychological Review, 111, 94-110.
Linacre, J. M. (2002). Optimizing rating scale category effectiveness. Journal of Applied Measurement, 3, 85-106. Linacre, J. M. (2010). A user’s guide to winsteps ministep. Rasch-model computer programs. Retirado em 5, Abril, 2010, de www.winsteps.com. Linacre, J. M., & Wright, B. D. (2000). WINSTEPS: Multiple-choice, rating scale, and partial credit Rasch análisis (Computer software). Chicago: MESA Press.
Prieto, G., & Delgado, A. R. (2003). Análisis de un test mediante el modelo de Rasch. Psicothema, 15, 94-100. Rasch, G. (1960). Probabilistic Models for some intelligence and attainment tests. Copehagen: Institute for Educational Reseca. Rosenberg, M. (1965). Society and the adolescent self-image. Princeton, NJ: Prince- ton University Press.
Saigal, S., Lambert, M., Russ, C., & Hoult, L. (2002). Self-esteem of adolescents who were born prematurely. Pediatrics, 109, 429-433. Santos, P. J., & Maia, J. (2003). Análise factorial confirmatória e validação prelimi- nar de uma versão portuguesa da escala de autoestima de Rosenberg. Psicolo- gía: Teoria, Investigação e Prática, 8, 253-268.
Schmitt, D. P., & Allik, J. (2005). Simultaneous administration of the rosenberg self-esteem scale in 53 nations: exploring the universal and culture-specific
