A versão reduzida do inventário ENRICH tem duas dimensões independentes, as quais se referem respectivamente à distorção idealista e à satisfação conjugal (Fowers & Olson, 1993). No presente artigo decidiu-se pela adaptação exclusiva da dimensão de satisfação, motivada pela busca de um instrumento breve, bem como a falta de achados e evidências empíricas da replicabilidade da distorção idealista em outros estudos.

Para a adaptação e o levantamento de evidências de validade da escala ENRICH de satisfação conjugal seguiu-se um processo metodológico dividido em cinco etapas, seguindo as orientações mistas fornecidas por Cassep-Borges, Balbinotti e Teodoro (2010) e Borsa, Damásio e Bandeira (2012). A primeira etapa consistiu na versão para a língua portuguesa dos dez itens da dimensão de satisfação conjugal da escala e das chaves de respostas, originalmente em inglês (Fowers & Olson, 1993). A seguir, foi realizada uma verificação dos itens com uma consulta a participantes com perfil da população alvo, a fim de avaliar se estavam claros e coesos ou se deveriam ser reformulados para melhor adaptação ao público brasileiro. Após essa revisão, os itens foram retraduzidos para o inglês e sequencialmente julgados por dois tradutores quanto a sua correspondência entre os da versão original e da versão retraduzida.

Havendo concordância preliminar do instrumento, uma versão prototípica da escala foi testada em uma amostra piloto com a finalidade de avaliar a clareza das instruções para realizar o preenchimento dos itens e verificar sua adequação semântica e sintática. Finalizada essa etapa, o instrumento foi aplicado em participantes envolvidos em relacionamentos românticos.

Os participantes responderam a um questionário contendo as seguintes seções:

a) Questionário Sociodemográfico: esse instrumento teve como objetivo levantar o perfil do participante, sendo composto por perguntas sobre escolaridade, idade, vínculo de relacionamento atual, filhos, dentre outros.

b) Escala de Satisfação Geral com o Relacionamento Amoroso (Andrade & Garcia, 2012; Schumm et al., 1986): escala composta por três itens, com alta confiabilidade (α = 0,90), que buscam uma avaliação geral do relacionamento (por exemplo: “Estou satisfeito com meu relacionamento”). O instrumento foi respondido em escala Likert de cinco pontos, variando de “Discordo Fortemente” a “Concordo Fortemente”.

c) Escala de Estresse Percebido (Luft, Sanches, Mazo, & Andrade, 2007): escala com consistência interna α = 0,82 e composta por um total de 14 itens (por exemplo: “Você tem se sentido nervoso e ‘estressado’?”) a serem assinalados conforme escala Likert de cinco pontos, variando de “Discordo Fortemente” a “Concordo Fortemente”.

d) Escala ENRICH de Satisfação Conjugal (Fowers & Olson, 1993): instrumento composto por dez itens que se destinam a realizar uma avaliação da satisfação geral com o relacionamento, adaptada para o idioma português (por exemplo: “Eu e meu (minha) parceiro(a) nos entendemos bem”). O instrumento é respondido por escala Likert de cinco pontos, variando de “Discordo Fortemente” a “Concordo Fortemente”. O índice de confiabilidade da escala original foi α = 0,86.

Antes de iniciar a etapa de coleta de dados, a pesquisa foi avaliada e aprovada pelo Comitê de Ética da Universidade Federal do Espírito Santo (UFES), conforme Resolução n^o 466/2012 e Resolução n^o 510/2016 do Conselho Nacional de Saúde. Todos os participantes da presente pesquisa leram e concordaram com o Termo de Consentimento Livre e Esclarecido (TCLE) que lhes foi apresentado.

A coleta de dados foi realizada por meio da aplicação de questionário on-line, pela plataforma Google Forms, e através de questionário impresso entregue diretamente ao participante. Os convites para participação na pesquisa foram realizados pessoalmente ou por mensagens enviadas por e-mail ou redes sociais a indivíduos que atendessem aos critérios de inclusão da amostra, de modo que após breve descrição dos objetivos do estudo, foi entregue o questionário impresso ou enviado o link para acesso on-line, conforme fosse mais acessível e viável para o participante.

Após a coleta de dados, foram inicialmente avaliados e tratados os dados omissos dos participantes pelo método linear trend at point, e sequencialmente verificada a equivalência entre as formas de aplicação on-line e manual por meio do Funcionamento Diferencial dos Itens (Differential Item Functioning - DIF), a partir do software Winsteps. Procedeu-se, então, com a análise da estrutura fatorial e da consistência interna da escala, buscando evidenciar sua validade e sua confiabilidade quando utilizada em estudos no Brasil (Borsa et al., 2012). Os dados foram analisados com auxílio dos pacotes estatísticos Rstudio, do programa R. Para levantamentos de indicadores concernentes ao construto, utilizou-se procedimento de análise fatorial confirmatória (Byrne, 2010), com matriz de correlações policóricas, Weighted Least Squares Mean and Variance-Adjusted (WLSMV), sendo avaliada adicionalmente a invariância do modelo resultante segundo o sexo do respondente (homens e mulheres). Utilizaram-se os seguintes indicadores de ajuste: chi-quadrado ponderado (razão do chi-quadrado por graus de liberdade, χ2/gl) menor que 3; Comparative Fit Index (CFI); Incremental Fit Index (IFI); e Standardized Root Mean Square Residual (SRMR), sendo que com índices menores que 0,10 (Hair, Black, Babin, Anderson, & Tatham, 2009). Para cálculo da precisão das subescalas resultantes, recorreu-se à análise dos índices de confiabilidade (coeficiente alfa de Cronbach e ômega).

Prosseguindo a análise de dados com objetivo de levantar evidências de validade psicométrica relacionadas ao construto, realizou-se o procedimento de análise fatorial (confirmatória). A adequação dos dados para o referido procedimento foi apontada pelo Kaiser-Meyer-Olkim (KMO), que teve valor de 0,88 e o teste de esfericidade de Bartlett significativo (p < 0,001%). A natureza dimensional da Escala ENRICH foi avaliada pelo critério da análise paralela (Lloret-Segura, Ferreres-Traver, Hernández-Baeza, & Tomás-Marco, 2014), o qual apontou para solução da matriz real os valores de variância do primeiro fator de 72% e no segundo de 10%; e nos autovalores da matriz randomizada, um primeiro fator explicando 28,7% e um segundo com 24,0%. A Tabela 3 apresenta estatísticas descritivas e correlações entre os itens da medida.

Tabela 3

I.	M(D)	M(D)	Correlações entre itens
	H	M
1	4,33	4,35	1
	(0,72)	(0,84)
2	3,86	3,59	0,38**	1
	(1,15)	(1,22)
	4,40	4,17	0,57**	0,37**	1
3	(0,90)	(1,06)
	4,04	3,86	0,49**	0,30**	0,34**	1
4	(0,92)	(1,02)
	3,89	3,67	0,52**	0,43**	0,40**	0,32**	1
5	(1,29)	(1,38)
	4,28	4,11	0,62**	0,38**	0,64**	0,49**	0,45**	1
6	(0,91)	(0,95)
	4,07	3,92	0,55**	0,36**	0,59**	0,38**	0,53**	0,66**	1
7	(1,03)	(1,23)
	3,37	3,47	0,23**	0,26**	0,26**	0,21**	0,31**	0,29**	0,31**	1
8	(1,34)	(1,43)
	3,50	3,21	0,40**	0,41**	0,42**	0,34**	0,50**	0,48**	0,44**	0,31**
9	(1,31)	(1,36)
1	3,73	3,70	0,35**	0,28**	0,31**	0,30**	0,32**	0,43**	0,38**	0,14**
0	(1,21)	(1,29)

Observação: I (Item); M (Média); DP (Desvio Padrão); H (Homens); M (Mulheres). Fonte: Elaborado pelos autores.

Com base na sugestão unifatorial, procedeu-se a uma análise fatorial confirmatória a partir da matriz de correlações policóricas, tomando como base o modelo original estrutural da medida adaptada para o português brasileiro. O modelo resultante apresentou bons índices de ajuste, sendo os indicadores: x²/df = 2,46; CFI = 0,931; IFI= 0,933; SRMR = 0,064 (0,047 - 0,082), significativos para p < 0,001. Na comparação estrutural dos modelos segundo o sexo dos participantes, verificou-se a invariância estrutural da medida entre homens (x²/df = 1,24; CFI = 0,96; IFI = 0,96; SRMR = 0,45 [0,045 - 0,083]) e mulheres (x²/df = 2,42; CFI = 0,901; IFI= 0,905; SRMR = 0,078 [0,057 - 0,115, para p < 0,001]). Os indicadores de precisão, a partir dos coeficientes de confiabilidade ômega e alfa de Cronbach, foram 0,80 e 0,78 respectivamente, apontando boa evidência de precisão do instrumento.

Na etapa de validade convergente, a evidência de alta correlação entre um novo teste e um teste similar já existente e validado, indica que o novo instrumento mede aproximadamente o mesmo traço de comportamento que o teste antigo mensurava (Cunha, 2000; Farsen et al., 2017). Já na etapa de validade discriminante, são utilizados constructos opostos ou pouco relacionados ao constructo a ser medido, esperando-se correlações nulas ou não significativas entre eles (Farsen et al., 2017). Considerando essas exigências, a etapa seguinte consistiu na realização da correlação r de Pearson entre a escala ENRICH de satisfação conjugal adaptada neste estudo com a versão em português da escala de satisfação geral (Andrade & Garcia, 2012; Wachelke et al., 2007) e a escala de nível de estresse percebido (Luft et al., 2007).

A relação entre as duas medidas de satisfação foi elevada, obtendo coeficiente de correlação igual a 0,79 (p < 0,0001). Conforme resultados obtidos, nota-se a forte convergência do construto de satisfação conjugal da escala ENRICH com um construto paralelo da medida de avaliação da satisfação geral com o relacionamento (Andrade & Garcia, 2012). Na sequência, analisou-se a correlação da escala ENRICH com a medida de estresse percebido, observando-se uma correlação negativa de 0,45. Tais resultados sinalizam evidências de validade convergente entre satisfação com o relacionamento conjugal e divergência com estresse percebido, visto que as dimensões de satisfação obtidas através da escala ENRICH se relacionaram negativamente com aspectos de estresse.