ISSN 0798 1015

Vol. 40 (Nº 18) Ano 2019. Pág. 15

Uma nova abordagem para a mensuração do comportamento do consumidor: Versão portuguesa da escala de impulsividade EIB-11

A new Approach to measure consumer behavior: Portuguese version of EIB-11 impulsivity scale

BRITO-COSTA, Sónia, M. 1; DE ALMEIDA, H.M.R. 2 e LOPES, Carlos 3

Recebido: 27/02/2019 • Aprovado: 20/05/2019 • Postado 03/06/2019

Conteúdo

1. Introdução

2. Metodologia

3. Resultados

4. Conclusões

Referências bibliográficas

1. Introdução

O objetivo deste artigo foi a revalidação e adaptação da escala de impulsividade de Barrat (Patton, Stanford, & Barratt, 1995) para a população portuguesa, com o propósito de minerar o processo de identificação dos mecanismos primários da impulsividade na investigação empírica de Marketing, especificamente, no comportamento do consumidor.

A Impulsividade requer múltiplos mecanismos que proliferam através de acontecimentos que podem ser observados através do comportamento (Bari, A. & Robbins, T. W, 2013). Estas sequências apresentam-se instáveis, permanecendo em grande parte desconhecidas, podendo-se estabelecer-se relações com trajectórias evolutivas de relativa importancia, como experiências emocionais não aversivas observáveis em experiências de consumo, e verificadas em condições experimentais de compra impulsiva (Chen, Yeh & Lo, 2017).

A literatura existente aponta que estes constructos se revestem de elevada discussão, requerendo exaustivas demonstrações empíricas para protecção de interferências das femonologias existentes. (Hirschman & Stern, 1999).

Entre a existência de um número determinado de instrumentos de auto-relato que mensuram a complexidade da taxonomia da impulsividade, aparentemente, ainda é aceite que a escala de Barrat, Barratt Impulsiveness Scale (BIS-11), seja um instrumento de excelência na interpretação dos mecanismos psicológicos associados ao conceito de impulso. (Stanford et al., 2009).

De acordo com (Reise, et.al 2013), existe uma dimensão significativa de estudos que relatam a utilização da BIS-11 para complementar o conhecimento teórico existente e de utilidade como as principais consequências sociais e comportamentais diferenças individuais na impulsividade (Carlson, Johnson & Jacobs, 2010; Kjome et al., 2010;  Reise, et al., 2013; Stanford, 2009, Sweitzer, Allen, & Kaut, 2008), como padrões de base genético-biológicas (Benko et al., 2010; Kaladjian et al, 2010; Lee et al., 2009; Stoltenberg & Nag, 2010). Contudo, não evidenciam a avaliação das propriedades psicométricas e da sua estrutura factorial, e como resultado desta abordagem existem apenas uma selecção muito reduzida de investigação sobre estas variáveis.

Neste sentido, procedeu-se à validação e adaptação cultural e à avaliação das propriedades psicométricas da BIS-11, numa amostra de pessoas adultas consumidoras, residentes em Portugal continental (N = 450). Especificamente, controlou-se num estudo inicial a estabilidade temporal e a consistência interna, e num estudo posterior executou-se uma análise factorial exploratória e uma análise paralela para avaliar as propriedades psicométricas da escala entendida posteriormente à revalidação e adaptação como (EIB-11).

2.1. Participantes

Momento 1: A amostra, constituíu-se por 50 pessoas, cuja média de idade se situou nos 34,08 anos (DP 9,25).

Momento 2: A amostra, constituíu-se por 450 pessoas que aceitaram participar no estudo através do seu consentimento informado livre e esclarecido, cuja média de idade se situou nos 39,09 anos (DP 13,46), mínimo de 18 e um máximo de 68 anos.  Quanto ao género 47% era do género masculino e 53% do género feminino. Quanto ao estado civil, 49,3% era casado/a e 38,3% eram solteiro/a. Destas pessoas 42,1% possuem licenciatura, 14,4% mestrado, 7,3% doutoramento, 32,4% o ensino secundário e 3,8% o ensino básico, 75,3% não fuma, e 40,3% não bebe álcool, sendo que as que fumam (22.8%) fumam uma média de 12 cigarros por dia.

2.2. Instrumentos

2.2.1. BIS 11

Escala de Impulsividade de Barratt (Patton, Stanford, & Barratt, 1995) – É uma escala de autorresposta de 30 itens, tipo Likert de 4 pontos (que varía entre 1-nunca ou raramente e 4: quase sempre/sempre), que remete para manifestações da impulsividade. A sua mensuração varía entre 30 a 120 pontos, sendo que quanto maior a mensuração, maior a presença de comportamentos impulsivos. A escala escala apresenta resultados globais, e permite resultados parciais referentes a fatores de 1ª e de 2ª ordem, e ainda se compõe por itens de cotação invertida, apresentando uma consistência interna  (α = 0.82) na versão original.

 2.3. Procedimentos

Momento 1

Realizou-se a tradução e retro-tradução do instrumento recorrendo a profissionais bilingues. Numa segunda fase procedeu-se ao estudo da confiabilidade e estabilidade temporal (num intervalo de 4 semanas) da versão portuguesa, agora denominada EIB-11.

Momento 2

Testou-se o desempenho da confiabilidade. Utilizou-se a análise fatorial exploratória, de forma a observar os padrões de correlação existentes entre as variáveis e utilizar esses mesmos padrões para agrupar as suas variáveis em fatores, verificando de que forma os itens da escala se agrupavam. Desta forma, utilizou-se a regra de Kaiser que diz que a raiz ou valor próprio deve ser superior a 1. Foi ainda usada a rotação Varimax, um método de rotação ortogonal, resultando em cada componente principal, e na existência de apenas alguns pesos significativos e todos os outros sejam próximos de zero, i.e., o objetivo centra-se na maximização da variação entre os pesos de cada componente principal. Reduziram-se as variáveis originais; dessa forma, visando minimizar o número de variáveis que apresentam altas cargas num determinado fator. Apesar de existirem métodos de rotação oblíqua, a mais usada pelos investigadores é a rotação ortogonal, uma vez que mantêm os fatores perpendiculares, facilitando a interpretação (Brito-Costa et al, 2015; Fávero et al., 2009; Hair et., al 2010; Kahn, 2006; Kline, 2010; Pallant, 2001; Pestana & Gageiro, 2008).  Usou-se ainda a análise paralela pelo método de Monte Carlo em substituição da extração forçada. Esta escolha justifica-se pelo fato de diminuir-se a probabilidade de retenção confusa de itens, por considerar o erro amostral e minimizar a influência do tamanho da amostra e das cargas fatoriais dos itens (Damásio, 2012). Todas as análises mencionadas foram executadas recorrendo ao Statistical Package for Social Sciences (SPSS) versão 22 para Windows.

3.1. Momento 1

Depois de serem levados a cabo os procedimentos de tradução e adaptação transcultural, assegurando assim a validade de conteúdo do instrumento, procedeu-se à avaliação da confiabilidade. Relativamente à consistência interna (indicador de confiabilidade avaliado pelo α de Cronbach), o valor obtido na primeira aplicação foi de 0,728, revelador de razoável resultado (Pasquali, L. 2003)).

No que concerne à confiabilidade teste-reteste, as correlações entre os resultados das dimensões da escala no teste e reteste foram todas positivas, elevadas e significativas. Adicionalmente, registou-se uma proximidade entre os valores de α de Cronbach obtidos no teste (α =0,728) e do reteste (α =0,733). A estabilidade temporal, medida pelo coeficiente de correlação teste-reteste num intervalo de 4 semanas entre as aplicações (n = 50), a EIB-11, mostrou um coeficiente razoável, (r =.412; p < .005), uma estabilidade temporal (correlação de Spearman) semelhante aos resultados de outros estudos análogos (Fernandes, 2014; Stanford et al. 2009),  nos fatores de 2ª ordem e uma correlação da EIB-11 elevada, verificando-se também no presente estudo valores mais baixos na Perseverança (r =.021; p < .001) e no Auto-Controlo (r =.25; p < .001) (tabela 1).

Tabela 1
Correlação Spearman BIS-11 Teste-Reteste

3.2. Momento 2

No que concerne à avaliação da confiabilidade na amostra do segundo estudo, foi obtido um resultado de α de Cronbach (α =0,762) que não melhorou com a remoção de qualquer item.

 Para analisar a dimensionalidade da EIB-11 foi realizada uma análise fatorial exploratória com o método PCA, rotação Varimax com normalização Kaiser e supressao de itens com saturação inferior a 0,4. Foram obtidos valores de  e esfericidade de Bartlett   dentro do recomendado (KMO=0,800; ESF= p <0,01)  (tabela 2), indicando um bom grau de variância comum e não impeditivo de avançar com a análise fatorial, dado que estes valores devem situar-se entre 0 e 1, e, quanto mais próximo de 1, mais adequada é a utilização da técnica (Brito-Costa et al., 2015 ; DeVellis, 1991; Fávero et al., 2009).

Tabela 2
Teste de KMO e Bartlett

3.2.1. Análise fatorial exploratória e análise paralela

Quanto às comunalidades, constatou-se que praticamente todos os itens explicaram pelo menos de metade da variância das variáveis originais (> 0,5). Tomando em conta o critério de Kaiser (Eigenvalues >1,0), verificou-se a existência de 9 fatores (tabela 3), que explicaram aproximadamente 57,472% da variância total, sendo que os últimos três fatores apresentam uma saturação abaixo do limiar psicométrico considerado aceitável.

Tabela 3
Variância total explicada

Face a estes estes resultados, considerou-se necessária uma análise mais consistente, optando assim pela condução da análise paralela através da simulação de Monte-Carlo em substituição da extração forçada. Esta escolha justifica-se pelo fato de diminuir-se a probabilidade de retenção equivocada de itens, por considerar o erro amostral e minimizar a influência do tamanho da amostra e das cargas fatoriais dos itens (Damásio, 2012). Na correlação anti-imagem, observou-se a presença de valores de MSA superiores ou iguais a 0,5, com correlações parciais entre itens entre -0,3 e 0,3, não justificando a eliminação de itens, ou seja, relativamente às comunalidades, praticamente todos os itens explicaram pelo menos metade da variância das variáveis originais (> 0,5).  Utilizando o critério de Kaiser (Eigenvalues > 1,0), obteve-se a existência de 4 fatores representativos de cerca de 37,4% da variância total (tabela 4).

Tabela 4
Variância total explicada

Pela análise do scree plot que resultou da análise paralela dos itens da EIB-11, verifica-se a sugestão de 4 fatores (imagem 1), que explicam aproximadamente 37,4% da variância total.

Imagem 1

De forma a compreender que itens estão associados a cada fator, optou-se pelo método ortogonal no uso da Rotação Varimax com Normalização Kaiser (Brito –Costa et al. 2016; Fávero et al. 2009) visando a minimização das variáveis que apresentavam altas cargas num fator, facilitando a interpretação dos mesmos.

Pela análise das saturações (> 0,3) de cada item, verificou-se a sua distribuição segundo os quatro fatores (Tabela 5), sendo que os itens 21,23 e 24 apresentam cargas fatoriais muito baixas (<0,3), o que nos levou a optar pela sua eliminação, ficando assim a EIB-11 com um total de 27 itens distrubuídos por 4 fatores, nomeadamente: Auto-Controlo, Planeamento, Atenção e Perseverança (tabela 5).

Tabela 5
Distribuição Final dos Itens da EIB-11

Na generalidade, os indivíduos consideraram que o instrumento apresentou uma linguagem acessível e um formato claro, não revelando dificuldades ou ambiguidades na compreensão, quer a nível das instruções, quer a nível do conteúdo do item do questionário, considerando o instrumento adequado. De acordo com a metodologia descrita, não foram efetuadas alterações, obtendo-se, assim, a validação semântica e de conteúdo da versão portuguesa, revelando um elevado nível de consenso na versão final portuguesa da EIB-11. A avaliação da confiabilidade e da estabilidade temporal foi testada através da análise do coeficiente de confiabilidade α de Cronbach e da correlação entre os scores obtidos no primeiro preenchimento e os scores do segundo preenchimento, 4 semanas depois. No que diz respeito ao α de Cronbach, segundo Pestana e Gageiro (2008), para se obter uma boa confiabilidade é necessário um α de Cronbach maior ou igual a 0,7, tendo o valor obtido no presente estudo sido acima do recomendado. Na confiabilidade teste-reteste verificou-se a existência de uma correlação elevada entre os scores das duas aplicações e pela aproximação dos valores absolutos dos α de Cronbach.

Na análise da confiabilidade, teste-reteste foi obtida devido à existência de uma correlação elevada (aproximação dos valores absolutos dos Alfas de Cronbach) entre os scores das duas aplicações (α =0,728) e (α =0,733). Prosseguindo com a análise da confiabilidade, no segundo estudo foi novamente obtido um valor α de Cronbach da escala total aceitável (α = 0,762). Tendo em conta os resultados, foi atingida uma boa consistência interna, o que, segundo Pasquali (2003), mostra a boa confiabilidade do instrumento e permite a sua utilização, quer em contexto de Investigação bem como em contexto clínico, e ainda, assemelhendo-se aos resultados obtidos em estudos semelhantes (Fossati, A., Ceglie, A., Acquarini, E., & Barrat, E., 2001; Haden, S.C., & Shiva, A. 2009;  Klein, Rettenberger, Boom, & Briken, 2013; Reid, R.C., et al., 2013; Yeagley, Hickok, & Bauermeister, 2013).

No que diz respeito à dimensionalidade, a solução fatorial final pela análise fatorial exploratória mostrou a existência de 9 fatores que explicavam 57,47% da variância, no entanto os itens relativos aos últimos 3 fatores apresentavam uma saturação abaixo do limiar psicométrico considerado aceitável, o que nos levou a conduzir a análise paralela que apresentou 4 fatores e demostrou uma alguma incongruência estrutural com o estudo original de conceção do questionário.  Assim a versão da escala (EIB-11) compõe-se por 27 itens distribuídos por 4 factores: Auto-controlo, Planeamento, Atenção e Perseverança.

Alguns estudos conduzidos com a EIB-11 original (Fossati, A., Ceglie, A., Acquarini, E., & Barrat, E., 2001;  Haden, S.C., & Shiva, A. 2009, Klein, Rettenberger, Boom, & Briken, 2013; Reid, R.C., et al., 2013; Spinella, M., 2007) também evidenciam cargas fatoriais inferiores ao desejável assim como uma distribuição dos itens que diverge da versão original, sendo necessária a realização de mais estudos e com populações distintas para melhor avaliar o sua fiabilidade e desempenho da escala, bem como a avaliação de eventuais reestruturações dos fatores, já que esta não tem se mostrado satisfatória do ponto de vista empírico. Sugere-se que futuramente deva ser conduzido um estudo para restruturação  dos fatores de segunda ordem, bem como a sua mensuração e pontos de coorte cotação, de acordo com a população e o contexto no qual será utilizada.

Tendo em conta os resultados obtidos, pode concluir-se, que a EIB-11 é um instrumento adequado ao nível da sua confiabilidade (α =0,762) e validade, com o qual se podem realizar investigações em diferentes âmbitos, desde que com precaução, devendo os aplicadores  não tecer conclusões baseadas somente em índices de cotação sem avaliar conjuntamente outras caraterísticas do indivíduo e tendo em contra outras variáveis (Bari, A. & Robbins, T. W, 2013; Feldman, 1999;  Chen, Yeh & Lo, 2017),  dado que esta escala nos fornece apenas algunas pistas sobre o fenómeno da impulsividade dos indivíduos. 

 Contudo, algumas limitações do estudo quanto à representatividade dos dados sugerem a necessidade do desenvolvimento de estudos sobre a EIB-11 em outras populações e contextos, esperando-se, que, com a disponibilização dessa ferramenta, possamos contribuir para o aumento de pesquisas neste tema. Conclui-se assim nesta análise das propriedades psicométricas que a EIB-11 se trata de um instrumento empiricamente válido para auxílio da mensuração do comportamento impulsivo das pessoas, tendo em conta os aspetos referidos anteriormente.

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1. Ph.D. in Psychology. Human Potential Development Center, I2A-Institute of Applied Research, Polytechnic Institute of Coimbra. sonya.b.costa@gmail.com

2. Ph.D. in Psychology. Director of the Consumer Neuroscience Lab. University of Aveiro. hugodealmeida@ua.pt

3. Doctoral Researcher in Marketing and Strategy. University of Aveiro.  carlosaclopes@gmail.com