O cotidiano do ser humano é repleto de interações sociais, sendo isso um aspecto essencial para o bem-estar (Helliwel, Huang, & Wang, 2014) e saúde mental (Poortinga, 2012) das pessoas. Segundo Baumeister e Leary (1995), essa necessidade de relacionar-se constitui uma motivação fundamental na natureza humana, que visa o estabelecimento de relações profundas e duradouras. Para satisfazer essas necessidades, tais autores sugerem como caminho a interação frequente de círculos de pessoas próximas e um contexto de atenção mútua para o bem-estar do outro. Eles ainda acrescentam que os círculos de convivência precisam ser estáveis, ou seja, se houver trocas frequentes das pessoas que formam o círculo de convivência ou se a frequência das interações for escassa, a necessidade de pertencimento não será satisfeita.

De maneira geral, a necessidade de pertencimento está estreitamente ligada ao comportamento humano. Como exemplo, Pickett, Gardner e Knowles (2004) encontraram que as pessoas que apresentam alta pontuação em necessidade de pertença tendem a ser mais sensíveis em perceber as emoções das pessoas que estão ao seu redor. Além disso, tais indivíduos também são mais predispostos à colaboração (Cremer & Leonaedelli, 2003) e a expressar gratidão (Mackenzie, 2015), que são aspectos fundamentais para a vida em sociedade.

Por outro lado, estudos também têm apontado que a não satisfação de tais necessidades parece estar relacionada a efeitos negativos nos comportamentos, emoções e pensamentos das pessoas. Nessa direção, Mellor, Stokes, Firth, Hayashi e Cummins (2008) observaram uma correlação positiva entre a necessidade de pertencer e sentimentos de solidão, e Vanderhorst e McLaren (2005) encontraram uma associação significativa entre baixo suporte social e maiores níveis de depressão ou ideação suicida. Em pesquisa com indivíduos que apresentavam graves sintomas de depressão, Steger e Kashdan (2009) também observaram que pessoas depressivas apresentam um maior nível de satisfação e sentido sobre a vida quando suas necessidades de pertença são satisfeitas. Esses achados reforçam a importância das relações afetivas para a saúde mental e o bem-estar das pessoas.

De acordo com Gangadharbatla (2008), a discussão sobre a necessidade de pertença pode ser ampliada também para o contexto virtual. Segundo esses autores, a necessidade de pertencer apresenta efeitos positivos nas atitudes frente a redes sociais, além de manifestar-se como alternativa para adesão e participação nelas. Tal achado aponta a utilização das redes sociais como caminho alternativo para as pessoas manterem a frequência de contato com os seus círculos de amizade. Boyd e Ellison (2007) reforçam esse funcionamento das redes sociais, mostrando que as pessoas tendem a utilizar essa tecnologia, não para ampliar o número de interações que têm, mas principalmente para manter as relações existentes.

Desse modo, uma vez que estudos têm apontado para uma motivação subjacente para relacionar-se e que a satisfação dessa motivação tem demonstrado ser um fator preponderante para a saúde mental dos indivíduos, mais estudos nessa área são demandados. No Brasil, especificamente, por ser um contexto com medidas escassas para mensurar esse fenômeno psicológico, a adaptação da escala de necessidade de pertença contribuirá para a pesquisa no cenário nacional e, quiçá, para a prática clínica. Para preencher essa lacuna, apresenta-se no presente estudo evidências dos parâmetros psicométricos da Escala de Necessidade de Pertença, que será mais bem detalhada a seguir.

Primeiramente, testou-se o poder discriminativo dos itens do instrumento, a fim de observar se estes discriminam participantes com magnitudes próximas ao traço latente. Para isso, retirou-se a mediana da soma de todos os itens (28) e, com base nesta, dividiu-se a amostra em grupo superior e inferior. Logo após, realizaram-se testes t de Student para cada um dos itens. Os itens 03 [t(219,86) = -0,73; p = 0,47] e 07 [t(222) = -53; p = 0,60] não alcançaram o valor esperado. Entretanto, optou-se pela inclusão desses itens nas análises seguintes, com o intuito de observar como se comportariam em análises mais robustas.

Satisfeitos os parâmetros necessários para realização de uma análise fatorial exploratória (Kaiser-Meyer-Olkim, KMO = 0,81; Teste de Esfericidade de Bartlett, x^² (45) = 472,26, p < 0,001), procedeu-se com o método Hull, que é reconhecido na literatura como um dos mais confiáveis métodos para retenção do número de fatores (Lorenzo-Seva et al., 2011). Sendo assim, obteve-se a estrutura unifatorial esperada. Definindo-se |0,30| como ponto de corte recomendado (Hair, Black, Babin, & Anderson, 2015), deu-se procedimento à extração de fatores (MRFA). Os resultados podem ser observados na Tabela 1.

Tabela 1

Itens	Componente	h²
09. Incomoda-me muito não estar incluído nos planos de outras pessoas.	0,75*	0,84
10. Meus sentimentos são facilmente feridos quando sinto que os outros não me aceitam.	0,72*	0,66
05. Quero que outras pessoas me aceitem.	0,72*	0,75
08. Tenho uma forte necessidade de pertencer a algum grupo.	0,63*	0,47
04. Necessito sentir que têm pessoas com quem eu possa me dirigir em momentos de necessidade.	0,61*	0,54
06. Não gosto de estar sozinho.	0,56*	0,60
02. Tento fortemente não fazer coisas que vão fazer outras pessoas me evitarem ou rejeitarem.	0,49*	0,32
03. Raramente me preocupo se outras pessoas se preocupam comigo. (R)	-0,13	0,27
07. Ficar longe dos meus amigos por longos períodos de tempo não me incomoda. (R)	-0,12	0,25
01. Se outras pessoas não me aceitam, não me sinto incomodado. (R)	0,08	0,31
Número de itens	10
Valores próprios	2,98
Variância explicada	59,43%

Nota. h² = comunalidades; * Cargas fatoriais satisfatórias; (R) Itens reversos.

Três dos itens apresentaram saturação abaixo do ponto de corte estabelecido. Desse modo, decidiu-se avaliar como o instrumento se comportaria com a exclusão desses itens em uma nova análise exploratória. Utilizando-se apenas sete itens, observou-se valor próprio de 2,92 e variância de 72,98%. Quanto à confiabilidade do instrumento, o alfa de Cronbach (α) apresentou resultado de 0,81 e a correlação inter-item foi de 0,38.

O presente estudo buscou conhecer como a Escala de Necessidade de Pertença se comporta no contexto brasileiro. Por meio de uma análise fatorial exploratória, reproduziu-se a estrutura unifatorial desenvolvida por Schreindorfer e Leary (1996). Contudo, os achados deste estudo indicaram que os três itens reversos do instrumento apresentaram saturações abaixo do ponto de corte recomendado pela literatura (Hair et al., 2015). Pesquisas têm demonstrado que itens que contêm valência oposta têm apresentado parâmetros psicométricos insatisfatórios quando inseridos em instrumentos gerais\unifatoriais (Bond et al., 2011; Credé, Chernyshenko, Bagraim, & Sully, 2009; Schweizer & Rauch, 2008; Spector, Van Katwyk, Brannicj, & Chen, 1997).

Schmitt e Stults (1985) ressaltam que o aparecimento de um novo fator já é provável quando apenas 10% dos participantes respondem de forma diferente a itens que apresentam conteúdo negativo. Esses resultados também foram replicados por Woods (2006), em análises fatoriais confirmatórias. Contudo, em virtude do caráter exploratório das análises realizadas e buscando observar como esses três itens em questão se comportariam em uma análise mais robusta, optou-se pela aplicação da versão completa do instrumento no segundo estudo. Neste, buscou-se acessar as qualidades psicométricas da ENP por meio de análise fatorial confirmatória, que será descrita a seguir.

Estudo 2. Confirmação da Estrutura da Escala de Necessidade de Pertença

Decidiu-se submeter o instrumento a análise fatorial confirmatória com o intuito de comprovar a estrutura unifatorial sugerida no estudo anterior, bem como testar a invariância fatorial da medida quanto ao gênero dos participantes. Para este estudo, manteve-se todos os itens da escala original.

Com o objetivo de confirmar a estrutura fatorial encontrada previamente, testou-se a estrutura fatorial dos 10 itens da ENP por meio de análise fatorial confirmatória. Como esperado, os itens de valência oposta não apresentaram peso suficiente no modelo (λ < 0,30). Ademais, esses itens também apresentaram baixa variância (r²) explicativa da variável latente (Item 01 = 0,053; Item 03 = 0,003; e Item 07 = 0,001) em comparação aos outros itens da medida (> 0,23), além de alta variância residual (Item 01 = 0,947; Item 03 = 0,997; e Item 07 = 0,999). Sendo assim, optou-se pela exclusão destes do instrumento.

Dando prosseguimento, os indicadores de ajuste do modelo forneceram os seguintes resultados para a estrutura unifatorial com sete itens: χ ² /df = 2,28, CFI = 0,96, TLI = 0,93, RMSEA = 0,08 (90% CI = 0,028-0,209), Pclose = 0,072. Como observado, todos os índices apresentaram valores satisfatórios. Ademais, todos os lambdas da medida foram estatisticamente diferentes de zero (z ≠ 0; z > 1,96, p < 0,05), variando de 0,41 (Item 01) a 0,82 (Item 06). A estrutura final pode ser observada na Figura 1.

Figura 1

Em seguida, testou-se a invariância do instrumento quanto ao gênero dos participantes por meio de uma AFCMG. Considerou-se o Δ χ ² e ΔRMSEA, os quais devem ser, respectivamente, não significativos e menores que 0,015 (Damásio, 2013). Os resultados encontrados atestam a invariância do instrumento, como pode ser observado na Tabela 2.

Tabela 2

Modelo	χ²(gl)	Δχ²(gl)	RMSEA	ΔRMSEA
Invariância configural	55,575 (28)		0,075
Invariância métrica	59,492 (34)	3,917 (6)	0,066	0,009
Invariância estrutural	59,507 (35)	0,015 (1)	0,064	0,002
Invariância residual	61,591 (52)	2,084 (17)	0,052	0,012

Por fim, verificou-se novamente a consistência interna do instrumento por meio do alfa de Cronbach. Mais uma vez, os resultados demonstram uma confiabilidade satisfatória para a escala (α = 0,83).

Este estudo objetivou fornecer evidências mais robustas quanto à estrutura da ENP no contexto brasileiro. Primeiramente, optou-se por testar o instrumento com todos os seus dez itens. Contudo, os resultados apontaram que, assim como na análise fatorial exploratória, os três itens com valência oposta apresentaram resultados insatisfatórios. Estes não apresentaram peso suficiente no modelo, baixo poder de explicação e alta variância residual. Tais resultados demonstram que esses itens não seriam relevantes em uma constituição final do instrumento, sendo pouco informativos para o traço latente mensurado e apresentando alta variação externa ao item. Sendo assim, optou-se por excluí-los das análises posteriores. Repetindo-se a AFC, dessa vez com sete itens, foi possível atestar índices satisfatórios quanto a sua unifatorabilidade, corroborando-se a estrutura sugerida pelos autores do instrumento (Schreindorfer & Leary, 1996).

Uma vez que eventuais diferenças podem fazer com que o instrumento não funcione adequadamente para diferentes grupos, optou-se por averiguar a invariância do instrumento em relação ao gênero dos participantes, com os resultados encontrados confirmando a invariância fatorial em todos os níveis do modelo (Damásio, 2013), indicando que a qualidade da medida independe do gênero dos respondentes. Ademais, assim como no primeiro estudo, a escala apresentou nível de confiabilidade acima do recomendado pela literatura (Kline, 2013).

Tendo a ENP apresentado qualidades psicométricas consistentes por meio de análises fatoriais exploratória e confirmatória, decidiu-se testar também o instrumento quanto a sua validade convergente. Desse modo, em virtude de fornecer evidências robustas, no que se refere à qualidade da presente medida para utilização no contexto brasileiro, delineou-se um terceiro estudo com foco nos seus correlatos.

Estudo 3. Correlatos da Escala de Necessidade de Pertença

Nesse último estudo, objetivou-se fornecer evidências quanto a validade convergente do instrumento, correlacionando-o com outros construtos. Para tal, contou-se com itens de personalidade, valores humanos e solidão que, por representarem diferentes níveis de estabilidade temporal, contribuem para um melhor entendimento acerca da ENP.

Para fornecer evidências quanto à validade convergente do instrumento, correlacionou-se a ENP com diferentes construtos. Quanto aos fatores de personalidade, observou-se correlação positiva e significativa com o fator neuroticismo (r = 0,27, p < 0,01). Já quanto à solidão, a ENP correlacionou-se positivamente com o fator emocional (r = 0,42, p < 0,01). Por fim, no que se refere aos valores humanos, a ENP se correlacionou significativamente com a subfunção interativa (r = 0,48, p < 0,01).

Posteriormente, para conhecer se os diferentes preditores considerados neste estudo explicam a ENP de maneira conjunta, optou-se pela realização de uma análise de regressão múltipla, método enter, controlando-se o efeito das variáveis que apresentaram correlação significativa com a ENP. As seguintes variáveis apresentaram resultados significativos: interativa (β = 0,46, p < 0,01) e solidão emocional (β = 0,40, p < 0,01). Esses preditores explicaram conjuntamente 39% da variância total.

Por fim, optou-se por testar novamente a confiabilidade do instrumento. Assim como nos outros estudos, obteve-se resultado satisfatório (α = 0,84).

Para fornecer evidências adicionais quanto à validade da ENP, resolveu-se correlacioná-la com outros construtos, como personalidade, valores humanos e solidão, que apesar de apresentarem contribuições prévias para o entendimento de relacionamentos interpessoais, diferenciam-se quanto à estabilidade temporal, à função e à natureza do construto (Gouveia, 2013). No que tange a personalidade, variável de maior resistência devido à natureza disposicional da medida e de um componente genético mais determinante (Penke, Denissen, & Miller, 2007), a única correlação significativa foi com neuroticismo, traço que apresentou maior correlação nos estudos de Leary et al. (2013). Essa relação pode ser explicada pelo fato de indivíduos que experienciam alta necessidade de pertencer por vezes não se sentirem adequadamente aceitos pelos seus pares, desenvolvendo assim comportamentos e sentimentos negativos (e.g., agressividade, ansiedade, solidão; Leary et al., 2006; Leary et al., 2001).

Dada a incerteza de aceitação dos pares em relação ao indivíduo, pessoas que apresentam altos escores de neuroticismo podem apresentar certo grau de insegurança a respeito dos seus relacionamentos (Leary et al., 2013). Os autores citam que essa busca por aceitação seria uma forma desses indivíduos lidarem com os seus sentimentos negativos. Apesar do resultado na correlação, é relevante pontuar que o traço não apresentou resultado significativo quando inserido no modelo de regressão junto a outras variáveis.

Essa possibilidade de desenvolvimento de sentimentos negativos também ajuda a explicar a correlação da ENP com a solidão emocional. Segundo Weiss (1973), esse tipo de solidão ocorre quando há uma falta de relacionamentos mais íntimos na vida do indivíduo (e.g., melhor amigo, família, parceiro romântico), incidindo comumente após separações ou perdas. Sendo assim, o indivíduo acaba experienciando um forte sentimento de vazio ou abandono, o que ajudaria a explicar a correlação significativa entre as variáveis e a inclusão no modelo explicativo da necessidade de pertencer. Uma vez que estabelecer relacionamentos é uma motivação fundamental na natureza humana (Baumeister & Leary, 1995), a falta destes geraria um aumento na necessidade de constituir laços mais íntimos.

No que se refere aos valores humanos, estes também se apresentaram importantes para a explicação da ENP. Trata-se de um construto que transcende situações específicas, é estável transculturalmente e tem a função de guiar e representar as necessidades dos indivíduos. (Gouveia, 2013). No presente estudo, observou-se correlação significativa com a subfunção interativa dos valores humanos. Dita subfunção consiste em um construto com forte componente cultural, que representa cognitivamente a maneira como as pessoas se comportam, com foco específico na interação interpessoal (Gouveia, Milfont, Vione, & Santos, 2015). Desse modo, por ter um motivador fundamentado nas necessidades humanitárias, um tipo de orientação social e por representar cognitivamente as necessidades de amor, afeto e afiliação (Gouveia, 2013), essa subfunção pode ser considerada um dos principais explicadores da necessidade de pertença. Nessa direção, os achados do presente estudo justificam a forte correlação dessa subfunção com a ENP e o poder de explicação observado em regressão múltipla.

O estabelecimento de relacionamentos é fundamental no desenvolvimento dos indivíduos (Baumeister & Leary, 1995), sendo um dos indicadores mais importantes do bem-estar pessoal (Jong-Gierveld & Tilburg, 2006). Baumeister e Leary (1995) citam que a privação no desenvolvimento e manutenção de relacionamentos pode levar indivíduos a apresentarem alterações nos seus comportamentos, emoções e pensamentos. Consequentemente, essas alterações afetam a qualidade de vida e bem estar deles, levando-os a vivenciar situações prejudiciais, como sentimentos de solidão e insatisfação (Mellor et al., 2008), depressão e ideação suicida (Vanderhorst & McLaren, 2005), entre outros. Sendo assim, sabendo da relevância do construto para o estudo dos relacionamentos interpessoais e sua importância para o bem-estar dos indivíduos, objetivou-se, por meio de três estudos, testar os parâmetros psicométricos da ENP no contexto brasileiro, bem como apresentar evidências de sua confiabilidade e validade convergente.

O primeiro estudo objetivou averiguar como a medida se comportaria em ambiente brasileiro. Para tanto, realizou-se análise fatorial exploratória, encontrando a mesma estrutura unifatorial proposta por Schreindorfer e Leary (1996). Contudo, os três itens que apresenta valência oposta aos demais apresentaram saturações insatisfatórias. Dentre estes, dois também não conseguiram diferenciar participantes com magnitudes próximas no traço latente. Pesquisas têm demostrado que itens negativos têm apresentado limitações quando inseridos em instrumentos gerais\unifatoriais, sendo um problema do ponto de vista psicométrico (Bond et al., 2011; Credé et al., 2009; Schweizer & Rauch, 2008; Spector et al., 1997).

Para o segundo estudo, optou-se pela manutenção desses itens na realização da análise fatorial confirmatória, uma vez que esta é mais robusta que a análise fatorial exploratória. Com o instrumento completo, entretanto, mais uma vez os itens em questão apresentaram resultados insatisfatórios. Esses não apresentaram peso suficiente no modelo, baixo poder de explicação e alta variância residual em comparação com os outros itens do instrumento. Tais resultados atestam que a exclusão desses itens não acarreta em perda para o instrumento. Sendo assim, confia-se que a estrutura com sete itens é a mais adequada para continuidade das análises. Prosseguindo com essa estrutura, realizou-se uma nova análise fatorial confirmatória com todos os índices apresentando níveis satisfatórios (Byrne, 2013; Hair et a., 2015), na análise fatorial confirmatória.

Ainda no segundo estudo, uma vez que houve redução quanto ao número de itens do instrumento, optou-se pela averiguação da sua invariância fatorial quanto ao gênero dos participantes. Tal análise ajuda a constatar se a medida está se comportando de maneira similar quanto a diferentes grupos. Nesse caso, a medida comportou-se de maneira adequada, mostrando que sua robustez independe de gênero.

Por fim, o terceiro estudo reuniu evidências quanto à convergência da ENP, correlacionando o instrumento significativamente com outros construtos, como personalidade, valores humanos e solidão. Também se observou o poder explicativo das variáveis que apresentaram correlação com a ENP, sendo o fator de solidão emocional e a subfunção interativa dos valores humanos os preditores significativos. Se há falta de relacionamentos mais íntimos na vida de um indivíduo, é plausível imaginar que este apresentaria uma maior necessidade de pertencer, uma vez que os relacionamentos constituem uma motivação humana (Baumeister & Leary, 1995). Indo na mesma direção, a subfunção interativa tem foco na interação interpessoal, representando cognitivamente as necessidades de amor, afeto e afiliação (Gouveia et al., 2015). Tais definições auxiliam no entendimento do relacionamento das variáveis.

Nos três estudos, também se procurou testar a confiabilidade do instrumento por meio do alfa de Cronbach, apresentando resultados satisfatórios em todos (α > 0,81). Desse modo, reunindo-se todas as evidências presentes nos três estudos desenvolvidos, atesta-se a possibilidade de utilização da ENP em ambiente brasileiro.

Contudo, apesar dos resultados terem demonstrado a qualidade do instrumento e sua possibilidade de aplicação, faz-se necessário o levantamento de potenciais limitações no desenvolvimento desta pesquisa. Destaca-se que as amostras utilizadas não foram probabilísticas, o que restringe os resultados encontrados. Também se pontua a possibilidade de limitação advinda da desejabilidade social, viés de resposta associado à medida de autorrelato.

Ademais, sabendo da importância da necessidade de pertença para o estudo dos relacionamentos interpessoais, sugere-se o desenvolvimento de novos estudos, provendo assim mais evidências para o construto e auxiliando no seu entendimento. Tais estudos podem focar nas diferenças culturais existentes quanto à necessidade de pertencer, bem como observar se há diferenças entre diferentes grupos quanto à experiência do fenômeno (e.g., solteiros\casados; jovens\adultos\idosos). Também se considera relevante estudar mais profundamente a relação entre a necessidade e construtos como personalidade e valores humanos, principalmente quanto ao traço neuroticismo e à subfunção interativa.

Concluindo, confia-se que os objetivos da presente pesquisa tenham sido alcançados, fornecendo evidências quanto à estrutura da medida em ambiente brasileiro, bem como correlatos com diferentes construtos. O instrumento também apresentou evidências satisfatórias quanto a sua confiabilidade. Acredita-se que esta pesquisa possibilite o desenvolvimento de novos estudos no âmbito de relacionamentos intergrupais, bem-estar, personalidade, entre outros.