Introdução

A impulsividade é um traço da personalidade de extrema importância para a prática clínica, para a prática forense, para a prática educacional e para a investigação (Stanford et al., 2009). Trata-se de um constructo multidimensional complexo (Barratt & Patton, 1983; Whiteside & Lynam, 2001), e que é definido como a tendência para as reações rápidas e não planeadas aos estímulos sem ter em consideração as consequências negativas que daí poderão advir quer para o próprio, quer para os outros (Moeller, Barratt, Dougherty, Schmitz, & Swann, 2001). Embora se trate de um constructo heterogéneo, identificam-se fatores comuns em várias definições, como sejam a impossibilidade de esperar, a tendência para agir sem pensar ou sem avaliar o contexto, a insensibilidade às consequências, a incapacidade de inibição de comportamentos inapropriados e a dificuldade em adiar a gratificação (Barratt & Patton, 1983; Eysenck, 1993; Monterosso & Ainslie, 1999; Swann, Bjork, Moeller, & Dougherty, 2002).

A impulsividade influencia vários tipos de comportamentos e diversos processos psicológicos fundamentais que incluem processos de autorregulação (Baumeister, 2002; Neal & Carey, 2005), de assunção de risco (Kahn, Kaplowitz, Goodman, & Emans, 2002; Stanford, Greve, Boudreaux, Mathias, & Brumbelow, 1996), e de tomada de decisão (Ainslie, 1975; Bechara, Damasio, & Damasio, 2000; Huettel, Stowe, Gordon, Warner, & Platt, 2006). A impulsividade é ainda um componente importante de várias perturbações clínicas, como por exemplo a perturbação de hiperatividade e défice de atenção (ADHD; Malloy-Diniz, Fuentes, Leite, Correa, & Bechara, 2007; Moeller, Barratt, Dougherty, Schmitz, & Swann, 2001), a perturbação de personalidade borderline (Critchfield, Levy, & Clarkin, 2004; Ferraz et al., 2009), as perturbações de abuso de álcool e drogas (Kollins, 2003; Perry & Carroll, 2008), e a perturbação de controlo dos impulsos (Petry, 2001; Steel & Blaszczynski, 1998). Sendo assim, podemos considerar que a impulsividade é um constructo relevante para a explicação das diferenças individuais tanto em termos de personalidade normal como em termos psicopatológicos, quer em adultos quer em adolescentes (D’Acremont & van der Linden, 2005; Stanford et al., 2009).

Nas crianças e nos adolescentes a impulsividade tem sido relacionada com comportamentos problemáticos e perturbações de externalização e de internalização, como sejam a hiperatividade, os comportamentos agressivos, as dificuldades de aprendizagem, as perturbações de ansiedade, a depressão, as perturbações de comportamento, e o abuso de substâncias (Cataldo, Nobile, Lorusso, Battaglia, & Molteni, 2005; Fink & McCown, 1993; Mathias, Marsh-Richard, & Dougherty, 2008; Ryan, Mackillop, & Carpenter, 2013; Zaparniuk & Taylor, 1997). Estudos longitudinais têm também demonstrado que a impulsividade está associada ao aumento de comportamentos antissociais (López-Romero, Romero, & Andershed, 2015; Luengo, Carrillo-de-la-Peña, Otero, & Romero, 1994; Martorell, González, Ordóñez, & Gómez, 2011), podendo esta ser considerada como um preditor importante da dificuldade de autocontrolo e de comportamentos de risco na adolescência (Carvalho & Novo, 2014; Steinberg et al., 2008, Binelli, 2015), nomeadamente de comportamentos sexuais de risco (Derefinko et al., 2014). Acresce-se que foram igualmente encontradas correlações significativas entre determinados domínios da impulsividade (falta de planeamento e procura de sensações) e o consumo de álcool (Ellingson, Fleming, Vergés, Bartholow, & Sher, 2014). Em suma, as evidências clínicas, forenses e educacionais demonstram claramente que os jovens mais impulsivos apresentam um risco mais elevado, não só de sofrerem danos pessoais, mas também de infligirem danos aos outros (Fossati, Barratt, Acquarini, & Di Ceglie, 2002; Stanford, Greve, Boudreaux, Mathias, & Brumbelow, 1996).

Apesar da já mencionada associação da impulsividade com um grande número de perturbações comportamentais na adolescência, poucos instrumentos de autorrelato têm sido desenvolvidos especificamente para crianças e adolescentes (Chahin, Cosi, Lorenzo-Seva, & Vigil-Colet, 2010; Cosi, Vigil-Colet, Canals, & Lorenzo-Seva, 2008). Sendo assim, verifica-se a necessidade de desenvolver medidas de avaliação da impulsividade, válidas e fidedignas, especificamente adequadas a esta faixa etária (Stanford et al., 1996).

O instrumento de autorrelato mais usado a nível internacional para avaliar a impulsividade é a Barratt Impulsiveness Scale – 11 (BIS-11, 30 items; Patton, Stanford, & Barratt, 1995). A versão inicial da escala foi desenvolvida com a finalidade de avaliar a impulsividade considerada como um traço de personalidade unidimensional (ortogonal em relação às medidas de ansiedade). Contudo, pesquisas posteriores identificaram uma estrutura multidimensional composta por seis fatores de primeira ordem, nomeadamente: Atenção, Instabilidade cognitiva, Motora, Perseverança, Autocontrolo e Complexidade cognitiva. Estes seis fatores convergiram em três fatores de segunda ordem, nomeadamente: Atencional, Motora e Não-planeamento (Barratt, 1965; Barratt & Patton, 1983; Stanford et al., 2009). A consistência interna apresentou-se de marginalmente aceitável a boa com valores de alfa de Cronbach (DeVellis, 1991; Nunnally, & Bernstein, 1994) que variaram de .62 a .83, a fiabilidade teste-reteste revelou índices considerados de marginais a bons, apresentando valores que variaram entre .66 e .83, e a validade de critério foi igualmente adequada (ver Vasconcelos, Malloy-Diniz, & Correa, 2012). No entanto, um leque considerável de estudos (Fossati et al., 2002; Haden & Shiva, 2008; Ireland & Archer, 2008; Hartmann, Rief, & Hilbert, 2011; Reise et al., 2013; von Diemen, Szobot, Kessler, & Pechansky, 2007; Ruiz, Skeem, Poythress, Douglas, & Lilienfeld, 2010; Someya et al., 2001) não conseguiu replicar a estrutura fatorial composta por três fatores de segunda ordem proposta por Patton e colaboradores (1995).

Levanta-se por isso a dúvida sobre qual a melhor solução: a estrutura multidimensional composta por seis fatores de primeira ordem, a estrutura composta por três fatores de segunda ordem, ou a utilização de um único fator composto pela pontuação total da escala (Fossati et al., 2002; Stanford et al., 2009). Neste contexto, surgiram tentativas de produzir um instrumento de avaliação da impulsividade mais eficiente e mais abreviado (Spinella, 2004; Steinberg, Sharp, Stanford, & Tharp, 2013; Coutlee, Politzer, Hoyle, & Huettel, 2014). De entre as versões reduzidas da BIS-11 há que salientar que recentemente, Coutlee e colaboradores (2014), desenvolveram a ABbreviated Impulsiveness Scale (ABIS), escala composta por 13 itens que correspondem a uma simplificação da estrutura de três fatores proposta por Patton e colaboradores (1995). Estão também disponíveis várias outras versões reduzidas da BIS-11 noutras línguas para além do Inglês, como por exemplo em Alemão (Meule, Vögeleb, & Küblera, 2011), em Castelhano/Espanhol (Orozco-Cabal, Rodriguez, Herin, Gempeler, & Uribe, 2010), em Turco (Tamam, Güleç, & Karatas, 2013).

A BIS-11 tem igualmente vindo a ser adaptada e validada em diversas amostras de adolescentes de várias culturas (e.g., Hartmann, Rief, & Hilbert, 2011; Salvo & Castro, 2013; Singh, Solanki, & Bhatnagar, 2008; von Diemen, Szobot, Kessler, & Pechansky, 2007; Yao et al., 2007). Em Portugal a BIS-11 foi validada numa amostra de delinquentes juvenis do sexo masculino por Pechorro, Maroco, Ray e Gonçalves (2015), tendo a escala demonstrado propriedades psicométricas geralmente aceitáveis em termos de consistência interna, correlação média inter-item, validade convergente, validade discriminante e validade de critério, justificando-se por isso a sua utilização em contexto forense. As características psicométricas da escala foram também examinadas numa amostra escolar portuguesa composta por jovens do sexo masculino e feminino (Pechorro, Ayala-Nunes, Ray, Nunes, & Gonçalves, 2016) e numa amostra feminina de delinquentes juvenis e jovens raparigas da comunidade (Pechorro, Ayala-Nunes, Nunes, Maia, & Gonçalves, 2017). Nos estudos portugueses acima referidos, a análise fatorial confirmatória permitiu confirmar a estrutura de 6 fatores de primeira ordem já esperada, no entanto a estrutura de três fatores de segunda ordem nunca apresentou um bom nível de ajustamento. Além disso, três fatores apresentaram sistematicamente cargas fatoriais baixas de alguns itens e baixos coeficientes alfa e de correlações item-total, nomeadamente: Instabilidade cognitiva, Perseverança e Complexidade cognitiva. Desta forma, colocou-se a possibilidade de criar uma versão reduzida da BIS-11 que excluísse estes três fatores de forma a simplificar a estrutura fatorial da escala e sem que se eliminassem itens dos três fatores remanescentes, nomeadamente: Atenção, Motora e Autocontrolo.

Na medida em que a impulsividade é um dos traços de personalidade mais relevantes para a explicação do ajustamento individual e social dos jovens, consideramos ser da máxima importância o desenvolvimento de um instrumento breve, psicometricamente adequado e devidamente adaptado para os adolescentes portugueses. Assim, o principal objetivo deste trabalho é a validação da versão reduzida da BIS-11 por nós criada, explorando a multidimensionalidade da estrutura da impulsividade através da análise fatorial confirmatória. Sendo assim, espera-se que a nossa versão reduzida da BIS-11 demonstre: (1) uma estrutura tridimensional composta unicamente pelos fatores de primeira ordem Atenção, Motora e Autocontrolo; (2) boa consistência interna medida pelo Alfa de Cronbach para a escala total e seus três fatores; (3) validade convergente com as medidas de avaliação da psicopatia e da agressividade, e validade discriminante com as medidas de ansiedade social e de empatia; (4) validade de critério (ou concorrente) com sintomas de perturbação de comportamento, consumo de álcool, consumo de cannabis e sexo sem preservativo.

Método

Participantes

A amostra total é constituída por 543 participantes (M=15.65 anos; DP=1.84 anos; amplitude = 12 – 20 anos), subdividida em grupos masculino (n=269; M=15.80 anos; DP=1.81 anos; amplitude = 12 – 20 anos) e feminino (n=274; M=15.50 anos; DP=1.86 anos; amplitude = 12 – 20 anos), provenientes de estabelecimentos públicos de ensino da grande Lisboa. Em termos sociodemográficos não foram encontradas diferenças estatisticamente significativas entre a amostra masculina e feminina relativamente à idade dos participantes (F=3.52; p=.06), anos de escolaridade completados (F=5.53; p=.12) e etnia (χ2=6.69, p=.12).

Medidas

A Escala de Impulsividade de Barratt - versão 11 (Barratt Impulsiveness Scale version 11 – BIS-11; Patton et al., 1995; Stanford et al., 2009) é uma escala de autorresposta composta por 30 itens projetada para medir impulsividade. Os itens são cotados numa escala ordinal de 4 pontos, de Raramente/Nunca a Quase sempre/Sempre. A BIS-11 tem seis subescalas que correspondem a seis fatores de primeira ordem, nomeadamente: Atenção (5 itens), Instabilidade cognitiva (3 itens), Motora (7 itens), Perseverança (4 itens), Autocontrolo (6 itens) e Complexidade cognitiva (5 itens). Estes fatores deverão convergir em três fatores de segunda ordem, nomeadamente: Impulsividade atencional, Impulsividade motora e Impulsividade de não-planeamento. Pontuações mais elevadas indicam maior presença de impulsividade. Na presente investigação utilizou-se a versão reduzida da BIS-11 composta pelos 18 itens constituintes dos pelos fatores de primeira ordem Atenção, Motora e Autocontrolo.

A versão reduzida do Inventário de Traços Psicopáticos para Jovens (Youth Psychopathic Traits Inventory short version – YPI-S; van Baardewijk et al., 2010) é uma versão do YPI original (Andershed, Kerr, Stattin, & Levander, 2002) concebido para medir traços psicopáticos em adolescentes. Os 18 itens que o constituem são cotados numa escala ordinal de 4 pontos, de Não se aplica a Aplica-se muito bem. O YPI-S tem uma estrutura tridimensional semelhante à do YPI original composta pelas dimensões comportamental, afetiva e interpessoal. Pontuações mais elevadas indicam maior presença dos traços em questão. Na presente investigação foi utilizada a versão portuguesa do YPI-S (Pechorro, Andershed, Ray, Maroco, & Gonçalves, 2015; Pechorro, Ribeiro da Silva, Andershed, Rijo, & Gonçalves, 2016; Pechorro, Gonçalves, Andershed, & DeLisi, no prelo). O coeficiente alfa do YPI-S na presente investigação foi de .92.

O Questionário de Agressividade Reativa-Proativa (Reactive-Proactive Aggression Questionnaire – RPQ; Raine et al., 2006) é uma medida de autorresposta constituída por 23 itens que distingue entre agressividade reativa e proativa. Cada item é cotado em escala ordinal de 3 pontos, de Nunca a Frequentemente. O RPQ pode ser utilizado com adolescentes e jovens adultos. Pontuações mais elevadas indicam maior presença dos traços em questão. Na presente investigação foi utilizada a versão portuguesa do RPQ (Pechorro, Maroco, Ray, & Gonçalves, no prelo; Pechorro, Kahn, Ray, Raine, & Gonçalves, no prelo). O coeficiente alfa do RPQ na presente investigação foi de .86.

A Escala de Empatia Básica (Basic Empathy Scale – BES; Jolliffe & Farrington, 2006) é uma medida de autorresposta constituída por 20 itens, desenhada para medir duas dimensões da empatia em jovens: empatia afetiva e empatia cognitiva. Cada item é cotado em escala ordinal de 5 pontos, de Discordo totalmente a Concordo totalmente. Pontuações mais elevadas indicam níveis de empatia mais elevados. Na presente investigação foi utilizada a versão portuguesa da BES (Pechorro, Ray, Salas-Wright, Maroco, & Gonçalves, 2015). O coeficiente alfa da BES na presente investigação foi de .91.

A Escala de Ansiedade Social para Adolescentes (Social Anxiety Scale for Adolescents – SAS-A; La Greca, 1998; La Greca & Lopez, 1998) é uma medida de autorresposta constituída por 22 itens (dos quais 4 são itens neutros não cotados) que avalia as experiências de ansiedade social dos adolescentes no contexto das relações com os seus pares. Os itens são avaliados segundo uma escala ordinal de 5 pontos, que vai de De forma nenhuma a Todas as vezes. Para além da pontuação total pode-se obter também as pontuações nas três subescalas, nomeadamente: FNE, SAD-Novo e SAD-Geral (La Greca & Lopez, 1998). Pontuações mais elevadas indicam níveis de ansiedade social mais elevados. Na presente investigação foi utilizada a versão portuguesa da SAS-A (Pechorro, Ayala-Nunes, Nunes, Maroco, & Gonçalves, 2016). O coeficiente alfa da SAS-A na presente investigação foi de .92.

Utilizando os 15 critérios para o diagnóstico de Perturbação do Comportamento de acordo com os critérios oficiais do DSM-5 (American Psychiatric Association, 2013) foi criada uma escala de autorresposta constituída por 15 itens (Skilling, Quinsey, & Craig, 2001). Os 15 itens (codificados 0 = Não, 1 = Sim) foram somados para obter uma pontuação total, de forma que pontuações mais altas indicam maior presença de sintomas de perturbação de comportamento. O coeficiente alfa na presente investigação foi de .81.

Adicionalmente foi construído um questionário para descrever as caraterísticas sociodemográficas dos participantes, que incluiu questões como o sexo dos participantes, a idade, os anos de escolaridade completados e o grupo étnico a que pertencem.

Procedimentos

No processo de tradução e adaptação da BIS-11 seguiram-se recomendações estabelecidas internacionalmente (Hambleton, Merenda, & Spielberger, 2005). O primeiro autor e o último autor deste artigo efetuaram a tradução da escala. De seguida um tradutor bilingue fez a respetiva retroversão para inglês, que foi então comparada com o instrumento original. Concluída esta fase de tradução-retroversão foi realizado um estudo pré-teste para analisar a qualidade da tradução, detetar problemas (e.g., dificuldade de entendimento de itens formulados na negativa) e aperfeiçoar a linguagem de forma a torná-la mais facilmente entendível pelos jovens. Chegou-se assim à versão final da escala (para uma descrição mais detalhada ver Pechorro, Maroco, Ray, & Gonçalves, 2015).

A recolha dos questionários decorreu em escolas básicas/secundárias da região de Lisboa após se ter obtido autorização por parte da Direção-Geral de Educação (DGE). Foi entregue um termo de consentimento assinado pelo encarregado de educação de cada aluno autorizando a participação na investigação. A aplicação decorreu em contexto de grupo. No final, foram excluídos os participantes que estavam fora do intervalo etário estabelecido ou que entregaram questionários não preenchidos, incompletos ou ilegíveis. A taxa de participação foi de aproximadamente 85%.

Os dados foram inseridos e analisados utilizando o SPSS v24 (IBM SPSS, 2016) e o EQS 6.3 (Bentler & Wu, 2015). No tratamento de dados estatísticos propriamente dito recorreu-se a estatísticas descritivas, ANOVA, qui-quadrado, análise fatorial confirmatória, análise de consistência interna por alfa de Cronbach e correlações paramétricas e não-paramétricas.

A análise da estrutura fatorial da versão reduzida da BIS-11 foi efetuada no software EQS com métodos robustos de estimação. Os índices de ajustamento calculados incluíram: Qui-quadrado de Satorra-Bentler/graus de liberdade, CFI (Comparative Fit Index), IFI (Incremental Fit Index), RMSEA (Root Mean Square Error of Approximation).

Um qui-quadrado/graus de liberdade < 5 é considerado adequado, se ≤ 2 é considerado bom e se = 1 é considerado muito bom (Maroco, 2014; West, Taylor, & Wu, 2012). Valores CFI≥.90 e RMSEA≤.10 indicam ajustamento adequado, enquanto que CFI ≥ .95 e RMSEA≤.06 indicam um ajustamento bom (Byrne, 2006). Um valor de IFI≥.90 é considerado aceitável. É importante salientar que não foram utilizados Índices de Modificação para melhorar o ajustamento. A AFC foi efetuada diretamente nos itens da BIS-11 e somente valores com cargas fatoriais ≥ .30 foram considerados. Optou-se pela utilização de uma matriz de correlações policóricas com métodos de estimação robustos nos itens ordinais dado que proporcionam melhores resultados (Byrne, 2006).

Correlações Pearson foram utilizadas para analisar as associações entre variáveis escalares, enquanto as correlações Spearman foram utilizadas para analisar a relação entre variáveis ordinais e variáveis escalares (Leech, Barrett, &Morgan, 2015). Em termos de magnitude de correlações, consideraram-se correlações fracas as correlações entre 0 e .24, correlações moderadas entre .25 e .50, e correlações fortes acima de .50. A consistência interna por alfa de Cronbach foi considerada marginalmente aceitável se entre .60 e .69, aceitável se entre .70 e .79 e boa se acima de .80 (DeVellis, 1991; Nunnally, & Bernstein, 1994).

Resultados

Na fase inicial do tratamento de dados procurou-se confirmar a existência de uma estrutura fatorial de 3 fatores. Através dos índices de ajustamento encontraram-se evidências que apoiaram a existência da estrutura de 3 fatores tanto no grupo masculino [S-Bχ2=247.69, p≤.001; χ2/df=1.88; IFI=.96; CFI = .96; RMSEA=.06 (.05- 07)] como no grupo feminino [S-Bχ2=317.65, p≤.001; χ2/df=2.41; IFI=.95; CFI=.95; RMSEA=.07 (.06- 08)]. No Quadro 1 podem-se observar as cargas fatoriais dos itens relativas aos grupos masculino e feminino.

No Quadro 2 são apresentadas as correlações entre a BIS-11 versão reduzida e as suas dimensões. Como se pode constatar as correlações foram de moderadas a altas.

De seguida calculou-se o alfa de Cronbach, as médias das correlações inter-itens e a amplitude de correlações item-total corrigidas (ver Quadro 3).

A validade convergente foi efetuada com o YPI-S e com o RPQ, enquanto a validade discriminante foi efetuada com a SAS-A e com a BES. A validade de critério (ou concorrente) foi efetuada com os sintomas de Perturbação de Comportamento do DSM-5 (American Psychiatric Association, 2013), o consumo de álcool, de cannabis e os comportamentos sexuais desprotegidos (i.e., sexo sem preservativo) (ver Quadro 4).

Discussão

O objetivo da presente investigação foi a adaptação de uma versão reduzida da BIS-11 em adolescentes portugueses. Os resultados obtidos neste estudo revelaram a existência de uma estrutura fatorial de três fatores com bons índices de ajustamento tanto no grupo masculino como no grupo feminino (Maroco, 2014; West et al., 2012), o que corresponde uma estrutura tridimensional mais parcimoniosa semelhante à originalmente proposta por Patton e colaboradores (1995) para a BIS-11. As correlações entre a BIS-11 total e as suas dimensões quer para o grupo masculino, quer para o grupo feminino, apresentaram associações positivas que variaram de moderadas a altas (Hemphill, 2003), de acordo com o que era esperado. Desta forma, a nossa primeira hipótese foi confirmada.

A análise da consistência interna da versão reduzida da BIS-11, estimada por alfa de Cronbach, revelou valores de aceitáveis a bons sempre acima de .70 (Nunnally, & Bernstein, 1994) para a escala total e para as três subescalas, o que corrobora valores reportados em estudos prévios semelhantes (Steinberg et al., 2013; Coutlee et al., 2014; Vasconcelos et al., 2012). Também as médias das correlações inter-itens e a amplitude de correlações item-total corrigidas (Clark & Watson, 1995) revelaram predominantemente valores adequados (amplitude de .15 a .50 e correlações acima de .25, respetivamente). A nossa segunda hipótese foi portanto também confirmada.

A validade convergente (American Educational Research Association [AERA], 2014; Urbina, 2014) da BIS-11 versão reduzida e suas dimensões com o YPI-S e com a RPQ revelou de uma forma global correlações positivas moderadas a altas estatisticamente significativas conforme o esperado, em linha com investigações prévias (e.g., Fritz, Wiklund, Koposov, af Klinteberg, & Ruchkin, 2008; Melanko, Leraas, Collins, Fields, & Reynolds, 2009). A validade discriminante (Kaplan & Saccuzzo, 2013) da BIS-11 versão reduzida e suas dimensões com a BES e com a SAS-A revelou as esperadas correlações negativas ou não-significativas (e.g., Jolliffe & Farrington, 2006; La Greca & Lopez, 1998).

Consideramos pois que a terceira hipótese foi confirmada.

Relativamente à validade de critério (ou concorrente) da BIS-11 versão reduzida e suas dimensões com sintomas de perturbação de comportamento foram de uma forma geral encontradas as correlações moderadas estatisticamente significativas esperadas tanto para o sexo masculino como para o sexo feminino (Farrington, 2005). No que diz respeito às variáveis consumo de álcool, consumo de cannabis e sexo sem preservativo foram encontradas principalmente correlações baixas estatisticamente significativas (e.g. Perry & Carroll, 2008; Stautz & Cooper, 2013;von Diemen, Bassani, Fuchs, Szobot, & Pechansky, 2008; Yao et al., 2007). A exceção foi o consumo de álcool entre o sexo feminino que revelou correlações moderadas estatisticamente significativas. A quarta e última hipótese foi também confirmada.

Para concluir, pensamos que a versão reduzida da BIS-11 composta por 18 itens demonstrou propriedades psicométricas adequadas que justificam a sua utilização com adolescentes portugueses, nomeadamente em contexto escolar. Os resultados obtidos indicam que a versão reduzida da BIS- 11 aqui proposta constitui um instrumento de autorrelato válido e fiável para a avaliação da impulsividade nos adolescentes. Os benefícios derivados da utilização desta medida em contexto educativo são consideráveis. Por exemplo: poderá servir para identificar alunos com elevada impulsividade que poderão ser intervencionados em termos de um programa de intervenção específico visando fomentar a capacidade de autocontrolo. Sendo a impulsividade um traço da personalidade de extrema importância a nível clínico, forense, educacional e de investigação, a adaptação nacional da versão reduzida da BIS-11 vem contribuir para colmatar a necessidade de medidas de avaliação da impulsividade especificamente adequadas a esta faixa etária (Stanford et al., 1996, 2009).

Em termos de limitações da nossa investigação, teria sido aconselhável a utilização de outras medidas validadas de impulsividade em adolescentes portugueses para analisar a validade convergente. Em termos da generalização dos resultados é necessário algum cuidado uma vez que a amostra apenas se concentrou em uma área geográfica. Estudos futuros devem ser realizados com vista à obtenção de mais dados de natureza psicométrica sobre o instrumento (e.g., estudos de validação cruzada, precisão teste-reteste, invariância de medida). Esperamos que este trabalho possa contribuir para o enriquecimento das conceptualizações científicas que se encontram em curso sobre a impulsividade, nomeadamente através da estimulação de novos trabalhos de investigação com adolescentes em diversos contextos.

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Autor notes

ppechorro@gmail.com