EVIDÊNCIA PSICOMÉTRICA DO HUMOR STYLES QUESTIONNAIRE

(HSQ) NUMA AMOSTRA DE TRABALHADORES PORTUGUESES

PSYCHOMETRIC EVIDENCE OF THE HUMOR STYLES QUESTIONNAIRE HSQ

IN A PORTUGUESE WORKING SAMPLE

Rui Paulo Cavaleiro Fernandes

, João Nuno Ribeiro Viseu

PSIQUE • EISSN 21834806 • VOLUME XIX • ISSUE FASCÍCULO 1

JANUARY JANEIRO  30

JUNE JUNHO 2023 • PP. 1032

DOI: https://doi.org/10.26619/2183-4806.XIX.1.1

Submitted on 15.06.21 Submetido a 15.06.21

Accepted on 31.10.22 Aceite a 31.10.22

Resumo

O humor tem uma vasta história, nos últimos anos começou a ser alvo de maior atenção

devido aos seus benefícios para a saúde e o bem-estar. Trabalhos recentes indicaram que este

conceito pode ser uma ferramenta útil no contexto laboral. Porém, na literatura não há registo

de uma medida validada para aferir o humor no contexto de trabalho numa amostra de traba-

lhadores portugueses. O principal objetivo desta investigação foi colmatar esta lacuna, contri-

buindo para a adaptação e validação do Humor Styles Questionnaire (HSQ). Os objetivos espe-

cíficos relacionaram-se com a avaliação: (a) da validade fatorial dos indicadores do HSQ; (b) da

validade convergente das dimensões deste instrumento; (c) da validade de critério, recorrendo a

conceitos como a satisfação no trabalho, o commitment afetivo, o commitment de continuidade, o

engagement no trabalho, a exaustão emocional e a performance no trabalho; e (d) da fidelidade.

Foi recolhida uma amostra de 201 participantes, 52% do sexo feminino e 48% do sexo masculino.

Os resultados obtidos demonstraram que o modelo com quatro fatores correlacionados apresen-

tou um melhor ajustamento. Houve evidência de validade fatorial e de fidelidade, porém alguns

resultados, particularmente ao nível da validade convergente e da validade de critério, não

foram ao encontro do esperado. A adaptação e validação do HSQ é essencial para compreender

que outcomes podem surgir a partir dos diferentes estilos de humor, bem como pode contribuir

para o delineamento de intervenções ligadas ao humor, a investigação tem demonstrado que

intervenções ligadas à psicologia positiva promovem efeitos desejáveis para os trabalhadores.

Palavras-chave: Humor no Contexto de Trabalho, Humor Styles Questionnaire, Validade, Fidelidade

1 Universidade do Algarve – Faculdade de Ciências Humanas e Sociais, Faro, Portugal, a54309@ualg.pt

2 Universidade de Évora – Escola de Ciências Sociais, Departamento de Psicologia; Universidade de Évora – Centro de Inves-

tigação em Educação e Psicologia (CIEP-UÉ), joao.viseu@uevora.pt

Autor correspondente: João Nuno Ribeiro Viseu, Universidade de Évora – Escola de Ciências Sociais, Departamento de Psico-

logia; Universidade de Évora – Centro de Investigação em Educação e Psicologia (CIEP-UÉ), joao.viseu@uevora.pt

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Rui Paulo Cavaleiro Fernandes, João Nuno Ribeiro Viseu

Abstract

Humor has a rich and wide history; in recent years it has started to receive greater attention

due to its benefits for health and well-being. Recent works have highlighted that this construct

can be a useful tool in the work context. Nevertheless, in the literature there is no record of a

validated measure to assess humor at work in a sample of Portuguese workers. The main aim

of this study was to fill this gap, by contributing to the adaptation and validation of the Humor

Styles Questionnaire (HSQ). The specific objectives defined were related to the assessment of

the: (a) factor validity of the HSQ indicators; (b) convergent validity of the dimensions of this

instrument; (c) criterion validity, using concepts such as job satisfaction, affective commitment,

continuance commitment, work engagement, emotional exhaustion, and job performance; and

(d) reliability. A sample of 201 workers, 52% females and 48% males, was collected. The obtained

results showed that the model with four-correlated factors achieved a better fit. Also, there was

evidence of factor validity and reliability, however some results, particularly at the convergent

validity and criterion validity level, did not meet the expectations. The adaptation and validation

of the HSQ is crucial to understand which outcomes can emerge from the different humor styles,

as well as it contributes for the development of interventions linked to humor, research has

shown that positive psychology interventions promote desirable effects for workers.

Keywords: Humor at Work, Humor Styles Questionnaire, Validity, Reliability

1. Introdução

Ao longo dos últimos anos, o conceito de humor começou a ganhar maior notoriedade na

área da psicologia devido ao seu impacto na saúde e no bem-estar (Martin et al., 1993; Mar-

tin et al., 2003; Mesmer-Magnus et al., 2012). Não obstante, a sua história começou a ser traçada

no início do século XX por psicólogos ligados ao estudo das características individuais (Kuiper

et al., 1993). Por exemplo, Freud defendia que o humor atuava como um mecanismo de defesa,

aspeto também corroborado por May, que argumentou que o papel do humor era preservar o self

(Bhattacharyya et al., 2019; Kuiper et al., 1993). Por sua vez, Maslow indicou que este constructo

caracteriza pessoas autorrealizadas e Allport salientou que o humor promove efeitos desejáveis

para o sujeito (Martin et al., 2003). Ou seja, os trabalhos iniciais sobre este conceito tiveram um

foco individual e procuraram compreender a existência de diferenças interindividuais. Nos anos

80 (século XX) assistiu-se a uma explosão da investigação sobre este constructo, nomeadamente

sobre os seus benefícios para a saúde física e mental, bem como para o contexto de trabalho

(Mesmer-Magnus et al., 2012). Vários estudos (e.g., Kalliny et al., 2006; Pryor et al., 2010) demons-

traram que o humor fomenta as atitudes e os comportamentos laborais desejáveis (e.g., criativi-

dade), diminui a frequência de atitudes e comportamentos laborais indesejáveis (e.g., frustração)

e potencia relações interpessoais saudáveis com as chefias e os pares. Além disso, também se

verificou que o humor é fulcral para atenuar o impacto do stresse ocupacional, funcionando

como um mecanismo de coping (Cann et al., 2010; Caudill & Woodzicka, 2017; Martin et al., 2003;

Mesmer-Magnus et al., 2012). Recentemente, sobretudo desde a publicação do artigo de Seligman

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Evidência psicométrica do Humor Styles Questionnaire (HSQ) numa amostra de trabalhadores portugueses

e Csikszentmihalyi (2000), onde se debateu a importância de a psicologia se focar no crescimento

e desenvolvimento psicológico dos indivíduos, que maior atenção começou a ser dada a cons-

tructos com uma natureza positiva (e.g., humor, esperança, resiliência e otimismo).

Não obstante a sua relevância, a evolução deste conceito sofreu alguns percalços devido à

complexidade em operacionalizá-lo e à existência de várias perspetivas teóricas que o explicam

(Cooper, 2008; Duarte & Duarte, 2016). De acordo com Mesmer-Magnus et al. (2012), várias situa-

ções contribuíram para o lento desenvolvimento do humor, algumas relacionadas com aspetos

teórico-metodológicos e outras ligadas à semântica. As diversas correntes que conceptualizam

o humor consideram que ele tem uma origem multidimensional (Cooper, 2008; Jalalkamali et

al., 2016). Porém, esta diversidade de modelos também contribuiu para que existam diferentes

dimensões de humor, muitas delas totalmente díspares, e múltiplos instrumentos para analisar

este conceito (Duarte & Duarte, 2016; Martin et al., 2003). Por outro lado, existe a questão semân-

tica, inúmeros autores utilizaram o sentido de humor e o humor como sinónimos (Mesmer-Mag-

nus et al., 2012). Apesar deste ruído conceptual, pode-se afirmar que o humor é um traço de

personalidade, que se manifesta através da interação social e que visa uma adaptação eficaz

do indivíduo ao meio (Caudill & Woodzicka, 2017; Cheng & Wang, 2015; Mao et al., 2017; Mes-

mer-Magnus et al., 2012). Este constructo também pode ser percecionado como um recurso de

coping, que permite aos trabalhadores lidarem com as adversidades que surgem no ambiente

laboral, protegendo-os dos efeitos negativos que elas podem originar, contribuindo, assim, para a

promoção da resiliência (Bhattacharyya et al., 2019; Cheng & Wang, 2015). Resumindo, o humor

melhora o funcionamento individual e permite o surgimento de resultados laborais desejáveis,

mesmo em situações de elevado stresse (Mao et al., 2017).

Devido à importância do humor, é essencial referir as principais perspetivas que o abor-

dam e indicar os seus benefícios para os trabalhadores e as organizações. Além disso, devido ao

impacto deste conceito na saúde mental e no bem-estar, é fulcral apresentar um dos instrumentos

mais relevantes para o avaliar.

2. Revisão da Literatura

2.1 Perspetivas de Humor

Têm vindo a surgir várias perspetivas de humor, as quais deram origem a inúmeros instru-

mentos de autorresposta (Martin, 2003). Esta proliferação contribuiu para o lento desenvolvi-

mento deste conceito e para o surgimento de alguns problemas ao nível da sua conceptualização

(Martin et al., 2003). As principais perspetivas existentes dividem-se em quatro grupos. Martin

e Lefcourt (1983) propuseram que o humor fosse compreendido como um mecanismo de coping,

auxiliando os indivíduos na gestão de situações de stresse. Deste modo, o humor seria utilizado

quando um indivíduo fosse confrontado com situações que excedem as suas capacidades indivi-

duais, atuando no sentido de repor a homeostasia. Por sua vez, Martin e Lefcourt (1984) apresen-

taram uma perspetiva situacional de humor, onde definiram que o sentido de humor está asso-

ciado à frequência com que as pessoas utilizam expressões ligadas ao humor (e.g., sorrir) na sua

vida diária. A premissa base desta perspetiva é que quanto maior a frequência destas expressões,

maior a utilização do humor no dia-a-dia. Esta corrente foi criticada pela excessiva simplificação

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do sentido de humor, reduzindo-o à expressão do riso ou do sorriso (Martin, 1996). Hoje em dia,

sabe-se que o uso do sorriso não está associado somente a aspetos positivos do funcionamento

humano, podendo ser utilizado para danificar ou dificultar as relações interpessoais (Martin et

al., 2003). Svebak (1974) defendeu que o sentido de humor é composto por três dimensões, a capa-

cidade para identificar o humor nos mais variados contextos, a compreensão do papel do humor

e o gosto em utilizá-lo, e a tendência para exprimir livremente as emoções sentidas. Por último,

Thorson e Powell (1993) desenvolveram uma perspetiva de humor composta por seis dimensões,

perceção de que um indivíduo possui sentido de humor, identificação do estado de humor dos

outros, valorização do humor, utilização do riso, enquadramento dos acontecimentos de forma

humorística e aplicação do humor enquanto mecanismo de coping.

Como se pode verificar, as perspetivas supracitadas encaram o humor e o sentido de humor

de diferentes maneiras. Além disso, algumas delas podem estar desatualizadas, nomeadamente

devido ao período de tempo que decorreu desde a sua formulação (Martin, 2003). Nos últimos

anos, surgiu uma perspetiva inovadora que, além de reunir consenso entre os investigadores da

área, permitiu uma integração das características de outras perspetivas (Bhattacharyya et al.,

2019). Esta perspetiva, que enquadra o humor num modelo de dois por dois, defende que este

conceito tem uma natureza bidimensional, estando direcionado para o self ou para as relações

interpessoais, e possui um foco positivo ou negativo (Mesmer-Magnus et al., 2012).

2.1.1. Estilos de Humor de Martin et al. (2003)

Martin et al. (2003) propuseram uma perspetiva de humor inovadora e que integrou os con-

tributos de trabalhos anteriores. Na opinião de Bhattacharyya et al. (2019), esta perspetiva per-

mitiu o alcance de um consenso no estudo do humor, o que possibilitou um crescimento signifi-

cativo da investigação. Este incremento conduziu à realização de vários estudos (e.g., Ford et al.,

2014; Leist & Muller, 2013; Mesmer-Magnus et al., 2012), de índole meta-analítica ou empírica, que

demonstraram que o humor atua como um mecanismo promotor da saúde e do bem-estar.

Os estilos de humor dizem respeito à frequência com que os indivíduos utilizam o humor

no dia-a-dia (Martin et al., 2003; Torres-Marín et al., 2018). A perspetiva de Martin et al. (2003)

propõe a existência de quatro estilos de humor, dois orientados para o self, humor autovalora-

tivo e humor autodepreciativo, e dois orientados para as relações interpessoais, humor afiliativo

e humor agressivo (Caudill & Woodzicka, 2017; Torres-Marín et al., 2018). Além desta divisão,

na literatura também se têm separado estes estilos em humor positivo e humor negativo ou em

humor adaptativo e humor desadaptativo (Caudill & Woodzicka, 2017). Deste modo, o humor

autovalorativo e o humor afiliativo enquadram-se no humor positivo/humor adaptativo, e o

humor autodepreciativo e o humor agressivo integram-se no humor negativo/humor desadapta-

tivo (Ford et al., 2017).

O humor afiliativo diz respeito a uma tendência para fazer brincadeiras engraçadas ou para

contar piadas, tendo como objetivo fomentar relações interpessoais saudáveis e atenuar even-

tuais tensões (Martin et al., 2003; Yue et al., 2014). Trata-se de um estilo de humor benevolente, de

tipo afirmativo e que fomenta a coesão e a atração interpessoal (Torres-Marín et al., 2018). Como

resultado, o humor afiliativo desencadeia emoções positivas no Outro, facilitando o relaciona-

mento interpessoal e o suporte social (Cann et al., 2010; Caudill & Woodzcika, 2017). Por sua vez,

o humor agressivo está relacionado com o uso do sarcasmo, do escárnio, da ameaça e da provoca-

ção nas relações (Martin et al., 2003). Os indivíduos que utilizam este estilo de humor procuram

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alcançar um status superior, adotando, para tal, uma postura hostil para com o Outro (Torres-

-Marín et al., 2018). Este estilo não valoriza ou considera o impacto do humor nas outras pessoas

(e.g., piadas sexistas) e caracteriza sujeitos incapazes de controlarem as expressões humorísticas

(Martin et al., 2003). Logo, o humor agressivo danifica as relações interpessoais e desencadeia

reações de raiva ou de hostilidade (Cann et al., 2010; Kuiper & McHale, 2009).

O humor autovalorativo está associado a indivíduos que possuem uma perspetiva positiva

da vida mesmo perante possíveis incongruências e adversidades (Caudill & Woodzicka, 2017;

Martin et al., 2003; Zeigler-Hill & Besser, 2011). Trata-se de um estilo que desempenha um papel

de regulação emocional e que funciona como um mecanismo de coping (Martin, 2007; Torres-Ma-

rín et al., 2018). De acordo com Cann et al. (2010), o humor autovalorativo permite aos indivíduos

uma reinterpretação dos obstáculos (i.e., dos stressores), conduzindo a um aumento do bem-estar

psicológico e da autoestima. Por seu turno, o humor autodepreciativo diz respeito à utilização de

piadas ou anedotas exageradas, cujo alvo é o próprio sujeito com o objetivo de gerar a aceitação

de outros indivíduos ou grupos (Scheel et al., 2016; Torres-Marín et al., 2018). Além da procura

de aceitação, a literatura também tem indicado que este estilo de humor pode servir para evitar

emoções negativas ou situações problemáticas, podendo ser compreendido como um mecanismo

de defesa (Martin et al., 2003; Saroglou & Scariot, 2002). Apesar dos seus objetivos, este estilo tem

consequências negativas, e.g., depressão e ansiedade (Cann et al., 2010).

Em suma, a perspetiva de Martin et al. (2003) propõe que os estilos de humor podem estar

orientados para as relações interpessoais, que podem ser fomentadas ou inibidas, ou para o self,

sendo benéficos ou prejudiciais para este. Devido ao seu crescimento, esta perspetiva de humor

foi transposta para a área organizacional, onde procurou compreender que estilos podem trazer

outcomes desejáveis para os colaboradores e as organizações.

2.2 Benefícios do Humor para os Colaboradores e as Organizações

A evidência empírica tem-se debruçado sobre os outcomes de cada um dos estilos de humor

propostos por Martin et al. (2003), com o objetivo de perceber os mecanismos que conduzem à

promoção da saúde e do bem-estar, e de desenvolver estratégias que mitiguem os efeitos negati-

vos do humor.

Caudill e Woodzicka (2017) observaram que o humor positivo (afiliativo e autovalorativo)

estava positivamente associado com o suporte social e o bem-estar no trabalho. Ou seja, quanto

maior a tendência dos trabalhadores em expressarem formas adaptativas de humor, maior será

a sua perceção de suporte social e mais elevados serão os seus níveis de bem-estar ocupacional.

Estes autores também testaram o efeito mediador do suporte social na relação entre o humor

positivo e o bem-estar no trabalho, verificando que o humor positivo e o suporte social atuam

sinergeticamente para promover o bem-estar (Caudill & Woodzicka, 2017). Por sua vez, Ford et

al. (2017) registaram que os estilos de humor adaptativos estão positivamente associados com a

felicidade. Deste modo, indivíduos que têm uma perspetiva favorável da sua vida e que utilizam

o humor para facilitar as relações interpessoais, serão mais felizes. Numa análise adicional, com

o objetivo de identificar possíveis antecedentes do humor e de testar o efeito mediador deste,

Ford et al. (2017) descobriram que a extroversão, o lócus de controlo, o otimismo e a autoestima

contribuem para a adoção de estilos adaptativos de humor, o que, por seu turno, facilita o sur-

gimento da felicidade. Segundo Kuiper e McHale (2009), a felicidade pode emergir através da

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adoção de uma perspetiva de vida positiva, que pode atuar como um mecanismo protetor da

saúde mental. Ainda ao nível das características individuais, Torres-Marín et al. (2018) indicaram

que o humor autovalorativo diminui a raiva e a expressão externa da mesma e que o humor auto-

depreciativo atua no sentido contrário, i.e., incrementando a raiva e a sua expressão. Scheel et

al. (2016) focaram-se no humor adaptativo e registaram que este estabelece uma relação positiva

com o otimismo, a autoeficácia e a satisfação no trabalho, e uma relação negativa com a irritação.

Assim, trabalhadores que usam estilos de humor adaptativos desenvolvem uma perspetiva posi-

tiva acerca do presente e do futuro, têm confiança nas suas capacidades para atingir o sucesso e

estão satisfeitos com as suas funções, a profissão e o ambiente laboral. Um trabalho pioneiro, ao

nível do humor positivo, foi a meta-análise de Mesmer-Magnus et al. (2012), que procurou obser-

var o efeito deste tipo de humor em variáveis ligadas ao trabalho e à saúde. Os resultados obtidos

sugeriram que o humor positivo leva a um aumento da performance, da satisfação no trabalho, da

coesão grupal e da saúde, e conduz a uma diminuição do stresse ocupacional e do burnout.

Lussier et al. (2017), num estudo com 149 díades vendedor-cliente, verificaram que a frequên-

cia do humor é fulcral para o desenvolvimento da criatividade, o que contribui para uma melho-

ria da relação entre o vendedor e o cliente. Logo, o humor pode auxiliar no desenvolvimento

de produtos e/ou serviços originais que podem criar vantagens competitivas para a entidade

empregadora. Esta relação já havia sido verificada por Lang e Lee (2010), sendo que estes autores

indicaram que a criatividade é fulcral para a performance laboral. Por seu turno, Robert et al.

(2015) registaram que o humor afiliativo aumenta a probabilidade de manutenção no posto de

trabalho, i.e., diminui o turnover. Romero e Arendt (2011) testaram as relações estabelecidas entre

os quatro estilos de humor de Martin et al. (2003) e um conjunto de outcomes organizacionais.

Estes autores verificaram que o humor agressivo se relacionou de modo positivo com o stresse, já

o humor afiliativo estabeleceu uma associação com sinal contrário. Ao nível da satisfação com o

pares, observou-se a situação inversa, i.e., o humor afiliativo fomenta este tipo de satisfação ao

passo que o humor agressivo o inibe. Também se registou que o humor adaptativo se relaciona

positivamente com a cooperação entre os membros da equipa e o commitment organizacional,

sendo que o humor agressivo se associa de modo negativo com estes constructos. Por último, há

que realçar um aspeto deste estudo, o humor autodepreciativo não estabeleceu nenhuma asso-

ciação com significância estatística. Wang et al. (2018), num estudo conduzido em dois momentos

com trabalhadores chineses, verificou que o humor positivo diminuiu a incidência de stresse do

primeiro para o segundo momento.

Nos últimos anos também se procurou compreender como é que o humor dos líderes pode

influenciar os trabalhadores e as organizações. A evidência empírica tem demonstrado que o

humor dos líderes facilita o engagement no trabalho, a satisfação no trabalho, os comportamentos

de inovação, as emoções positivas e a performance dos trabalhadores (Goswami et al., 2016; Mao

et al., 2017; Mesmer-Magnus et al., 2012; Yam et al., 2017).

Os estudos apresentados apontaram para a importância do humor no contexto de trabalho,

sendo uma ferramenta vital para os trabalhadores, os líderes e as organizações. Estes argumen-

tos consubstanciam a importância de adaptar e validar instrumentos destinados a conhecer os

estilos de humor utilizados pelos trabalhadores portugueses. Neste âmbito, e devido à perspetiva

de humor a que está associado, o HSQ assume maior relevância.

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Evidência psicométrica do Humor Styles Questionnaire (HSQ) numa amostra de trabalhadores portugueses

2.3 O Humor Styles Questionnaire (HSQ)

O HSQ foi desenvolvido a partir do modelo de estilos de humor de Martin et al. (2003). A sua

composição inicial era de 60 itens, que foram refinados até se chegar a uma solução final. Trata-

-se de um instrumento composto por 32 itens organizados numa escala de Likert de sete pontos,

que varia entre 1 (Discordo totalmente) e 7 (Concordo totalmente). Cada uma das dimensões do

HSQ, humor autovalorativo, humor autodepreciativo, humor afiliativo e humor agressivo, apre-

senta oito itens. Existem 11 itens que devem ter a sua classificação invertida, cinco para a dimen-

são humor afiliativo, um para a dimensão humor autovalorativo, quatro para a dimensão humor

agressivo e um para a dimensão humor autodepreciativo. Ao nível da fiabilidade, calculada

através do coeficiente alfa de Cronbach (α), verificou-se que os valores das dimensões do HSQ

variaram entre .77 e .81 (humor afiliativo=.80; humor autovalorativo=.81; humor agressivo=.77; e

humor autodepreciativo=.80) (Martin et al., 2003).

Os autores também efetuaram um conjunto de análise correlacionais com medidas de ansie-

dade, hostilidade, agressão, autoestima, otimismo e bem-estar. Verificou-se que o humor afilia-

tivo e o humor autovalorativo se correlacionaram de forma negativa e estatisticamente signifi-

cativa com as medidas de ansiedade e depressão. O mesmo sinal foi observado na correlação

com a agressão, ainda que não tenha existido significância estatística. Ao nível da hostilidade, e

contrariamente ao esperado, registou-se uma correlação positiva, no entanto não foi atingido um

valor estatisticamente significativo. Por outro lado, o humor afiliativo e o humor autovalorativo

correlacionaram-se de forma positiva e estatisticamente significativa com a autoestima e o bem-

-estar. No que diz respeito ao otimismo, também se obteve uma correlação de sinal positivo, mas

somente o humor autovalorativo obteve um p-value significativo. O humor autodepreciativo cor-

relacionou-se de maneira positiva e estatisticamente significativa com as medidas de ansiedade,

depressão, hostilidade e agressão. Relativamente às medidas de autoestima, otimismo e bem-es-

tar obtiveram-se correlações negativas, a única que não alcançou significância estatística foi com

o otimismo. Por último, o humor agressivo correlacionou-se de forma positiva e estatisticamente

significativa com a hostilidade e a agressão. Com as restantes medidas utilizadas não se observa-

ram quaisquer correlações com valores de p estatisticamente significativos (Martin et al., 2003).

As quatro dimensões do HSQ também foram correlacionadas com os cinco traços de perso-

nalidade do modelo The Big Five. O humor afiliativo correlacionou-se de forma positiva e esta-

tisticamente significativa com a extroversão e a abertura à experiência, o mesmo sucedeu com o

humor autovalorativo. Além disso, esta dimensão também estabeleceu uma correlação negativa

e com significância estatística com o neuroticismo. O humor agressivo e o humor autodeprecia-

tivo correlacionaram-se de modo positivo e estatisticamente significativo com o neuroticismo e

de modo negativo com a conscienciosidade e a amabilidade (Martin et al., 2003).

Na atualidade, o HSQ é a medida mais utilizada para analisar os estilos de humor (Bhatta-

charyya et al., 2019). A investigação realizada tem demonstrado que este instrumento apresenta

boas qualidades psicométricas (e.g., Ford et al., 2014; Leist & Mueller, 2013), ainda que em algu-

mas situações tenham sido reportados valores de consistência interna inferiores a .70, nomeada-

mente para o humor agressivo (Rnic et al., 2016; Yue et al., 2014). A maioria destes estudos tem

associado os estilos de humor a indicadores de bem-estar, de regulação emocional e de coping

(Bhattacharryya et al., 2019). Este instrumento tem sido adaptado e validado para diversas amos-

tras, e.g., crianças, adolescentes, estudantes e adultos (Fox et al., 2013; James & Fox, 2016; Nezlek

& Derks, 2019; Ruch & Heintz, 2016). Não obstante, tem-se verificado que a frequência de estudos

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com amostras de trabalhadores é residual. Urge colmatar esta lacuna devido aos benefícios que

os estilos de humor trazem para os trabalhadores e as organizações.

2.4 Objetivos da Investigação

Este estudo pretendeu contribuir para a adaptação e validação de uma medida de humor, o

HSQ, para o contexto de trabalho, utilizando, para tal, uma amostra de trabalhadores portugue-

ses.

De maneira específica, desejou-se avaliar a validade fatorial dos indicadores (i.e., itens) do

HSQ e a validade convergente das diferentes dimensões que compõem o modelo de Martin et al.

(2003). A investigação realizada até ao momento, que tenhamos conhecimento, não contemplou

a aferição da validade fatorial. No que diz respeito à validade convergente, a evidência empírica

é ainda residual, facto que justifica o exame desta componente de validade. Além disso, também

deseja testar a validade critério das diferentes dimensões de humor. Perspetiva-se as dimen-

sões de humor positivo se correlacionem de forma positiva com as atitudes e os comportamentos

laborais desejáveis (satisfação no trabalho, commitment afetivo, engagement no trabalho e perfor-

mance no trabalho) e que as dimensões de humor negativo se correlacionem de forma negativa

com este tipo de atitudes e comportamentos. Por outro lado, perspetiva-se que as dimensões

de humor negativo se correlacionem de forma positiva com as atitudes e os comportamentos

laborais indesejáveis (exaustão emocional e commitment de continuidade) e que as dimensões de

humor positivo se correlacionem de forma negativa com estas atitudes e comportamentos. Por

último, deseja-se testar a precisão das dimensões do HSQ, recorrendo-se a dois coeficientes, alfa

de Cronbach (α) e Composite Reliability (CR).

Esta investigação utilizou uma metodologia quantitativa e seguiu um design transversal.

3. Método

3.1 Participantes

Esta investigação seguiu uma amostragem não-probabilística por conveniência, tendo-se

definido um único critério de inclusão, à data da resposta ao protocolo de investigação os indiví-

duos deviam estar empregados.

Foi recolhida uma amostra composta por 201 participantes, a maioria era do sexo feminino

(52%), tinha até 25 anos (20.7%), era casado(a) ou vivia numa união de facto (44.4%) e apresentava

como nível de escolaridade mais elevado o ensino secundário (34.5%). Ademais, verificou-se que,

em média, os respondentes trabalhavam na sua organização atual há, aproximadamente, 10 anos

(M=10.44; DP=10.23). Um resumo desta informação encontra-se na Tabela 1. Relativamente a esta

tabela, há que ressalvar um aspeto, os participantes que informaram possuir outra formação fre-

quentaram um curso profissional.

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TABELA1

Caracterização da Amostra (N=201)

Características dos participantes %

Sexo

Masculino 48

Feminino 52

Idade

Até 25 anos 20.7

25-29 anos 10.6

30-34 anos 10.6

35-39 anos 11.1

40-44 anos 9.1

45-49 anos 12.6

50-54 anos 15.2

55-59 anos 4

60-64 anos 3.5

Mais de 65 anos 2.5

Estado civil

Solteiro(a) 42.4

Casado(a) ou a viver em união de facto 44.4

Separado(a) ou divorciado(a) 13.1

Nível de escolaridade

Ensino básico 9.3

Ensino secundário 34.5

Licenciatura 27.3

Mestrado 10.8

Doutoramento 1.5

Pós-graduação 9.3

Outra formação 7.2

Tempo de trabalho na organização

M=10.44 anos (DP=10.23); Min.=3 meses; Máx.=39 anos

Nota. M=valor de média; DP=valor de desvio-padrão; Min.=valor mínimo; Máx.=valor máximo.

3.2 Instrumentos

Os estilos de humor foram aferidos através do HSQ de Martin et al. (2003). Este instrumento

apresenta 32 itens (e.g., Normalmente, não rio ou gozo muito com as outras pessoas.) organizados

numa escala de Likert de sete pontos (1-Discordo totalmente; 7-Concordo totalmente). O total de

itens divide-se por quatro dimensões, humor afiliativo, humor autovalorativo, humor agressivo

e humor autodepreciativo, com oito itens cada. Além disso, 11 itens devem ser alvo de inversão,

cinco para o humor afiliativo, um para o humor autovalorativo, quatro para o humor agressivo e

um para o humor autodepreciativo. No estudo de desenvolvimento do HSQ (Martin et al., 2003)

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foram obtidos valores de consistência interna superiores a .70. Na atualidade, este instrumento é

o mais consensual na investigação sobre o humor.

A performance no trabalho foi avaliada com recurso a quatro itens (e.g., Acredito que sou um

trabalhador eficaz.) propostos por Rego e Pina e Cunha (2008). Estes itens encontram-se orde-

nados numa escala de Likert de sete pontos (1-Esta afirmação não se aplica nada a mim; 7-Esta

afirmação aplica-se totalmente a mim). O valor de alfa de Cronbach obtido para esta medida, no

seu estudo original, foi de .86.

A satisfação no trabalho foi analisada pela Escala de Satisfação Profissional de Lima et al.

(1995). Esta escala é composta por oito itens (e.g., Em relação às suas perspetivas de promoção,

diria que está:) com uma escala de Likert de sete pontos (1-Extremamente insatisfeito; 7-Extrema-

mente satisfeito). O instrumento em análise afere a satisfação no trabalho a partir de uma perspe-

tiva unidimensional e possui uma consistência interna de .81.

O commitment afetivo e o commitment de continuidade foram mensurados através do Ques-

tionário de Empenhamento Organizacional (Rego & Souto, 2004). Esta medida apresenta 14 itens

(e.g., Sinto que existe uma forte ligação afetiva entre mim e a minha organização.) ordenados

numa escala de Likert de sete pontos (1-A afirmação não se aplica rigorosamente nada a mim; 7-A

afirmação aplica-se completamente a mim). Nesta investigação foram somente utilizados os itens

destinados às dimensões commitment afetivo (cinco itens) e commitment de continuidade (cinco

itens). No seu estudo de adaptação para Portugal foram registados valores de alfa de Cronbach

superiores a .80 para cada uma destas dimensões (Rego & Souto, 2004).

O engagement no trabalho foi examinado pela versão portuguesa da Utrecht Work Engage-

ment Scale (UWES; Schaufeli & Bakker, 2003, Sinval et al., 2018) que possui nove itens (e.g., Sin-

to-me cheio de energia no meu trabalho.) organizados numa escala de resposta de sete pontos

(0-Nunca; 6-Sempre/Todos os dias). Trata-se de um constructo latente multidimensional, pelo que

o total de itens desta medida se divide por três dimensões, vigor, dedicação e absorção, cada uma

com três itens. No estudo de adaptação para Portugal foram obtidos resultados de consistência

interna superiores a .90, quer para cada uma das dimensões, quer para o engagement no trabalho

como um todo (Sinval et al., 2018).

A exaustão emocional, dimensão mais relevante do burnout, foi avaliada pela versão portu-

guesa do Oldenburg Burnout Inventory (OLBI; Bakker et al., 2004; Sinval et al., 2019). Este instru-

mento é composto por 16 itens (e.g., Há dias em que me sinto cansado antes mesmo de chegar ao

trabalho.) organizados numa escala de Likert de cinco pontos (1-Discordo totalmente; 5-Concordo

totalmente). O OLBI mede duas dimensões de burnout, distanciamento e exaustão emocional.

Para os fins desta investigação foi selecionada a última, que possui oito itens, quatro dos quais

devem ser invertidos. A adaptação para Portugal alcançou valores de consistência interna supe-

riores a .80 (Sinval et al., 2019).

Por fim, foi aplicado um questionário sociodemográfico com objetivo de recolher informa-

ções sobre o sexo, a idade, o estado civil, o nível de escolaridade e o tempo de trabalho na orga-

nização atual dos participantes.

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3.3 Procedimento de Recolha de Dados

Os dados foram recolhidos numa única vez no tempo, i.e., design transversal, com recurso

a um protocolo de investigação online composto por instrumentos de autorresposta. A recolha

decorreu entre dezembro-2019 e julho-2020. Foi utilizada uma técnica de amostragem não-pro-

babilística por conveniência, devendo ser respeitado um único critério de inclusão, à data da

resposta ao protocolo de investigação os respondentes deveriam estar empregados. Antes de res-

ponder ao protocolo, os participantes leram e tiveram de concordar com um conjunto de infor-

mações, (a) respeito pelos critérios de anonimato e de confidencialidade; (b) dados recolhidos

servem somente para os propósitos da investigação; (c) a resposta pode ser interrompida a qual-

quer momento; e (d) não existe qualquer recompensa associada à participação, monetária ou de

outro cariz.

Para a definição do tamanho mínimo da amostra foi utilizado o pressuposto Lloret-Segura

et al. (2014), a amostra recolhida deve apresentar 200 ou mais participantes para conduzir uma

análise fatorial confirmatória. A adaptação do HSQ para língua portuguesa seguiu um processo

de tradução-retroversão. Num primeiro momento foi efetuada uma tradução do HSQ de língua

inglesa para língua portuguesa, em seguida realizou-se o processo inverso, i.e., procedeu-se a

uma retroversão de língua portuguesa para língua inglesa. Estes dois procedimentos foram con-

duzidos por dois júris independentes e fluentes em português e em inglês. As duas versões obti-

das foram comparadas e foram efetuados os ajustamentos necessários.

3.4 Procedimento de Análise de Dados

Inicialmente, foi conduzida uma análise de missings, sendo os valores em falta substituídos

pelos valores de média de cada indicador (Hill & Hill, 2008). Em seguida, foi realizada uma aná-

lise descritiva dos indicadores do HSQ, sendo apresentados os valores de média, desvio-padrão,

erro padrão da média, mediana, moda, mínimo, máximo, assimetria, curtose, percentil 25, per-

centil 50 e percentil 75. Esta análise recorreu ao software Statistical Package for the Social Sciences

(SPSS) versão 20.

A análise fatorial confirmatória (AFC) foi efetuada através do método de máxima verosimi-

lhança (Marôco, 2021). Contudo, para que este método possa ser empregue, há que respeitar um

pressuposto estatístico, normalidade multivariada. Ainda que não exista um consenso quanto

aos valores de assimetria e de curtose que apontam para um respeito deste pressuposto, Curran

et al. (1996) argumentaram que valores de assimetria e de curtose de dois (|sk|≤2) e sete (|ku|≤7),

respetivamente, apontam para uma distribuição normal multivariada. Foram comparadas três

estruturas fatoriais, quatro fatores correlacionados (modelo 1), quatro fatores independentes

(modelo 2) e fator de segunda-ordem (modelo 3). Estes procedimentos foram realizados através

do software Analysis of Moment Structures (AMOS) versão 20.

A avaliação do ajustamento global do modelo iniciou-se com a análise do valor do teste de

Qui-quadrado de bondade do ajustamento (χ

2).

Por norma, este teste deve reportar p-values supe-

riores a .05, mas na presença de amostras com vários participantes podem atingir-se p<.05. De

modo a eliminar esta lacuna, foram selecionados os índices Goodness of Fit Index (GFI), Root

Mean Square Error of Approximation (RMSEA), Standardized Root Mean Square Residual (SRMR),

Comparative Fit Index (CFI) e Normed Fit Index (χ2/df). Os valores de corte para cada um destes

índices basearam-se nas sugestões de Byrne (2010), Marôco (2021) e Hu e Bentler (1999). Assim,

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(a) GFI, ajustamento muito bom: >.95 e ajustamento bom: .90-95; (b) RMSEA, ajustamento muito

bom: <.05 e ajustamento bom: .05-.10; (c) SRMR, ajustamento bom: <.05 e ajustamento aceitável:

.05-.08; (d) CFI, ajustamento muito bom: >.95 e ajustamento bom: .90-.95; e (e) χ2/df, ajustamento

bom: <2 e ajustamento aceitável: <5. Além disso, para comparar a qualidade do ajustamento dos

três modelos, foi utilizado o Expected Cross-Validation Index (ECVI), valores mais baixos indicam

um melhor ajustamento (Marôco, 2021).

O modelo de medida foi testado em termos de validade, fatorial, convergente e de critério,

e de fidelidade (Anderson & Gerbing, 1982). A validade fatorial diz respeito à carga fatorial

padronizada dos indicadores, que deve ser igual ou superior a .50 (Marôco, 2021). As cargas

fatoriais obtidas foram classificadas de acordo com as premissas de Comrey e Lee (1992), pobre

(>.32), aceitável (>.45), bom (>.55), muito bom (>.63) e excelente (>.71). Por sua vez, a validade

convergente foi calculada através do coeficiente Average Variance Extracted (AVE), devem

atingir-se valores iguais ou superiores a .50 (Bagozzi & Yi, 1988; Sharma, 1996). O último tipo

de validade aferido foi a validade de critério, recorrendo-se, para tal, a uma matriz de correla-

ções. Perspetiva-se as dimensões de humor positivo se correlacionem de forma positiva com as

atitudes e os comportamentos laborais desejáveis, satisfação no trabalho, commitment afetivo,

engagement no trabalho e performance no trabalho, e que as dimensões de humor negativo

se correlacionem de forma negativa com este tipo de atitudes e comportamentos. Ademais,

perspetiva-se que dimensões de humor negativo se correlacionem de forma positiva com as

atitudes e os comportamentos laborais indesejáveis, exaustão emocional e commitment de con-

tinuidade, e que as dimensões de humor positivo se correlacionem de forma negativa com

estas atitudes e comportamentos.

Por fim, foi examinada a fidelidade, procedimento conduzido através de dois coeficientes,

alfa de Cronbach (α) e Composite Reliability (CR). É desejável que se obtenham valores superiores

a .70 (Hair et al., 2014; Marôco, 2021). Os resultados de consistência interna foram apresentados

para cada uma das dimensões do HSQ e para este instrumento como um todo. Os dados obti-

dos foram classificados segundo as premissas de Sharma (1996), pobre (<.50), adequado (.70-.80),

muito bom (.80-.90) e excelente (>.90).

4. Resultados

4.1 Estatística Descritiva

Na Tabela 2 é apresentada a estatística descritiva dos itens do HSQ.

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TABELA2

Estatística Descritiva dos Itens do HSQ (N=201)

Itens HSQ

M DP EPM Mdn Mo

Min. Máx. sk ku P25 P50 P75

Item 1 5.38 1.74 .12 6 7 1 7 -.89 -.33 4 6 7

Item 2 5.01 1.51 .11 5 5 1 7 -.39 -.73 4 5 6

Item 3 2.43 1.54 .11 2 1 1 7 1.09 .55 1 2 3

Item 4 2.47 1.60 .11 2 1 1 7 .89 -.24 1 2 4

Item 5 5.03 1.39 .09 5 5 1 7 -.59 -.07 4 5 6

Item 6 4.93 1.62 .11 5 5 1 7 -.50 -.49 4 5 6

Item 7 2.91 1.44 .10 3 2 1 7 .68 -.02 2 3 4

Item 8 2.79 1.69 .12 2 1 1 7 .63 -.74 1 2 4

Item 9 5.20 1.69 .12 6 7 1 7 -.81 -.11 4 6 7

Item 10 4.78 1.45 .10 5 4 1 7 -.29 -.45 4 5 6

Item 11 4.23 1.72 .12 4 4 1 7 -.04 -.93 3 4 6

Item 12 3.59 1.80 .13 4 5 1 7 .02 -1.08 2 4 5

Item 13 6.13 1.13 .08 7 7 2 7 -1.26 .90 5 7 7

Item 14 4.91 1.46 .10 5 5 1 7 -.42 -.46 4 5 6

Item 15 2.43 1.72 .12 2 1 1 7 1.09 .21 1 2 4

Item 16 2.58 1.78 .13 2 1 1 7 .99 -.05 1 2 4

Item 17 5.69 1.43 .10 6 7 1 7 -.99 .34 5 6 7

Item 18 4.99 1.42 .10 5 6 1 7 -.52 -.21 4 5 6

Item 19 3.83 1.68 .12 4 4 1 7 -.07 -.73 3 4 5

Item 20 2.09 1.41 .09 2 1 1 7 1.28 .75 1 2 3

Item 21 5.87 1.26 .09 6 7 2 7 -.94 .10 5 6 7

Item 22 3.56 1.67 .12 4 4 1 7 .15 -.92 2 4 5

Item 23 3.37 1.82 .13 3 1 1 7 .31 -.95 2 3 5

Item 24 3.24 1.67 .12 3 1 1 7 .27 -.94 2 3 5

Item 25 6.12 1.38 .09 7 7 1 7 -1.88 3.03 6 7 7

Item 26 5.51 1.31 .09 6 7 1 7 -.69 .05 5 6 7

Item 27 1.93 1.38 .09 1 1 1 7 1.71 2.59 1 1 3

Item 28 4.12 1.91 .13 4 5 1 7 -.09 -1.17 2 4 6

Item 29 4.59 1.67 .12 5 4 1 7 -.33 -.64 4 5 6

Item 30 4.83 1.60 .11 5 6 1 7 -.45 -.65

4 5 6

Item 31 2.67 1.81 .13 2 1 1 7 .83 -.49 1 2 4

Item 32 2.99 1.73 .12 3 1 1 7 .43 -.91 1 3 4

Nota. M=média; DP=desvio-padrão; EPM=erro-padrão da média; Mdn=mediana; Mo=moda; Min.=mínimo; Máx.=máximo; sk=assimetria; ku=cur-

tose; P25=percentil 25; P50=percentil 50; P75=percentil 75.

4.2 Ajustamento Global do Modelo

As três estruturas fatoriais colocadas em competição, quatro fatores correlacionados (modelo

1), quatro fatores independentes (modelo 2) e fator de segunda-ordem (modelo 3), apresentaram

um ajuste pobre para a maioria dos índices. Os únicos que alcançaram um ajustamento aceitável

foram o RMSEA e o χ2/df (ver Tabela 3).

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TABELA3

Índices de Ajustamento para as Estruturas Fatoriais Propostas

Modelo χ2 GFI RMSEA

90%

RMSEA

SRMR CFI χ2/df ECVI

1 925.90*** .78 .07 [.07-.08] .10 .70 2.02 5.33

2 1012.19*** .76 .08 [.07-.08] .13 .65 2.18 5.70

3 1096.17*** .74 .08 [.08-.09] .10 .59 2.37 6.13

Nota. Modelo 1= quatro fatores correlacionados; Modelo 2= quatro fatores independentes; Modelo 3= fator de segunda ordem; χ2 =Teste Qui-qua-

drado de bondade do ajustamento; GFI=Goodness of Fit Index; RMSEA= Root Mean Square Error of Approximation; SRMR= Standardized Root Mean

Square Residual; CFI=Comparative Fit Index; χ2/df=Normed Fit Index; ECVI= Expected Cross-Validation Index; ***p<.001.

Os modelos foram alvo de uma reespecificação, tendo-se eliminado alguns itens que esta-

vam a comprometer a qualidade do ajustamento e estabelecido correlações entre os erros de

medida dos itens do HSQ. No total foram excluídos 15 itens (3, 7, 9, 11, 12, 19, 22, 24, 25, 27, 28, 29,

30, 31 e 32) e criadas correlações entre os erros de medida dos itens 17 e 21, que pertencem ao

humor afiliativo, e entre os itens 10 e 18, que integram o humor autovalorativo. Estas correlações

registaram significância estatística (p<.001) e respeitaram os pressupostos definidos por Marôco

(2021), a criação de correlações entre os erros de medida dos indicadores deve ter suporte teórico.

Após as modificações efetuadas, os três modelos supracitados foram alvo de uma nova aná-

lise. O modelo 1 (quatro fatores correlacionados) respeitou os valores de corte definidos pela

literatura, variando o seu ajustamento entre o aceitável e o bom. Os restantes modelos, 2 (quatro

fatores independentes) e 3 (fator de segunda-ordem), não atingiram um ajustamento de qualidade

para um ou mais índices. Quanto ao índice ECVI, o modelo 1 atingiu o valor mais baixo, logo foi

aquele que apresentou um melhor ajustamento (ver Tabela 4).

TABELA4

Índices de Ajustamento para as Estruturas Fatoriais Reespecificadas

Modelo χ2 GFI RMSEA

90%

RMSEA

SRMR CFI χ2/df ECVI

1 190.73*** .91 .06 [.05-.07] .06 .92 1.72 1.37

2 318.71*** .86 .08 [.07-.10] .15 .81 2.40 1.97

3 219.08*** .89 .07 [.05-.-08] .07 .89 1.92 1.49

Nota. Nota. Modelo 1= quatro fatores correlacionados; Modelo 2= quatro fatores independentes; Modelo 3= fator de segunda ordem; χ2 =Teste Qui-

-quadrado de bondade do ajustamento; GFI=Goodness of Fit Index; RMSEA= Root Mean Square Error of Approximation; SRMR= Standardized Root

Mean Square Residual; CFI=Comparative Fit Index; χ2/df=Normed Fit Index; ECVI= Expected Cross-Validation Index; ***p<.001.

4.3 Avaliação do Modelo de Medida

Na Tabela 5 encontram-se os resultados para a validade fatorial, validade convergente e fide-

lidade. Existe evidência de validade fatorial, uma vez que as cargas fatoriais padronizadas dos

itens foram superiores a .50 (Marôco, 2021). Recorrendo à classificação de Comrey e Lee (1992),

foi possível registar que as cargas fatoriais variaram entre o aceitável e o excelente. No que diz

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respeito à fidelidade, a consistência interna das dimensões do HSQ variou entre .69 e .81, de

acordo com Sharma (1996) estes valores atingiram uma classificação que oscilou entre o ade-

quado e o muito bom. Além da análise de consistência a cada uma das dimensões do HSQ, tam-

bém foi conduzida uma avaliação para a escala global, α=.70 e CR=.92, valores adequado e exce-

lente, respetivamente (Sharma, 1996). Ao nível da validade convergente, foram registados valores

inferiores a .50 (Bagozzi & Yi, 1988; Sharma, 1996) em todas as dimensões, à exceção da dimensão

humor agressivo. O coeficiente AVE é um dos principais ao nível da validade convergente, con-

tudo recentemente surgiram algumas críticas à forma como é utilizado.

TABELA5

Validade Fatorial, Validade Convergente e Fidelidade do HSQ

Dimensões e indicadores do HSQ

Cargas

fatoriais

Alfa e CR AVE

Humor aliativo .77;.76 .40

Item 1a- Geralmente, não me rio muito ou brinco com outras pessoas. .57

Item 5- Não preciso de me esforçar muito para fazer com que as outras pessoas se riam.

Pareço uma pessoa naturalmente bem-humorada.

.70

Item 13- Rio e brinco muito com os meus amigos. .73

Item 17a- Normalmente não gosto de contar piadas ou de divertir as pessoas. .50

Item 21- Gosto de fazer com que as pessoas se riam. .61

Humor autovalorativo .81;.80 .40

Item 2- Se me sinto deprimido, normalmente consigo animar-me através do humor. .67

Item 6- Mesmo quando estou sozinho, frequentemente divirto-me com os absurdos da

vida.

.65

Item 10- Se estou chateado ou infeliz, geralmente tento pensar em algo engraçado sobre

a situação para me sentir melhor.

.62

Item 14- . A minha visão bem-humorada da vida impede-me de car muito chateado ou

deprimido com as coisas.

.62

Item 18- Se estou sozinho e me sinto infeliz, faço um esforço para pensar em algo

engraçado para me animar.

.61

Item 26- Da minha experiência, pensar sobre os aspetos divertidos de uma situação é uma

forma ecaz de lidar com os problemas.

.63

Humor agressivo .69;.73 .59

Item 15a- Não gosto quando as pessoas utilizam o humor para criticar ou rebaixar alguém. .58

Item 23a- Nunca me rio ou gozo com os outros, mesmo que todos os meus amigos o

estejam a fazer.

.92

Humor autodepreciativo .72;.73 .40

Item 4- Deixo que as pessoas se riam de mim e que gozem comigo mais do que deveria. .61

Item 8- Frequentemente rebaixo-me, se isso zer com que a minha família ou os meus

amigos se riam.

.62

Item 16a- Não costumo dizer coisas engraçadas para me rebaixar. .55

Item 20- Frequentemente costumo rebaixar-me em demasia, quando estou a fazer piadas

ou a tentar ser engraçado.

.73

Nota. aItens recodificados; Alfa=Coeficiente Alfa de Cronbach; CR=Composite Reliability; AVE=Average Variance Extracted.

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Por fim, foi testada a validade critério das dimensões do HSQ (ver Tabela 6). As quatro dimen-

sões deste instrumento correlacionaram-se de forma estatisticamente significativa, à exceção da

dimensão humor agressivo que só se correlacionou de modo significativo com a dimensão humor

autodepreciativo. Algumas das correlações não alcançaram os resultados esperados, tanto ao

nível da significância estatística, como do sinal. Esta situação foi particularmente evidente para

as dimensões de humor negativo. Era expectável que o humor agressivo se correlacionasse de

forma negativa e estatisticamente significativa com a performance no trabalho, a satisfação no

trabalho, o commitment afetivo e as três dimensões de engagement no trabalho. Por outro lado, era

esperado que o humor autodepreciativo se correlacionasse de modo negativo e estatisticamente

significativo com a satisfação no trabalho, o commitment afetivo, o vigor e a absorção. Nenhuma

destas previsões se verificou. Outros resultados inesperados foram a correlação negativa e esta-

tisticamente significativa entre o humor agressivo e a exaustão emocional (r=-173, p<.05), a corre-

lação negativa e não estatisticamente significativa entre o humor autodepreciativo e a exaustão

emocional (r=-.098, p>.05) e a correlação negativa e sem significância estatística (r=-.055; p>.05)

entre o humor agressivo e o commitment de continuidade (ver Tabela 6).

TABELA6

Validade de Critério do Humor Styles Questionnaire (N=201)

M DP 1. 2. 3. 4. 5. 6. 7. 8. 9. 10. 11. 12.

1. Humor aliativo

28.11 5.05 (.77)

2. Humor autovalorativo

30.11 6.31 .535** (.81)

3. Humor agressivo

5.80 3.09 -.063 -.006 (.69)

4. Humor autodepreciativo

9.93 4.78 -.173* -.199** .271** (.72)

5. Performance

5.90 .88 .292** .317** -.046 -.278** (.86)

6. Satisfação no trabalho

5.15 1.06 .278** .305** .078 .010 .460** (.90)

7. Commitment afetivo

5.48 1.39 .142* .159* .002 -.041 .349** .590** (.93)

8. Commitment de

continuidade

3.09 1.69 -.228** -.187** -.055 .140* -.252** -.338** -.214** (.91)

9. Vigor

4.49 1.17 .225** .326** .001 -.080 .458** .615** .611** -.409** (.88)

10. Dedicação

4.63 1.27 .303** .391** -.019 -.142* .474** .622** .594** -.343** .873** (.91)

11. Absorção

4.79 1.21 .307** .391** -.094 -.137 .509** .537** .602** -.273** .779** .830** (.88)

12. Exaustão emocional

2.50 .80 -.146* -.265** -.173* -.098 -.268** -.442** -.436** .433** -.599** -.461** -.431** (.84)

Nota. M=média; DP=desvio-padrão; *p<.05; **p<.01; Na diagonal e em parêntesis estão os valores de alfa de Cronbach.

5. Discussão

O humor tem uma vasta história, tendo sido estudado por inúmeros autores (Bhattachar-

ryya et al., 2019; Kuiper et al., 1993). Contudo, somente desde a década de 80 (século XX) é que

este conceito começou a assumir maior relevância, nomeadamente devido aos seus benefí-

cios para a saúde, física e psicológica, e o bem-estar (Mesmer-Magnus et al., 2012). No entanto,

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o desenvolvimento deste constructo sofreu vários reveses associados, sobretudo, às diferentes

perspetivas que o conceptualizam (Cooper, 2008; Duarte & Duarte, 2016; Jalalkamali et al., 2016).

Este impasse foi interrompido pelo surgimento do modelo de Martin et al. (2003) e do HSQ. O

modelo congrega quatro estilos de humor, sendo que dois deles (i.e., humor afiliativo e agres-

sivo) estão direcionados para as relações interpessoais e os restantes (i.e., humor autovalorativo

e autodepreciativo) estão associados ao self (Martin et al., 2003). Classificações recentes indica-

ram que estes estilos podem ser positivos/adaptativos (i.e., humor afiliativo e autovalorativo) e

negativos/desadaptativos (i.e., humor agressivo e autodepreciativo) (Caudill & Woodzicka, 2017;

Ford et al., 2017). Este modelo foi transposto para o contexto de trabalho e a evidência empírica

(e.g., Mesmer-Magnus et al., 2012; Torres-Marín et al., 2018; Wang et al., 2018; Yam et al., 2017) tem

demonstrado que o humor apresenta benefícios para trabalhadores, organizações e líderes. Deste

modo, este estudo procurou contribuir para a adaptação e validação de uma medida de humor, o

HSQ, para uma amostra de trabalhadores portugueses. De maneira específica, este estudo testou

a validade fatorial, validade convergente, validade de critério e fidelidade do HSQ.

O modelo que obteve um melhor ajustamento, segundo os valores de corte definidos, era

composto por quatro fatores correlacionados. Isto significa que os estilos de humor do modelo

de Martin et al. (2003) são interdependentes e que uma alteração num deles implica uma modi-

ficação nos restantes. Esta estrutura fatorial é igual àquela que foi obtida no estudo original de

Martin et al. (2003). Não obstante, comparativamente a este estudo, vários indicadores (i.e., itens)

foram removidos porque apresentavam uma carga fatorial padronizada inferior a .50 (Marôco,

2021). Dito de outro modo, esta eliminação foi realizada em situações onde os itens não estavam

suficientemente correlacionados com as dimensões que deveriam avaliar. A classificação das

cargas fatoriais padronizadas dos indicadores que constam do modelo final variou entre o acei-

tável e o excelente. Uma outra limitação a nível psicométrico residiu nos valores de validade con-

vergente, indicador aferido através do coeficiente AVE. Somente para a dimensão humor agres-

sivo se registou um resultado superior ao valor de corte definido pela literatura, .50. Valentini e

Damásio (2016) argumentaram que a AVE apresenta uma limitação quanto ao cálculo da validade

convergente. Trata-se de um coeficiente que não é afetado pelo número de itens constantes de um

modelo, mas que é influenciado pela heterogeneidade das cargas fatoriais. É frequente obterem-

-se resultados de AVE superiores a .50 quando as cargas fatoriais padronizadas são bastante dis-

tintas. No caso das dimensões humor afiliativo, humor autovalorativo e humor autodepreciativo

observaram-se valores homogéneos de cargas fatoriais padronizadas, o que pode ter prejudicado

os resultados da validade convergente. Por último, ao nível da fiabilidade registaram-se valores

maiores do que .70 em todas as dimensões, exceto para o indicador alfa de Cronbach na dimen-

são humor agressivo. Levando em consideração a classificação de Sharma (1996), a consistência

interna variou entre o adequado e o excelente.

Estudos passados que utilizaram o HSQ também reportaram algumas limitações psicomé-

tricas. Heintz e Ruch (2015) indicaram que não foi possível obter evidência de validade conver-

gente para a dimensão humor autodepreciativo. Esta situação também foi verificada num estudo

recente, Heintz (2019) defendeu que o humor autodepreciativo não afere adequadamente este

estilo de humor negativo orientado para o self. Outros autores (e.g., Reff, 2006) salientaram que a

estrutura do HSQ deve ser alterada, dado que não foi possível distinguir entre as duas dimensões

de humor positivo, afiliativo e autovalorativo. Assim, deviam-se considerar somente três estilos

de humor, humor positivo, que integraria o humor autovalorativo e o afiliativo, humor agressivo

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e humor autodepreciativo. O estudo de Ruch e Heintz (2017) enfatizou que a principal fonte de

variância dos quatro estilos de humor de Martin et al. (2003) também deveria merecer atenção.

Somente o humor afiliativo era determinado por situações de humor, ao passo que as dimensões

remanescentes poderiam ser explicadas por situações sem qualquer natureza humorística. Este

aspeto, segundo os autores, pode prejudicar a validade de constructo do HSQ (Ruch & Heintz,

2017). Quanto à fiabilidade, Ruch e Heintz (2016) demonstraram que os valores de consistência

interna para a dimensão humor agressivo são usualmente mais baixos, variando entre .60 e .70,

resultados semelhantes aos registados na presente investigação. As lacunas apontadas a este ins-

trumento têm colocado em causa o modelo criado por Martin et al. (2003), salientando que este

deve ser alvo de um ajustamento à realidade organizacional atual ou que deve existir uma total

reformulação dos estilos de humor (Heintz & Ruch, 2015; Silvia & Rodriguez, 2020).

Relativamente à validade de critério, os resultados obtidos para o humor afiliativo e o humor

autovalorativo, dimensões adaptativas de humor, alcançaram os resultados esperados. Porém,

para as dimensões humor agressivo e humor autodepreciativo houve resultados que ficaram

aquém do perspetivado. Destes, sublinha-se a correlação entre o humor agressivo e o humor

autodepreciativo e a exaustão emocional, e entre o humor agressivo e o humor autodepreciativo

e o commitment de continuidade. A correlação com a exaustão emocional foi negativa e estatis-

ticamente significativa para o humor negativo e negativa sem significância estatística para o

humor autodepreciativo. O esperado seria que surgisse uma correlação positiva, i.e., à medida

que o humor agressivo e o humor autodepreciativo ocorrem mais frequentemente, a exaustão

emocional também aumentará. Esta mesma situação também deveria ser observada para o com-

mitment de continuidade, ou seja, quanto maior a utilização de estilos de humor desadaptativos,

maior a probabilidade de um colaborador abandonar a sua organização. Ruch e Heintz (2017)

alcançaram resultados semelhantes para variáveis ligadas ao bem-estar ocupacional. A justifi-

cação destes autores prendeu-se com os diferentes fatores explicativos do humor. Há estilos, e.g.,

agressivo e autodepreciativo, que são significativamente explicados por situações contextuais,

facto que pode comprometer a validade de critério.

Este estudo apresenta algumas limitações que devem ser consideradas. A primeira diz res-

peito ao tamanho da amostra. Lloret-Segura et al. (2014) indicaram que para a realização de uma

AFC a amostra deve ser composta por, pelo menos, duzentas observações. No presente estudo

obteve-se um valor marginalmente superior, 201. Este facto pode ter comprometido as análises

efetuadas, uma vez que a amostra pode não ter tido a potência estatística necessária para detetar

efeitos estatisticamente significativos quando estes existiam. Por outras palavras, esta situação

potenciou a ocorrência de um erro de tipo II (Barker et al., 2016). Outra limitação reside no facto

de não ter sido conduzida uma análise fatorial exploratória, que poderia ter indicado uma con-

figuração diferente para os itens do HSQ. Por sua vez, a validade discriminante desta medida

também não foi calculada, um aspeto que foi reportado em estudos passados, e.g., Ruch e Heintz

(2017), onde se utilizou o modelo The Big Five. Por último, também não foi observada a estabili-

dade das respostas ao HSQ ao longo de um determinado período de tempo, ou seja, não foi afe-

rida a invariância temporal. Esta situação seria particularmente relevante para compreender se

existem estilos de humor preponderantes em cada sujeito ou se cada estilo é utilizado em função

do contexto em que cada indivíduo está integrado.

Estudos futuros devem procurar recolher uma amostra com maior dimensão, de modo a evi-

tar o erro de tipo II, o que poderá levar à obtenção de resultados mais robustos. Além disso,

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também deve ser conduzida uma análise fatorial exploratória, que pode sugerir uma configura-

ção distinta dos estilos de humor propostos por Martin et al. (2003). Aliás, Heintz e Ruch (2015)

argumentaram que os estilos de humor não são universais, podendo existir diferenças intercul-

turais. Por fim, deve ser testada a validade discriminante e a variação temporal do HSQ.

Não obstante as limitações apontadas à medida utilizada, a adaptação e validação deste ins-

trumento para uma amostra de trabalhadores portugueses é fulcral para compreender que out-

comes podem surgir através da utilização de diferentes estilos de humor. Por outro lado, esta

ferramenta também pode ser importante para avaliar os estilos de humor utilizados por colabo-

radores e lideranças, de modo a perceber se eles estão, ou não, a comprometer o funcionamento

e a excelência organizacionais. Ademais, este trabalho pode ser o primeiro passo para o desen-

volvimento de intervenções ligadas ao humor. A literatura (e.g., Mesmer-Magnus et al., 2012; Tor-

res-Marín et al., 2018; Wang et al., 2018; Yam et al., 2017) tem demonstrado que o humor pode

ser benéfico para trabalhadores, líderes e organizações. Ao longo dos últimos anos, a evidência

empírica tem sugerido (e.g., Wellenzohn et al., 2016) que as intervenções em variáveis com um

foco positivo, como o humor, têm efeitos positivos para os sujeitos. No âmbito do humor, o traba-

lho de Proyer et al. (2013), focado na criação de uma intervenção, apontou para o surgimento de

resultados positivos ao nível do bem-estar, mais concretamente na satisfação com a vida.

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