Validity evidence of the Brazilian version of the Assessment Interprofessional Collaborative Leadership Scale

Natalia Dalforno da Silva; Geisa Colebrusco de Souza Gonçalves; Jaqueline Alcantara Marcelino da Silva; Flávio Rebustini; Alexandre Pazetto Balsanelli

doi:10.1590/1518-8345.7894.4719

. 2025 Nov 17;33:e4719. doi: 10.1590/1518-8345.7894.4719

Validity evidence of the Brazilian version of the Assessment Interprofessional Collaborative Leadership Scale^*

Natalia Dalforno da Silva ^1,², Geisa Colebrusco de Souza Gonçalves ¹, Jaqueline Alcantara Marcelino da Silva ³, Flávio Rebustini ⁴, Alexandre Pazetto Balsanelli ¹

¹Universidade Federal de São Paulo, Escola Paulista de Enfermagem, São Paulo, SP, Brazil.

²Hospital Sírio Libanês, São Paulo, SP, Brazil.

³Universidade Federal de São Carlos, Departamento de Enfermagem, São Carlos, SP, Brazil.

⁴Universidade de São Paulo, Escola de Ciências, Humanidades e Artes, São Paulo, SP, Brazil.

^{Corresponding author:}

Natalia Dalforno da Silva E-mail: n_dalforno@yahoo.com.br https://orcid.org/0000-0002-6646-8090

Conflict of interest: the authors have declared that there is no conflict of interest

Associate Editor: Rosana Aparecida Spadoti Dantas

Roles

Natalia Dalforno da Silva: Study concept and design, Obtaining data, Data analysis and interpretation, Statistical analysis, Drafting the manuscript, Critical review of the manuscript as to its relevant intellectual content, All authors approved the final version of the text

Geisa Colebrusco de Souza Gonçalves: Study concept and design, Obtaining data, Data analysis and interpretation, Statistical analysis, Drafting the manuscript, Critical review of the manuscript as to its relevant intellectual content, All authors approved the final version of the text

Jaqueline Alcantara Marcelino da Silva: Study concept and design, Obtaining data, Data analysis and interpretation, Statistical analysis, Drafting the manuscript, Critical review of the manuscript as to its relevant intellectual content, All authors approved the final version of the text

Flávio Rebustini: Study concept and design, Obtaining data, Data analysis and interpretation, Statistical analysis, Drafting the manuscript, Critical review of the manuscript as to its relevant intellectual content, All authors approved the final version of the text

Alexandre Pazetto Balsanelli: Study concept and design, Obtaining data, Data analysis and interpretation, Statistical analysis, Drafting the manuscript, Critical review of the manuscript as to its relevant intellectual content, All authors approved the final version of the text

PMCID: PMC12628366 PMID: 41259552

Abstract

Objective:

to seek evidence of validity of the Assessment Interprofessional Collaborative Leadership Scale for Brazilians, in Portuguese, and to analyze evidence of content, response process and internal structure.

Method:

psychometric evaluation study, with translation, back-translation, and evaluation by a committee of experts regarding linguistic and content equivalence. The pre-test was carried out with 40 participants and, subsequently, the final version was applied to 318 health workers. Exploratory factor analysis and reliability testing were performed using Cronbach’s alpha and McDonald’s omega.

Results:

in the content validation, four items presented scores below the critical value. Of the participants, the majority were nurses (81%) and physiotherapists (10%), and were female (79%). The factorability obtained was Kaiser-Meyer-Olkin = 0.94 and Bartlett’s sphericity = 2991.4 with p < 0.05. Parallel analysis indicated a one-dimensional model, with variance explained by 63.71%. The model’s adequacy indices showed satisfactory levels. And adequate reliability indices (Cronbach’s alpha = 0.97 and McDonald’s omega = 0.97).

Conclusion:

the Interprofessional Collaborative Leadership Assessment Scale, with a unidimensional structure and 28 items, presented good evidence of content validity, response process and internal structure, considered adequate to measure interprofessional collaborative leadership.

Descriptors: Leadership, Patient Care Team, Interprofessional Relations, Validation Study, Health Personnel, Healthcare Crew Resource Management

Highlights:

(1) Instrument to measure interprofessional collaborative leadership. (2) Instrument to implement an interprofessional care model. (3) Diagnosis to support interprofessional development programs. (4) Evidence of validity of an interprofessional collaborative leadership instrument.

Introduction

Collaborative interprofessional practice is a form of work organization that is essential for addressing complex health issues and providing comprehensive care⁽¹⁾. It requires coordinated efforts to ensure the sharing of information and decisions so that the expertise of each team member is made viable in the implementation of care and in meeting health needs⁽²⁾.

Among the competencies of collaborative interprofessional practice is collaborative leadership, in which professionals work together with patients and families to promote shared decision-making and produce co-responsibilities within the team⁽²⁾.

Unlike traditional, hierarchical and centralized leadership, interprofessional collaborative leadership is established in the sharing of responsibilities, collective and articulated construction of solutions from multiple perspectives, of professionals and patients, in clinical decisions to improve the quality of care⁽³⁾. Also described in the literature as collective or distributive leadership, it is considered a strategy to implement complex interventions, promote safe communication and participation, and involve stakeholders, in an environment in which equity is sought⁽⁴⁾. However, its practical application in the daily routine of services remains little explored.

In this scenario, the Assessment Interprofessional Collaborative Leadership Scale (AICLS)⁽⁵⁾ instrument was developed and published in the Canadian context in 2019, with the proposal of measuring interprofessional collaborative leadership in health institutions, through the individual perceptions of the health professionals who make up the teams⁽⁵⁾. The genesis of its construction is the theoretical model that explores the interrelationship between vertical and formal structures in the institution and collaborative teams, as new possibilities for the exercise of leadership⁽⁶⁾.

Although the contexts of training and practice in health in Brazil and Canada present local specificities, the literature on interprofessional teamwork has broadly established the interprofessional competencies necessary for these to occur, such as communication, collaboration and collaborative leadership, in various health settings⁽⁷⁾. Specific studies on interprofessional collaborative leadership are scarce, and a gap has been identified in the measurement instruments. The Clinical Shared Leadership Scale (CSLS)⁽⁸⁾ is recognized; however, it does not assess shared decision-making with direct involvement of patients and caregivers, a fundamental characteristic identified in this competency, as found in research with the significant participation of young people in the proposal and development of integrated care, based on interprofessional collaborative leadership⁽⁹⁾. Thus, interprofessional collaborative leadership requires the active participation of patients and family (service users), which is why the translation of the AICLS⁽⁵⁾ was chosen, given its advancement and theoretical relevance to the reality and context of the Brazilian health system.

The AICLS instrument, in Canada, underwent content validity analysis and was considered highly relevant in its preliminary version, its reliability evidence was 0.96, and its dimensions ranged from 0.85 to 0.92 [Symbiotic relationship = 0.87; Mindfulness = 0.92; Shared resources = 0.92 and Capacity to lead = 0.85]⁽⁵⁾.

Therefore, it is important to translate and validate this instrument, with the premise that it is an effective measure for analyzing collaborative leadership in interprofessional teams and that it can impact the understanding of this competence to achieve improvements in the quality and safety of care offered by the teams. In this sense, the objective of this study was to seek evidence of validity of the Assessment Interprofessional Collaborative Leadership Scale (AICLS) for Brazilian Portuguese and to analyze evidence of content, response process and internal structure.

Method

Study design

This is a psychometric evaluation study, of validity evidence and cross-cultural adaptation (CCA)⁽¹⁰⁾ through the following phases: translation; synthesis, back-translation, evaluation by a committee of experts, pre-testing of the instrument and, finally, analysis of the evidence of validity of the instrument^(10-11). The study followed the guidelines set out in the Test Adaptation Reporting Standards (TARES)⁽¹²⁾.

The translation was carried out by two independent translators, with a single synthesis version prepared by a third translator⁽¹⁰⁾, evaluated and approved by the author of the instrument.

The equivalence of the Portuguese version was established based on four dimensions: semantic, idiomatic, cultural and conceptual by 17 experts in collaborative interprofessional practice and/or translations of measurement instruments. After approval by this committee of experts, the pilot test was carried out with 40 care or management workers, who made up teams in hospital inpatient units.

To assess the psychometric properties, the use and adoption of the AICLS⁽⁵⁾ instrument in Brazil, we sought to gather evidence of validity based on content, response process, internal structure and reliability verification.

Content validation consists of a qualitative assessment (expert committee) and a quantitative assessment of each item, considering the individual importance of the item in the composition of the instrument and representation of the construct⁽¹³⁾, by calculating the Content Validity Ratio (CVR)⁽¹⁴⁾.

In the validation of the response process, we verify how the item is interpreted and its relationship with the measured construct⁽¹¹⁾. Participants in the pilot test analyzed the viability, comprehensibility and ease of use of the instrument. Response time was recorded, as this data may provide evidence of the complexity of the response processes^(11,15-16).

The analysis of the internal structure of the construct was performed by Exploratory Factor Analysis (EFA), which assesses, through factor loadings, the relevance of each item to the factor⁽¹⁶⁾. Factor retention substantially influences EFA results, and also has strong theoretical implications, as it predetermines the assumed dimensionality of a latent construct. Due to its exploratory nature, EFA is used in cases where understanding of the factorial structure of the latent concept is still incipient⁽¹⁷⁾, as is the case of AICLS, recently described in the literature⁽⁵⁾. Adjustment indices of the factorial solution were used to support the determination of the number of retained factors⁽¹⁷⁾, and the adequacy of the factorial structure found⁽¹⁸⁾.

Reliability was also verified, using two indicators, as recommended in the literature, to increase the reliability of the interpretation⁽¹⁹⁾.

Setting

The study was developed in a large, private, tertiary-level general hospital located in the city of São Paulo (SP), Brazil, considered an international reference center in health.

Study population and sample

The study population consisted of healthcare workers in management and care positions who were part of interprofessional teams in critical care units and inpatient, clinical and surgical units. The sample size was calculated based on the recommendations for verifying the internal structure of instruments, which indicate a minimum number of 300 participants⁽¹³⁾. In this study, a convenience sample of 318 healthcare workers was obtained, comprising nurses, nursing technicians, physiotherapists, doctors, pharmacists, psychologists and nutritionists. The inclusion criterion was workers who had worked at the institution for at least one year, in management or care positions, and shared activities with at least one worker from another area of training. The exclusion criterion used was workers who were on leave at the time of data collection.

Study variables

The AICLS includes 28 items, divided into four dimensions: Symbiotic relationship; Mindfulness; Shared resources; and Ability to lead⁽⁵⁾.

The Symbiotic relationship dimension, composed of five items, is defined by a collaboration in which all team members have their roles well established and adapt reciprocally to the demands that arise⁽⁵⁾.

The Mindfulness dimension is composed of nine items, characterized by attentive and extended focus, with attention to immediate situations and experiences as they arise⁽⁵⁾.

The Shared resources dimension is composed of seven items, defined by an environment that encourages openness among professionals to share knowledge, skills, and expertise within a team⁽⁵⁾.

The Ability to lead dimension, composed of seven items, is defined by a willingness to lead and accept responsibility for the leadership role⁽⁵⁾.

Respondents indicate their general level of agreement with the occurrence of each item on a five-point Likert-type rating scale: 1 - Never; 2 - Rarely; 3 - Occasionally; 4 - Most of the time; and, 5 - Always. The ratings produce scores from 28 to 140⁽⁵⁾.

Data collection

The version produced after the content validation and response process stages was transformed into an electronic questionnaire, along with questions to characterize the sample. Data were collected through the Research Electronic Data Capture (RedCap) platform⁽²⁰⁾. The invitation to participate was sent via email to the area coordinators, who forwarded it to the health professionals/workers in their respective teams.

Duration

The data collection period took place between July 15th and September 15^th, 2023.

Data processing and analysis

To start the EFA and verify the factorability of the data, the Kaiser-Meyer-Olkin (KMO) index was calculated and the Bartlett Sphericity Test (TEB) was performed⁽¹³⁾.

To extract factors, the Unweighted Least Squares (ULS) was used, with oblimin rotation, from a polychoric correlation matrix⁽¹³⁾. Subsequently, the dimensionality of the instrument was explored, through the parallel analysis technique, Optimal Implementation of Parallel Analysis (PA), an approach recommended for a set of ordered variables with polytomous scoring⁽²¹⁾, Hull method with Comparative Fit Index⁽²²⁾ and application of Closeness of dimensionality⁽²³⁾, composed of three indicators: Item Unidimensional Congruence (I-UniCo), Item Explained Common Variance (I-ECV) and Mean of Item Residual Absolute Loadings (MIREAL). Values of I-UNICO > 0.95, I-ECV > 0.85 and MIREAL < 0.30 suggest that the data can be treated as essentially one-dimensional⁽²³⁾.

The factor solution was applied via structural equation modeling and to verify the need for adjustments the following indices were calculated: Root Mean Square Error of Approximation (RMSEA); Non-Normed Fit Index (NNFI); CFI (Comparative Fit Index); Goodness of Fit Index (GFI); Adjusted Goodness of Fit Index without diagonal values (AGFI)⁽²⁴⁾. Reliability was verified using Cronbach’s alpha and McDonald’s omega indices⁽¹⁹⁾.

All analyses were performed using the Factor software.

Ethical aspects

The ethical aspects of the research were followed according to Resolution no. 466 of 2012⁽²⁵⁾, both in the evaluation phase of the expert committee and in the application of the pilot test and pre-test. These steps took place after approval by the Research Ethics Committee (CEP) of the Federal University of São Paulo and the co-participating institution, the hospital where the research was conducted, under Opinions no. 5,533,152 and no. 5,571,337, respectively.

Results

Cross-cultural adaptation and content validation

The equivalence analysis resulted in 62.5% of the 28 items having an agreement rate greater than 80%. After the first round of analysis by the expert committee, 12 items that had an agreement rate lower than 0.80 were revised, besides that, the name of the instrument was also altered, the first two explanatory sentences of the introduction and the final paragraph.

The suggestions were accepted and, after the modifications, a new round was held with the expert committee to review these items and choose, between two options, the best alternative, taking into account its concepts and meanings within Brazilian culture. The final definition of the 12 items is described in Figure 1.

Figure 1-. Modifications made by the authors to the items after suggestions and the second round of the expert committee. São Paulo, SP, Brazil, 2022.

Item after modification	Modification
Section 1: SYMBIOTIC RELATIONSHIP: Symbiotic relationship is a collaboration in which all team members have their own well-established roles and mutually adapt to the dynamics of changing demands.	Changed the word “ ambos ” to “ todos ” and changed the position of the word “ dinâmica ”
2. Encourages team members to value each other’s expertise.	The word “ competências ” was replaced by “expertise”
3. Encourages team members to bring their complementary capabilities (sharing knowledge, skills, and experiences) together to direct the care plan.	The word “ explorar ” was changed to “ aproximar ”, the order of the words “ compartilhando conhecimentos ” was reversed, and “ abordar o planejamento ” was changed to “ direcionar o plano ”.
Section 2: MINDFULNESS: Mindfulness is the sustained, conscious focus of attention on immediate experiences as they happen.	Added “Mindfulness” and changed the word “ intencional ” to “ consciente ”
7. Encourages team members to focus beyond the status quo (i.e., the usual way of doing things) on relevant and essential issues of care.	Changed “ ess ê ncia ” to “ essenciais ”
8. Encourages members to consider creative solutions for planning complex patient/client care.	Replaced “ atendimentos mais ” with “ cuidados ”
11. Is receptive to supporting changes suggested by team members.	The order of the word “ apoio ” has been inverted.
16. Encourages team members to set shared goals for teamwork.	Changed “ sobre seu ” to “ para o ”
21. Shares work among team members, according to their capabilities, when care plans are implemented.	Inverted word order at the beginning of the sentence.
22. Team members support patients/clients as collaborative leaders.	Changed “ apoiem ” to “ apoiam ”
24. All team members accept and take responsibility for their shared teamwork	Replaced “ responsabilidade ” with “ se responsabilizam ”
27. There is support for rotating the team leader according to the needs of our care planning.	Changed “ apoiemos ” to “ há apoio ” and “ conforme ” to “ de acordo ”.

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In the quantitative content validation, the critical value of the CVR acceptable to 17 experts was 0.529⁽²⁶⁾ and indicated the item’s adherence in this study. Four items obtained scores below 0.529 in some of the evaluation categories: theoretically relevant, practically pertinent, sufficiently comprehensive and understandable in the set and dimensionality.

Item 2, in section 1, “Encourages team members to focus beyond the status quo (i.e., the usual way of doing things) on relevant and essential issues of care”, presented a score below 0.529 when its theoretical relevance, practical relevance and scope were evaluated.

Item 19, in section 3, “The decision-making process focuses on shared goals of all team members”, presented a lower score in the scope evaluation.

In section 4, two items obtained lower scores than 0.529. Item 22 “Team members support patients/clients as collaborative leaders” was rated with lower scores in practical relevance, comprehensiveness and dimensionality, and item 23 “Team members are willing to take on team leadership roles when asked” in comprehensiveness and dimensionality. All items were kept in the instrument at this time, since they presented values below the ratio considered in some of the categories evaluated and not in their entirety.

Validation of the response process

The validity of the response process, carried out through interviews in the pilot test, confirmed the viability of the instrument for use. Participants spent an average of nine minutes and 27 seconds responding to the instrument. The standard deviation was three minutes and fifteen seconds, and the maximum response time was 15 minutes and 51 seconds.

Respondents had difficulty with the term “status quo” in item 7, in section 2, despite the explanation being in parentheses within the item itself, as indicated by the expert committee. As a suggestion, the term “status quo” was removed, and this item was defined as “Encourages team members to develop processes that lead to the creation of an environment where decision-making is shared”.

The understanding of the response options for the items was adequate for 100% of participants, as was the general organization of the items. In the assessment of the scope of the items, 87.5% of participants considered it adequate, and one of them suggested removing items that he considered similar.

Regarding the difficulty in completing the instrument, 62.5% of the participants reported no difficulties and 20 suggestions were reported and considered. Thus, eight items were adjusted (items 1 and 3 in section 1; items 7, 9 and 10 in section 2; items 19 and 21 in section 3; and item 25 in section 4).

The final version of the instrument after the suggested changes was answered by 318 participants, of which six indicated the option of having been at the institution for less than a year, which would have constituted their exclusion, after data collection. However, due to the small percentage (1.8%) in relation to the total sample, it was decided to maintain this in the presentation of the results.

As for the sociodemographic characteristics, it is noteworthy that the sample was mostly composed of females (79%) and in the age range of 31-40 years (44%). A weekly workload of 30-40 hours was prevalent (67%). Regarding the highest qualification, 53% of participants had a specialization. Nurses (44%), followed by nursing technicians (37%) and physiotherapists (10%), were the professionals with the highest participation. Regarding the time of professional experience, the range of 11 to 15 years was predominant (24%) and the time of experience in the unit was one to three (31% of participants). Regarding the type of unit where they worked, the participants worked in the Semi-Intensive Unit (26%), followed by the Intensive Care Unit (21%).

Validation of the internal structure

The EFA was performed based on the polychoric matrix and it was verified whether the items were factorizable using the Measure of Sample Adequacy (MSA). In the initial modeling using the 28 items of the instrument, good adequacy indices were found, being TEB: 2991.4 (gl = 378; P = 0.000010) and KMO: 0.94977 with bootstrap 95% Confidence Interval (CI) of KMO = (0.573 - 1.204).

The first analysis in the study of the dimensionality/factors of the instrument was performed by parallel analysis (PA), which indicated the existence of only one dimension, with explained variance of 63.71% of the latent variable. Due to the divergence between the original model and that obtained by the PA, additional dimensionality tests were chosen.

The second technique used was the Hull with the CFI, shown in Table 1.

Table 1-. Dimensionality by Hull with Comparative Fit Index. São Paulo, SP, Brazil, 2023.

Factor numbers	CFI *	Degrees of freedom	Scree test
0	0.00	378	0.00
1	0.99	350	250.61 *
2	1.00	323	0.00
3	1.00	297

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*CFI = Comparative Fit Index

Again, the result indicated only one dimension. The third test adopted was the unidimensionality/multidimensionality technique, with the UniCo, ECV and REAL indexes shown below in Table 2.

Table 2-. Closeness of dimensionality. São Paulo, SP, Brazil, 2023.

Variables		I-UniCo *	I-ECV ^†	I-REAL ^‡
V ^§ 1. Helps members value their contributions to teamwork.		0.99	0.93	0.22
V ^§ 2. Encourages team members to value each other’s expertise.		0.99	0.92	0.23
V ^§ 3. Encourages team members to bring together their complementary capabilities (shared knowledge, skills, and experiences) to direct the care plan.		1.00	0.97	0.14
V ^§ 4. Allows all team members an opportunity to express their opinions.		1.00	0.98	0.11
V ^§ 5. Enables team members to see their shared results as meaningful and valuable.		0.99	0.95	0.20
V ^§ 6. Encourages team members to develop processes that lead to the creation of an environment where decision-making is shared.		1.00	0.99	0.08
V ^§ 7. Encourages team members to focus beyond the usual way of doing things, on relevant and essential issues of care.		1.00	0.98	0.13
V ^§ 8. Encourages members to consider creative solutions for planning complex patient/client care.		0.99	0.97	0.16
V ^§ 9. Encourages team members to reevaluate traditional ways of dealing with similar situations.		1.00	0.98	0.11
V ^§ 10. Encourages open discussions among team members about care planning issues.		1.00	0.99	0.04
V ^§ 11. Is receptive to supporting changes suggested by team members.		0.99	0.97	0.15
V ^§ 12. Encourages team members to adapt to different situations.		1.00	0.98	0.11
V ^§ 13. Encourages team members to question anything that doesn’t make sense.		1.00	0.97	0.12
V ^§ 14. Supports creative innovation of team members in situations where there is uncertainty in patient/client care planning.		1.00	0.98	0.10
V ^§ 15. Ensures that all team members have the opportunity to share their perspectives on patient/client care planning.		1.00	0.98	0.13
V ^§ 16. Encourages team members to set shared goals for teamwork.		1.00	0.99	0.05
V ^§ 17. Facilitates adjustments of team member roles to situational needs.		1.00	0.99	0.03
V ^§ 18. Encourages team members to take responsibility for their contributions to the team’s decision-making process.		1.00	0.99	0.06
V ^§ 19. Focuses on shared goals of all team members in the decision-making process.		1.00	0.97	0.14
V ^§ 20. Encourages the integration of perspectives to facilitate shared decision-making processes in developing the patient/client care plan.		1.00	0.99	0.06
V ^§ 21. Shares work among team members, according to their capabilities, when care plans are implemented.		1.00	0.99	0.05
V ^§ 22. Team members support patients/clients as collaborative leaders.		0.98	0.83	0.26
V ^§ 23. Team members are willing to take on a leadership role when asked.		0.93	0.72	0.43
V ^§ 24. All team members accept and take responsibility for their shared teamwork.		0.86	0.62	0.54
V ^§ 25. All team members accept and take responsibility for their shared teamwork.		0.76	0.54	0.58
V ^§ 26. Team members mentor each other so that everyone is able to lead the team effectively.		0.94	0.74	0.43
V ^§ 27. There is support for rotation of the team leader, according to the needs of our care planning.		0.98	0.85	0.30
V ^§ 28. We select our team leader together.		0.99	0.88	0.23
Assessment	General
UniCo ^\|\|	=	0.98
ECV ^¶	=	0.92
MIREAL**	=	0.19

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*I-UniCo = Item One-Dimensional Congruence; ^†I-ECV - Item Explained Common Variance; ^‡I-REAL = Item Residual Absolute Loadings; ^§V = Variable; ^||UniCo = Unidimensional Congruence; ^¶ECV = Explained Common Variance; **MIREAL = Mean of Item Residual Absolute Loadings

Based on the results presented, the general model can once again be considered unidimensional, with index values for items 23, 24, 25 and 26 not supporting unidimensionality (REAL-I above 0.30).

After dimensionality testing, the factor solution was applied to seek evidence of the theoretical model. The first test was performed with the configuration for four domains, according to the original version of the instrument.

Table 3 presents the factor loadings and commonality of the model with four domains. Values equal to or greater than 0.40 for the items were adopted as substantial factor loadings. Acceptable commonality is close to 0.40⁽¹³⁾.

Table 3-. Factor loadings and commonalities in a model with four domains. São Paulo, SP, Brazil, 2023.

Variables	Λ* Factor 1	Λ* Factor 2	Λ* Factor 3	Λ* Factor 4	h2 ^†
V ^‡ 1	0.91	-0.17	0.02	0.03	0.69
V ^‡ 2	0.94	0.02	-0.12	-0.10	0.72
V ^‡ 3	0.95	-0.09	0.03	-0.18	0.73
V ^‡ 4	0.63	-0.08	0.18	0.27	0.71
V ^‡ 5	0.88	-0.02	-0.02	0.04	0.76
V ^‡ 6	0.81	0.06	0.04	-0.09	0.70
V ^‡ 7	0.90	0.15	-0.07	-0.14	0.84
V ^‡ 8	0.80	0.12	-0.04	0.04	0.77
V ^‡ 9	0.78	0.08	0.02	0.01	0.72
V ^‡ 10	0.57	0.13	0.22	0.09	0.71
V ^‡ 11	0.60	0.07	0.06	0.32	0.74
V ^‡ 12	0.68	-0.02	0.13	0.20	0.72
V ^‡ 13	0.40	0.13	0.05	0.43	0.64
V ^‡ 14	0.33	0.40	-0.12	0.33	0.58
V ^‡ 15	0.72	0.16	0.01	0.18	0.85
V ^‡ 16	0.67	0.07	0.14	0.11	0.73
V ^‡ 17	0.58	0.15	0.12	0.15	0.71
V ^‡ 18	0.70	0.01	0.14	0.06	0.67
V ^‡ 19	0.75	0.09	0.01	0.08	0.73
V ^‡ 20	0.76	0.05	0.13	0.03	0.80
V ^‡ 21	0.46	0.07	0.32	0.30	0.80
V ^‡ 22	0.27	0.22	0.25	-0.10	0.37
V ^‡ 23	0.13	0.45	0.38	-0.12	0.64
V ^‡ 24	0.08	0.04	0.86	-0.04	0.84
V ^‡ 25	-0.06	0.01	0.90	0.06	0.78
V ^‡ 26	0.23	0.25	0.54	-0.15	0.71
V ^‡ 27	0.01	0.89	0.06	-0.01	0.86
V ^‡ 28	0.07	0.62	0.09	0.04	0.53

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*Λ = Factor loading; ^†h² = Commonality; ^‡V = Variable

There is no adjustment of the model with four domains, there is a concentration of 20 items in the first domain, and items 11, 13, 14, 21 and 23 have double saturation (measures two factors, considered a technical violation). Item 22 does not present a minimum factor loading of 0.30 and the commonality below 0.40. Therefore, there is no evidence of an adjusted configuration with four domains for the study sample.

Since the exploratory adjustment principle allows and recommends testing different configurations of the instruments, the factor solution was applied with the parameterization with only one dimension. The values of the factor loadings and commonalities are presented in Table 4.

Table 4-. Factor loadings and commonalities in a one-dimensional model. São Paulo, SP, Brazil, 2023.

Variables	Λ *	h2 ^†
V ^‡ 1	0.78	0.61
V ^‡ 2	0.79	0.63
V ^‡ 3	0.80	0.64
V ^‡ 4	0.80	0.65
V ^‡ 5	0.84	0.72
V ^‡ 6	0.81	0.66
V ^‡ 7	0.87	0.76
V ^‡ 8	0.86	0.74
V ^‡ 9	0.84	0.70
V ^‡ 10	0.84	0.71
V ^‡ 11	0.82	0.68
V ^‡ 12	0.83	0.68
V ^‡ 13	0.72	0.52
V ^‡ 14	0.68	0.46
V ^‡ 15	0.90	0.83
V ^‡ 16	0.85	0.73
V ^‡ 17	0.84	0.71
V ^‡ 18	0.81	0.67
V ^‡ 19	0.84	0.71
V ^‡ 20	0.89	0.80
V ^‡ 21	0.86	0.74
V ^‡ 22	0.56	0.31
V ^‡ 23	0.68	0.46
V ^‡ 24	0.68	0.47
V ^‡ 25	0.61	0.37
V ^‡ 26	0.72	0.52
V ^‡ 27	0.70	0.49
V ^‡ 28	0.61	0.37

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*Λ = Factor loading; ^†h² = Commonality; ^‡V = Variable

All items presented adequate factor loadings with values above 0.50. Items 22, 25 and 28 presented commonalities below 0.40, but close to the cutoffs. Since the factor loadings of these items were adequate, it was decided to maintain them.

Fitness indexes can be considered to assess the adequacy and quality of a factor solution in EFA. The results presented by the one-dimensional model were considered good, whose indexes: CFI (0.996; 95%CI = 0.994 - 0.998) and NNFI (0.996; 95%CI = 0.994 - 0.998) indicated excellent fit of the model. The RMSEA (RMSEA = 0.040; 95%CI = 0.0275 - 0.0460), GFI (0.991, 95%CI = 0.990 - 0.994) and AGFI (0.991, 95%CI = 0.989 - 0.993) measures were adequate.

The reliability indices presented were: Cronbach’s alpha = 0.97 and McDonald’s omega = 0.97, both above 0.70, indicating adequate reliability⁽¹³⁾.

Discussion

This study reported the process of translating and adapting the AICLS from English to the Brazilian context. Although it is recognized that this is a new scale, only one Japanese study was identified that translated and cross-culturally adapted the AICLS, in order to enable comparison of the scale in question⁽²⁷⁾.

The CCA was guided by recommendations for cross-cultural adaptation of measurement instruments⁽¹⁰⁾, which are widely used in this type of study, with international acceptance of this methodology⁽²⁸⁾. CCA requires great methodological rigor, and it is essential that the values reflected in each item are equivalent between one culture and another⁽²⁹⁾.

Semantic and cultural equivalences must be considered in the CCA process. The discrepancies found in the versions presented by the translators were resolved in the synthesis of the translations and subsequently sent to the back-translation phase, which is recommended as an indicator of the quality of psychometric evidence, and allows the identification of possible discrepancies⁽²⁸⁾ and the highlighting of inconsistencies or conceptual errors in the translation⁽³⁰⁾. The reconciled version did not present misinterpretations of the items, as confirmed by the author of the original instrument.

In this context, the quality of the translation/adaptation process is crucial to ensure the validity and usefulness of the adapted test, through a rigorous process whose objective is to maintain the equivalence of content and cultural meaning between the original and the translated/adapted test and to promote the comparability of scores among participants from different cultural groups⁽³¹⁾.

The analysis of the validity evidence related to the content of the Brazilian version of the EALCI was carried out in stages. For content validation, a committee of interprofessional experts, with expertise in leadership and collaborative interprofessional practice, clarified the discrepancies and suggested adjustments for better understanding. In designing a coherent instrument for the population it will be aimed at, this phase is essential⁽³²⁾.

Unlike the original instrument, in which the authors reported that only one item was revised in terms of its wording, the Brazilian version had 12 items that required revision and required a second round with the committee of experts. After this second assessment, the items had their content validated. In the original version, the authors used the Content Validity Index (CVI), however, this can inflate the results by combining responses with scores of 3 and 4 from the experts’ analysis⁽³³⁾. In this study, the CVR calculation was used, a more robust method for establishing and quantifying content validity⁽¹⁴⁾ and which adapts the agreement to the number of experts, ensuring the quality of the assessment⁽²⁶⁾.

During the pilot test, which followed the recommendations in the literature⁽¹⁰⁾ and aimed to verify whether the items, instructions and response scale were understandable, especially by those for whom the instrument was intended⁽³⁰⁾, it was identified that item 7 was the least understood by the respondents, due to an expression that can be considered common in the academic environment, but which did not have any relevance to the target audience and which had to be removed (status quo).

In the validation of the internal structure, necessary to verify whether the measurement attributes correspond to the theoretical attributes⁽²¹⁾ and to adjust the model, multiple tests were used, in accordance with contemporary recommendations for evidence of validity⁽¹²⁾.

It was also analyzed whether the factor structure was adequately represented by its dimensionality⁽²¹⁾. In the Brazilian version, the four-dimensional model was not reproduced. The divergence found in the parallel analysis indicated additional testing of dimensionality, due to recommendations in the literature that dimensionality analysis should not be limited to one technique⁽³⁴⁾. Unidimensionality remained and in the EFA, the unidimensional model was the most appropriate, and did not indicate the maintenance of the dimensions in the population of this study. It is worth mentioning that in the analyses of this study, robust standards were followed, described in contemporary psychometrics, analyses considered to be of excellence in the development and adaptation of instruments^(11-12).

In the analysis of the original instrument⁽⁵⁾, the authors preliminarily indicated that the Leadership Ability dimension would probably not be maintained in the final model, since several items indicated that they assessed a small aspect of the construct. The sample of the original study did not reach the minimum number indicated in the literature, with only 101 professionals, an aspect that may have impacted the results of the analyses performed and that explains the differences between the two studies. Another difference is that they did not perform dimensionality analyses, EFA and CFA tests, and opted for Cronbach’s alpha testing, considered in this study to be insufficient for analyzing the adequacy of the original model.

Therefore, in this study, different analysis techniques were chosen from those used in the original model, since it recognizes the existence of more modern techniques indicated in the specialized literature, and that despite the choice to follow analysis processes different from the original instrument, the EALCI was considered a fundamental instrument, with contributions to reality and to the Brazilian context considering its theoretical framework, broad tradition and application in the practice of interprofessionality constructs⁽²⁾.

It is important to highlight that the Japanese version⁽²⁷⁾ did not have the same dimensionality as the original AICLS instrument. After exploratory factor analysis using the 28 items, divided into four factors, the instrument was reduced to ten items, distributed in three dimensions. The final instrument, called AICLS-J, was applied to a sample of 675 participants.

Different cultures may understand, experience or express the same construct in different ways, and this implies grouping items in dimensions different from those observed in the original version. Regarding interprofessionality, two instruments did not reproduce the dimensionality of the original instrument in the Brazilian context. In the adaptation of the Readiness for Interprofessional Learning Scale (RIPLS) instrument, the original four-factor structure was not reproduced equally to the original model, and the factor analysis indicated a version with 27 items distributed in three dimensions: teamwork and collaboration, professional identity and patient-centered health care⁽³⁵⁾. The other instrument for translation and cross-cultural adaptation, the Interprofessional Collaboration Measurement Scale (IPC), did not replicate the three factors of the original version in the exploratory and confirmatory factor analyses in the Brazilian sample, and indicated that it was a one-dimensional instrument⁽³⁶⁾, similar to that found in this study.

In both cases, the difficulty in reproducing the same dimensions of the original version can be attributed to cultural differences, educational contexts and distinct practices, since they are constructs with multiple interdependent aspects. Given this assumption, this can occur not only between countries, but also between regions of the same country, between different types of health services. There is agreement that differences in dimensionality should not be considered a limitation, but may reflect that in the research application scenario the construct was perceived as a holistic construct, or even indicate gaps in interprofessional training and practice in health⁽³⁶⁾. Therefore, the guidelines of the area are reinforced and corroborated, that there must be an analysis of the equivalences of internal structure and the measurement of the scale considering regional differences⁽¹²⁾ and that this analysis must be carried out when choosing to use a measurement scale.

Thus, it can be inferred that interprofessional collaborative leadership can be influenced by aspects of the organizational structure, power relations, professional training and institutional culture that vary significantly between countries, regions and types of services. The adaptation process allows the instrument to be sensitive to the linguistic, cultural and social specificities of its context, maintain the conceptual and theoretical foundations of the original instrument, and contribute to the advancement of research and the applicability of new management models, based on the interprofessional organization of teams.

In the analysis of evidence of reliability of the Brazilian unidimensional version of the EALCI, McDonald’s omega coefficient and Cronbach’s alpha were higher than 0.70. The Japanese version used only Cronbach’s alpha, with a value = 0.987⁽²⁷⁾. In the present study, it was decided to demonstrate two indicators to increase the accuracy of the interpretation.

When comparing the context of the items of the CSLS instrument⁽⁸⁾ with the Brazilian version of the EALCI, although the hierarchical structure is not assessed, there is a similarity between the theoretical contributions of the two instruments and between the items referring to collaboration between team members, with their well-established roles, encouraging creativity and discussions in care planning, as well as sharing of knowledge, skills and expertise, according to the needs of each situation.

Thus, the instrument translated and validated into Portuguese corroborates the idea that collaborative leadership is fundamental and prepares leaders of interprofessional teams to coordinate and collaborate in teams, respecting the patient and family regarding their own care decisions, as the path to offering quality and safe health care. Working in an interprofessional and collaborative manner requires everyone to be jointly responsible for the results produced⁽⁵⁾.

Having an instrument available in national and international literature capable of adequately measuring the construct of interprofessional collaborative leadership is an advance in the field of interprofessionality. It can even be used in training and professional development programs that aim to address the development of this skill, especially from the perspective of involving patients and caregivers in decision-making processes, with a view to improving the patient experience and the quality and safety of care, a practice that is not yet fully consolidated in health services⁽³⁷⁾.

The limitations of this study include the fact that there are few analyses of the instrument translated into other languages and that the Canadian version itself had a smaller sample than indicated in the literature. Only the Japanese study was identified⁽²⁷⁾, and this study attempts to fill the gap identified, with future indications of new applications and analyses of the EALCI. There are no other instruments that measure interprofessional collaborative leadership or other similar scales validated in Brazil, which does not allow comparisons.

Although the dimensionality of the original scale was not replicated, an aspect that can be considered a limitation, it is worth noting that more contemporary and different analysis tests were used, as they were considered more relevant in the present study for this type of scale. It is worth noting that among the responsibilities of the researchers is to present the results with respect to transparency and the ethical principles that govern scientific practice, even if they were not in line with those of the original studies. These results also contribute to the advancement of knowledge and to the improvement of the scale that measures interprofessional collaborative leadership. Thus, the limitations found should be considered in future research and in the improvement of the EALCI.

Another limitation is that the interactions between the professionals who made up the teams in the areas of activity in the study were not analyzed, an aspect that could configure an analysis of the criterion validity. Thus, there are indications for further research, both on the application of the translated and validated instrument in other contexts of interprofessional practice, as well as convergent validity⁽³⁸⁾, to establish correlation of the instrument with instruments that assess similar constructs, especially with already validated and widely used scales of interprofessional collaborative practice.

As implications for practice, it is indicated that the EALCI can be used in the Brazilian context for the global measurement of interprofessional collaborative leadership, and contemporary analysis procedures are indicated in different contexts of health care, to strengthen its applicability.

Conclusion

The EALCI, composed of 28 items, has proven to be an instrument for measuring interprofessional collaborative leadership, with a unidimensional structure and has presented adequate evidence of content validity, response process, internal structure and reliability. It is a valid scale for making situational diagnoses, supporting institutional intervention policies and the impact of educational programs from the perspective of interprofessional practice.

Collaborative leadership is an indispensable skill in interprofessional teamwork, considered essential in health care to ensure the centrality of the patient and family. The provision of this scale will contribute to the understanding of the processes involved in this form of leadership, its occurrence in interprofessional teams, and can assist health institutions in professional development programs and contribute to the implementation of this care model.

Footnotes

Paper extracted from master’s thesis “Adaptation and validity of the Assessment Interprofessional Collaborative Leadership Scale (AICLS), Brazilian_Portuguese version”, presented to Universidade Federal de São Paulo, Escola Paulista de Enfermagem, São Paulo, SP, Brazil.

How to cite this article: Silva ND, Gonçalves GCS, Silva JAM, Rebustini F, Balsanelli AP. Validity evidence of the Brazilian version of the Assessment Interprofessional Collaborative Leadership Scale. Rev. Latino-Am. Enfermagem. [cited]. Available from: https://doi.org/10.1590/1518-8345.7894.4719

Data Availability Statement

Datasets related to this article will be available upon request to the corresponding author.

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Evidências de validade da versão brasileira da Assessment Interprofessional Collaborative Leadership Scale ^*

Natalia Dalforno da Silva ^1,², Geisa Colebrusco de Souza Gonçalves ¹, Jaqueline Alcantara Marcelino da Silva ³, Flávio Rebustini ⁴, Alexandre Pazetto Balsanelli ¹

¹Universidade Federal de São Paulo, Escola Paulista de Enfermagem, São Paulo, SP, Brasil.

²Hospital Sírio Libanês, São Paulo, SP, Brasil.

³Universidade Federal de São Carlos, Departamento de Enfermagem, São Carlos, SP, Brasil.

⁴Universidade de São Paulo, Escola de Ciências, Humanidades e Artes, São Paulo, SP, Brasil.

^{Autora correspondente:}

Natalia Dalforno da Silva E-mail: n_dalforno@yahoo.com.br https://orcid.org/0000-0002-6646-8090

Conflito de interesse: os autores declararam que não há conflito de interesse

Editora Associada: Rosana Aparecida Spadoti Dantas

Roles

Natalia Dalforno da Silva: Concepção e desenho da pesquisa, Obtenção de dados, Análise e interpretação dos dados, Análise estatística, Redação do manuscrito, Revisão crítica do manuscrito quanto ao conteúdo intelectual importante, Todos os autores aprovaram a versão final do texto

Geisa Colebrusco de Souza Gonçalves: Concepção e desenho da pesquisa, Obtenção de dados, Análise e interpretação dos dados, Análise estatística, Redação do manuscrito, Revisão crítica do manuscrito quanto ao conteúdo intelectual importante, Todos os autores aprovaram a versão final do texto

Jaqueline Alcantara Marcelino da Silva: Concepção e desenho da pesquisa, Obtenção de dados, Análise e interpretação dos dados, Análise estatística, Redação do manuscrito, Revisão crítica do manuscrito quanto ao conteúdo intelectual importante, Todos os autores aprovaram a versão final do texto

Flávio Rebustini: Concepção e desenho da pesquisa, Obtenção de dados, Análise e interpretação dos dados, Análise estatística, Redação do manuscrito, Revisão crítica do manuscrito quanto ao conteúdo intelectual importante, Todos os autores aprovaram a versão final do texto

Alexandre Pazetto Balsanelli: Concepção e desenho da pesquisa, Obtenção de dados, Análise e interpretação dos dados, Análise estatística, Redação do manuscrito, Revisão crítica do manuscrito quanto ao conteúdo intelectual importante, Todos os autores aprovaram a versão final do texto

Abstract

Objetivo:

buscar evidências de validade da Assessment Interprofessional Collaborative Leadership Scale para o português – Brasil e analisar evidências de conteúdo, processo de resposta e estrutura interna.

Método:

estudo de avaliação psicométrica, com tradução, retrotradução e avaliação por comitê de especialistas acerca da equivalência linguística e de conteúdo. O pré-teste foi realizado com 40 participantes e, posteriormente, a versão final foi aplicada com 318 trabalhadores da saúde. Realizou-se a análise fatorial exploratória e o teste de confiabilidade por meio do alfa de Cronbach e ômega de McDonald.

Resultados:

na validação de conteúdo, quatro itens apresentaram pontuações abaixo do valor crítico. Dos participantes, a maioria era da enfermagem (81%) e fisioterapeutas (10%), do sexo feminino (79%). A fatorabilidade obtida foi Kaiser-Meyer-Olkin = 0,94 e Esfericidade de Bartlett = 2991,4 com p < 0,05. A análise paralela indicou modelo unidimensional, com variância explicada por 63,71%. Índices de adequação do modelo apresentaram níveis satisfatórios e índices de confiabilidade adequados (alfa de Cronbach = 0,97 e ômega de McDonald = 0,97).

Conclusão:

a Escala de Avaliação da Liderança Colaborativa Interprofissional, de estrutura unidimensional, com 28 itens, apresentou boas evidências de validade de conteúdo, processo de resposta e estrutura interna considerada adequada para mensurar liderança colaborativa interprofissional.

Descritores: Liderança, Equipe de Assistência ao Paciente, Relações Interprofissionais, Estudo de Validação, Profissionais de Saúde, Gestão de Recursos da Equipe de Assistência à Saúde

Destaques:

(1) Instrumento para medir liderança colaborativa interprofissional. (2) Instrumento para implementar modelo assistencial de cuidado interprofissional. (3) Diagnóstico para fundamentar programas de desenvolvimento interprofissional. (4) Evidências de validade de instrumento de liderança colaborativa interprofissional.

Introdução

A prática interprofissional colaborativa é uma forma de organização do trabalho, imprescindível para abordar questões de saúde complexas e proporcionar atendimento integral⁽¹⁾. Ela requer esforços coordenados para garantir o compartilhamento de informações e decisões para que a expertise de cada membro da equipe seja viabilizada na implementação dos cuidados e no atendimento das necessidades de saúde⁽²⁾.

Dentre as competências da prática interprofissional colaborativa está a liderança colaborativa, na qual profissionais trabalham em conjunto com pacientes e famílias para promover a tomada de decisões compartilhadas e produzir corresponsabilidades na equipe⁽²⁾.

Diferentemente da liderança tradicional, hierárquica e centralizada, a liderança colaborativa interprofissional estabelece-se no compartilhamento de responsabilidades, construção coletiva e articulada de soluções a partir de múltiplas perspectivas, de profissionais e pacientes, nas decisões clínicas para ampliar a qualidade da assistência⁽³⁾. Também descrita na literatura como liderança coletiva ou distributiva, é considerada estratégia para implementar intervenções complexas, promover comunicação e participação segura, envolver as partes interessadas, num ambiente em que se busca a equidade⁽⁴⁾. Contudo, sua aplicação prática no cotidiano dos serviços segue pouco explorada.

Nesse cenário, o instrumento Assessment Interprofessional Collaborative Leadership Scale (AICLS)⁽⁵⁾ foi construído e publicado no contexto canadense em 2019, com a proposta de medir a liderança colaborativa interprofissional nas instituições de saúde, por meio das percepções individuais dos profissionais de saúde que compõem as equipes⁽⁵⁾. A gênese de sua construção é o modelo teórico que explora a inter-relação entre estruturas verticais e formais na instituição e equipes colaborativas, como novas possibilidades do exercício de liderança⁽⁶⁾.

Embora os contextos de formação e de prática em saúde no Brasil e no Canadá apresentem especificidades locais, a literatura sobre trabalho em equipe interprofissional tem estabelecido amplamente as competências interprofissionais necessárias, como comunicação, colaboração e a liderança colaborativa, em diversos cenários de saúde⁽⁷⁾.

Estudos específicos sobre liderança colaborativa interprofissional são escassos, logo, identifica-se uma lacuna nos instrumentos de medida. Reconhece-se a existência da Clinical Shared Leadership Scale (CSLS)⁽⁸⁾, contudo esta não avalia a tomada de decisão compartilhada com envolvimento direto de pacientes e cuidadores – característica fundamental identificada nessa competência – conforme se encontra na pesquisa com a participação significativa de jovens na proposição e desenvolvimento de cuidados integrados, baseado na liderança colaborativa interprofissional⁽⁹⁾. Assim, a liderança colaborativa interprofissional requer a participação ativa de pacientes e família (usuários do serviço), razão pela qual optou-se pela tradução do AICLS⁽⁵⁾, dado seu avanço e relevância teórica para a realidade e o contexto do sistema de saúde brasileiro.

O instrumento AICLS, no Canadá, passou pela análise de validade de conteúdo e foi considerado altamente relevante em sua versão preliminar, sua evidência de confiabilidade foi de 0,96, e suas dimensões variaram de 0,85 a 0,92 [Relação simbiótica = 0,87; Atenção plena (Mindfulness) = 0,92; Recursos compartilhados = 0,92 e Capacidade de liderar = 0,85]⁽⁵⁾.

Assim, torna-se relevante a tradução e validação deste instrumento com a premissa de ser uma medida eficaz para análise da liderança colaborativa em equipes interprofissionais e que pode impactar na compreensão dessa competência para alcance da melhoria da qualidade e da segurança do cuidado ofertado pelas equipes. Nesse sentido, o objetivo deste estudo foi buscar evidências de validade da Assessment Interprofessional Collaborative Leadership Scale (AICLS) para o português - Brasil e analisar evidências de conteúdo, processo de resposta e estrutura interna.

Método

Tipo do estudo

Trata-se de um estudo de avaliação psicométrica, cujas evidências de validade e adaptação transcultural (ATC)⁽¹⁰⁾ se deram por meio das fases: tradução; síntese, retrotradução, avaliação por comitê de especialistas, pré-teste do instrumento e, por fim, análise das evidências de validade do instrumento^(10-11). O estudo seguiu as diretrizes contempladas no Test Adaptation Reporting Standards (TARES)⁽¹²⁾.

A tradução foi realizada por dois tradutores independentes, com elaboração de uma versão síntese única, por terceiro tradutor⁽¹⁰⁾, avaliada e aprovada pela autora do instrumento.

A equivalência da versão em português foi estabelecida a partir de quatro dimensões: semântica, idiomática, cultural e conceitual por 17 especialistas em prática interprofissional colaborativa e/ou traduções de instrumentos de medida. Após a aprovação pelo comitê de especialistas, seguiu-se para o teste-piloto com 40 trabalhadores assistenciais ou de gestão, que compunham equipes de unidades de internação de um hospital.

Para a avaliação das propriedades psicométricas, uso e adoção do instrumento AICLS⁽⁵⁾ no Brasil, buscou-se reunir evidências de validade baseadas no conteúdo, processo de resposta, estrutura interna e verificação da confiabilidade.

A validação de conteúdo é composta por avaliação qualitativa (comitê de especialistas) e avaliação quantitativa de cada item, ao se considerar a importância individual do item na composição do instrumento e representação do construto⁽¹³⁾, por meio do cálculo da Content Validity Ratio (CVR)⁽¹⁴⁾.

Na validação do processo de resposta, verifica-se como o item é interpretado e sua relação com o construto medido⁽¹¹⁾. Participantes do teste-piloto analisaram a viabilidade, compreensibilidade e facilidade do uso do instrumento. Houve registro do tempo de resposta, dado que pode trazer evidências da complexidade dos processos de resposta^(11,15-16).

A análise da estrutura interna do construto foi realizada por Análise Fatorial Exploratória (AFE), que avalia, por meio das cargas fatoriais, a pertinência de cada item para o fator⁽¹⁶⁾. A retenção de fatores influencia substancialmente os resultados da AFE, como também tem fortes implicações teóricas, pois predetermina a dimensionalidade assumida de um construto latente. Devido à sua natureza exploratória, a AFE é utilizada em casos cuja compreensão ainda é incipiente acerca da estrutura fatorial do conceito latente⁽¹⁷⁾, como é o caso da AICLS, recém descrita na literatura⁽⁵⁾. Índices de ajuste da solução fatorial foram utilizados para apoiar na determinação do número de fatores retidos⁽¹⁷⁾, e na adequação da estrutura fatorial encontrada⁽¹⁸⁾.

A confiabilidade também foi verificada, utilizando dois indicadores, conforme recomendação da literatura, para aumentar a confiabilidade da interpretação⁽¹⁹⁾.

Local

O estudo foi desenvolvido em um hospital geral privado, de nível terciário e grande porte, localizado no município de São Paulo (SP), Brasil, considerado um centro de referência internacional em saúde.

População e amostra do estudo

A população do estudo foi composta por trabalhadores de saúde, em cargos gerenciais e assistenciais, que compunham equipes interprofissionais de unidades críticas e unidades de internação, clínicas e cirúrgicas.

O tamanho da amostra foi calculado com base nas recomendações de verificação da estrutura interna de instrumentos, a qual indica um número mínimo de 300 participantes⁽¹³⁾. Neste estudo, alcançou-se uma amostra por conveniência de 318 trabalhadores de saúde que compunham equipes, enfermeiros, técnicos de enfermagem, fisioterapeutas, médicos, farmacêuticos, psicólogos e nutricionistas.

O critério de inclusão foi trabalhadores atuantes há, no mínimo, um ano na instituição, em cargos de gestão ou assistência, com atividades compartilhadas com pelo menos um trabalhador de outra área de formação. O critério de exclusão utilizado foi trabalhadores que estavam afastados no momento da coleta de dados.

Variáveis do estudo

O AICLS contempla 28 itens, divididos em quatro dimensões: Relação simbiótica; Atenção plena (Mindfulness); Recursos compartilhados; e Capacidade de liderar⁽⁵⁾.

A dimensão Relação simbiótica, composta por cinco itens, é definida por uma colaboração na qual todos os membros da equipe têm seus papéis bem estabelecidos e se adaptam reciprocamente às demandas que surgem⁽⁵⁾.

A dimensão Atenção plena (Mindfulness) é formada por nove itens, caracterizada por foco atento e estendido, com atenção às situações e experiências imediatas à medida que elas aparecem⁽⁵⁾.

A dimensão Recursos compartilhados é composta por sete itens, definida por um ambiente que incentiva a abertura, entre os profissionais, para compartilhar conhecimento, habilidade e expertise dentro de uma equipe⁽⁵⁾.

A dimensão Capacidade de liderar, composta por sete itens, é definida por uma vontade de liderar e aceitar a responsabilização para o cargo de liderança⁽⁵⁾.

Os respondentes indicam seu nível geral de concordância com a ocorrência de cada item em uma escala de classificação do tipo Likert de cinco pontos: 1 - Nunca; 2 - Raramente; 3 -Ocasionalmente; 4 - Na maioria das vezes; e, 5 - Sempre. As classificações produzem pontuações de 28 a 140⁽⁵⁾.

Coleta de dados

A versão produzida após as etapas de validação de conteúdo e processo de resposta foi transformada em questionário eletrônico, junto a questões de caracterização da amostra. Os dados foram coletados por meio da plataforma Research Electronic Data Capture (RedCap)⁽²⁰⁾. O convite para a participação foi enviado via correio eletrônico para as coordenadoras de área, que encaminharam aos profissionais/trabalhadores de saúde de suas respectivas equipes.

Período

O período de coleta de dados ocorreu entre 15 de julho a 15 de setembro de 2023.

Tratamento e análise dos dados

Para iniciar a AFE e verificar a fatorabilidade dos dados, foi calculado o índice Kaiser-Meyer-Olkin (KMO) e realizado o Teste de Esfericidade de Bartlett (TEB)⁽¹³⁾.

Para a extração de fatores, utilizou-se o Unweighted Least Squares (ULS), com rotação oblimin, a partir de uma matriz de correlação policórica⁽¹³⁾ e, posteriormente, foi explorada a dimensionalidade do instrumento, por meio da técnica de análise paralela, Optimal Implementation of Parallel Analysis (PA), abordagem recomendada para um conjunto de variáveis ordenadas com pontuação politômica⁽²¹⁾, método de Hull com Comparative Fit Index ⁽²²⁾ e aplicação da Closeness of dimensionality ⁽²³⁾ ,composta por três indicadores: Item Unidimensional Congruence (I-UniCo), Item Explained Common Variance (I-ECV) e Mean of Item Residual Absolute Loadings (MIREAL). Valores de I-UNICO > 0,95, I-ECV > 0,85 e MIREAL < 0,30 sugerem que os dados podem ser tratados como essencialmente unidimensionais⁽²³⁾.

A solução fatorial foi aplicada via modelagem por equações estruturais e, para a verificação de necessidades de ajustes, foram calculados os índices: Root Mean Square Error of Approximation (RMSEA - Raiz do Erro Quadrático Médio de Aproximação); Non-Normed Fit Index (NNFI - Índice de Ajuste Não Normatizado); CFI (Índice de Ajuste Comparativo); Goodness of Fit Index (GFI - Índice de Qualidade do Ajuste); Adjusted Goodness of Fit Index without diagonal values (AGFI - Índice Ajustado de Qualidade do Ajuste)⁽²⁴⁾. A confiabilidade foi verificada utilizando os índices alfa de Cronbach e ômega de McDonald⁽¹⁹⁾.

Todas as análises foram realizadas no software Factor.

Aspectos éticos

Os aspectos éticos da pesquisa foram seguidos conforme a Resolução n^o. 466 de 2012⁽²⁵⁾, tanto na fase de avaliação do comitê de especialistas quanto na aplicação do teste-piloto e pré-teste. As etapas aconteceram após a aprovação do Comitê de Ética em Pesquisa (CEP) da Universidade Federal de São Paulo e da instituição coparticipante, hospital onde foi realizada a pesquisa, sob Pareceres n^o. 5.533.152 e n^o. 5.571.337, respectivamente.

Resultados

Adaptação transcultural e validação de conteúdo

A análise de equivalência resultou em 62,5% dos 28 itens com concordância maior que 80%. Após a primeira rodada da análise do comitê de especialistas, 12 itens que tiveram a taxa de concordância menor que 0,80 passaram por revisão, assim como o nome do instrumento, as duas primeiras frases explicativas de introdução e o parágrafo final.

As sugestões foram acatadas e, após as modificações, realizou-se uma nova rodada com o comitê de especialistas para a revisão dos itens e a escolha, entre duas opções, da melhor alternativa, levando em consideração seus conceitos e significados dentro da cultura brasileira. A definição final dos 12 itens está descrita na Figura 1.

Figura 1-. Modificações realizadas pelos autores nos itens após sugestões e segunda rodada do comitê de especialistas. São Paulo, SP, Brasil, 2022.

Item após modificação	Modificação
Seção 1: RELAÇÃO SIMBIÓTICA: Relação simbiótica é uma colaboração na qual todos os membros da equipe têm seus próprios papéis bem estabelecidos e se adaptam mutuamente à dinâmica de mudanças de demandas.	Trocada palavra “ambos” por “todos” e alterada a posição da palavra “dinâmica”
2. Incentiva os membros da equipe a valorizar a expertise uns dos outros.	Trocada palavra “competências” por “expertise”
3. Incentiva os membros da equipe a aproximar suas capacidades complementares (compartilhando conhecimentos, habilidades e experiências) para direcionar o plano de cuidados.	Trocada palavra “explorar” por “aproximar”, invertida ordem das palavras “compartilhando conhecimentos”, e trocado “abordar o planejamento” por “direcionar o plano”.
Seção 2: ATENÇÃO PLENA ( Mindfulness ): Atenção Plena é o foco consciente e prolongado da atenção em experiências imediatas à medida que elas acontecem.	Acrescentado o termo “ Mindfulness ” e trocada palavra “intencional” por “consciente”
7. Incentiva os membros da equipe a se concentrarem além do status quo (isto é, a maneira usual de fazer as coisas) em questões relevantes e essenciais do cuidado.	Trocado “essência” por “essenciais”
8. Incentiva os membros a considerarem soluções criativas para o planejamento de cuidados complexos a pacientes/clientes.	Trocado “atendimentos mais” por “cuidados”
11. É receptivo para apoiar as mudanças sugeridas pelos membros da equipe.	Invertida a ordem da palavra “apoio”.
16. Incentiva os membros da equipe a estabelecerem metas compartilhadas para o trabalho em equipe.	Trocado “sobre seu” por “para o”
21. Compartilha o trabalho entre os membros da equipe, de acordo com suas capacidades, quando os planos de cuidado são implementados	Invertida a ordem das palavras no início da frase
22. Os membros da equipe apoiam que os pacientes/clientes sejam líderes colaborativos	Trocado “apoiem” por “apoiam”
24. Todos os membros da equipe aceitam e se responsabilizam pelo seu trabalho compartilhado em equipe	Trocado “responsabilidade” por “se responsabilizam”
27. Há apoio para o rodízio do líder da equipe de acordo com as necessidades do nosso planejamento do cuidado.	Trocado “apoiemos” por “há apoio” e “conforme” por “de acordo”.

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Na validação de conteúdo quantitativa, o valor crítico do CVR aceitável para 17 especialistas foi igual a 0,529⁽²⁶⁾ e indicou a aderência do item no estudo. Quatro itens obtiveram pontuações abaixo de 0,529 em alguma das categorias de avaliação: relevantes teoricamente, pertinentes na prática, suficientemente abrangentes e compreensíveis no conjunto e dimensionalidade.

O item 2, na seção 1, “Incentiva os membros da equipe a se concentrarem além do status quo (isto é, a maneira usual de fazer as coisas) em questões relevantes e essenciais do cuidado”, apresentou pontuação abaixo de 0,529 quando avaliada sua relevância teórica, pertinência prática e abrangência.

O item 19, da seção 3, “O processo de tomada de decisão se concentra em objetivos compartilhados de todos os membros da equipe”, apresentou pontuação menor na avaliação de abrangência.

Já na seção 4, dois itens obtiveram pontuações inferiores a 0,529. O item 22 “Os membros da equipe apoiam que os pacientes/clientes sejam líderes colaborativos” foi avaliado com menor pontuação em pertinência prática, abrangência e dimensionalidade, e o item 23 “Os membros da equipe estejam dispostos a assumirem a função de liderança de equipe quando solicitados”, em abrangência e dimensionalidade. Todos os itens foram mantidos no instrumento neste momento, já que apresentaram valores abaixo da razão considerada em alguma das categorias avaliadas e não em sua totalidade.

Validação do processo de resposta

Quanto à validade do processo de resposta, realizada por meio de entrevista, no teste-piloto, certificou-se a viabilidade do instrumento para uso. Os participantes utilizaram, em média, nove minutos e 27 segundos na resposta do instrumento. O desvio-padrão foi de três minutos e quinze segundos e o tempo máximo de resposta foi de 15 minutos e 51 segundos.

Os respondentes apresentaram dificuldade com o termo “status quo” no item 7, na seção 2, apesar de a explicação estar em parênteses dentro do próprio item, conforme indicado pelo comitê de especialistas. Como sugestão, foi retirado o termo “status quo”, e esse item ficou definido como”Incentiva os membros da equipe a desenvolverem processos que levem à criação de um ambiente onde tomadas de decisões são compartilhadas”.

A compreensão das opções de respostas dos itens foi adequada para 100% dos participantes, assim como a organização geral dos itens. Na avaliação da abrangência dos itens, 87,5% dos participantes consideraram adequada, e um deles sugeriu a retirada de itens que julgava parecidos.

Quanto à dificuldade de preenchimento do instrumento, 62,5% dos participantes relataram não haver dificuldades e 20 sugestões foram relatadas e consideradas. Assim, oito itens foram ajustados (itens 1 e 3 da seção 1; itens 7, 9 e 10 na seção 2; itens 19 e 21 na seção 3; e item 25 na seção 4).

A versão final do instrumento após as alterações sugeridas foi respondida por 318 participantes, sendo que seis assinalaram a opção de estar há menos de um ano na instituição, o que configuraria sua exclusão após a coleta de dados, porém, pela pequena porcentagem (1,8%), em relação ao total da amostra, optou-se pela manutenção na apresentação dos resultados.

Quanto às características sociodemográficas, destaca-se que, majoritariamente, a amostra foi composta por pessoas do sexo feminino (79%) e na faixa etária de 31-40 anos (44%). A carga horária de trabalho semanal de 30-40 horas foi prevalente (67%). Quanto à maior titulação, 53% dos participantes tinham especialização. Os enfermeiros (44%), seguidos dos técnicos de enfermagem (37%) e fisioterapeutas (10%), foram os profissionais com maior participação. Sobre o tempo de atuação profissional, o intervalo de 11 a 15 anos foi predominante (24%) e de atuação na unidade foi de um a três (31% dos participantes). Sobre o tipo de unidade de atuação, os participantes atuavam na Unidade Semi-Intensiva (26%), seguida da Unidade de Terapia Intensiva (21%).

Validação da estrutura interna

Procedeu-se à AFE com base na matriz policórica e foi verificado se os itens eram fatoráveis por meio da Measure of Sample Adequacy (MSA). Na modelagem inicial utilizando os 28 itens do instrumento, bons índices de adequação foram encontrados, sendo TEB: 2991,4 (gl = 378; P = 0,000010) e KMO: 0,94977 com bootstrap 95% Intervalo de Confiança (IC) do KMO = (0,573 - 1,204).

A primeira análise no estudo da dimensionalidade/fatores do instrumento foi realizada pela análise paralela (AP), que indicou a existência de apenas uma dimensão, com variância explicada de 63,71% da variável latente. Pela divergência entre o modelo original e o obtido pela AP, optou-se por testagens adicionais da dimensionalidade.

A segunda técnica utilizada foi a Hull com o CFI, demonstrada na Tabela 1.

Tabela 1-. Dimensionalidade pela Hull com Comparative Fit Index. São Paulo, SP, Brasil, 2023.

Número fatores	CFI *	Graus de liberdade	*Scree test*
0	0,00	378	0,00
1	0,99	350	250,61 *
2	1,00	323	0,00
3	1,00	297

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*CFI = Comparative Fit Index

Novamente, o resultado apontou apenas uma dimensão. O terceiro teste adotado foi a técnica de unidimensionalidade/multidimensionalidade, com os índices UniCo, ECV e REAL demonstrados na Tabela 2.

Tabela 2-. Closeness of dimensionality. São Paulo, SP, Brasil, 2023.

Variáveis		I-UniCo *	I-ECV ^†	I-REAL ^‡
V ^§ 1. Ajuda os membros a valorizarem suas contribuições para o trabalho em equipe.		0,99	0,93	0,22
V ^§ 2. Incentiva os membros da equipe a valorizar a expertise uns dos outros.		0,99	0,92	0,23
V ^§ 3. Incentiva os membros da equipe a aproximar suas capacidades complementares (conhecimentos, habilidades e experiências compartilhadas) para direcionar o plano de cuidados.		1,00	0,97	0,14
V ^§ 4. Permite que todos os membros da equipe tenham uma oportunidade de expressar suas opiniões.		1,00	0,98	0,11
V ^§ 5. Possibilita que os membros da equipe vejam seus resultados compartilhados como significativos e valiosos.		0,99	0,95	0,20
V ^§ 6. Incentiva os membros da equipe a desenvolverem processos que levem à criação de um ambiente onde tomadas de decisões são compartilhadas.		1,00	0,99	0,08
V ^§ 7. Incentiva os membros da equipe a se concentrarem para além da maneira usual de fazer as coisas, em questões relevantes e essenciais do cuidado.		1,00	0,98	0,13
V ^§ 8. Incentiva os membros a considerarem soluções criativas para o planejamento de cuidados complexos a pacientes/ clientes.		0,99	0,97	0,16
V ^§ 9. Incentiva os membros da equipe a reavaliar maneiras tradicionais de lidar com situações semelhantes.		1,00	0,98	0,11
V ^§ 10. Incentiva discussões abertas entre os membros da equipe acerca de questões do planejamento do cuidado.		1,00	0,99	0,04
V ^§ 11. É receptivo para apoiar as mudanças sugeridas pelos membros da equipe.		0,99	0,97	0,15
V ^§ 12. Incentiva os membros da equipe a se adaptarem a diversas situações.		1,00	0,98	0,11
V ^§ 13. Incentiva os membros da equipe a questionarem algo que não faça sentido.		1,00	0,97	0,12
V ^§ 14. Apoia a inovação criativa dos membros da equipe em situações em que há incertezas no planejamento do cuidado ao paciente/cliente.		1,00	0,98	0,10
V ^§ 15. Se certifica de que todos os membros da equipe tenham a oportunidade de compartilhar suas perspectivas acerca do planejamento do cuidado ao paciente/cliente.		1,00	0,98	0,13
V ^§ 16. Incentiva os membros da equipe a estabelecerem metas compartilhadas para o trabalho em equipe.		1,00	0,99	0,05
V ^§ 17. Facilita ajustes das funções dos membros da equipe às necessidades situacionais.		1,00	0,99	0,03
V ^§ 18. Incentiva os membros da equipe a assumirem a responsabilidade de suas contribuições no processo de tomada de decisões da equipe.		1,00	0,99	0,06
V ^§ 19. Se concentra em objetivos compartilhados, de todos os membros da equipe, no processo de tomada de decisão.		1,00	0,97	0,14
V ^§ 20. Incentiva a integração de perspectivas visando facilitar processos compartilhados de tomada de decisão no desenvolvimento do plano de cuidado do paciente/cliente.		1,00	0,99	0,06
V ^§ 21. Compartilha o trabalho entre os membros da equipe, de acordo com suas capacidades, quando os planos de cuidados são implementados.		1,00	0,99	0,05
V ^§ 22. Os membros da equipe apoiam que os pacientes/clientes sejam líderes colaborativos.		0,98	0,83	0,26
V ^§ 23. Os membros da equipe estejam dispostos a assumirem a função de liderança da equipe quando solicitados.		0,93	0,72	0,43
V ^§ 24. Todos os membros da equipe aceitam e se responsabilizam pelo seu trabalho compartilhado em equipe.		0,86	0,62	0,54
V ^§ 25. Todos os membros da equipe contribuam para objetivos comuns e compartilhados.		0,76	0,54	0,58
V ^§ 26. Os membros da equipe orientem uns aos outros para que todos sejam capazes de liderar a equipe de forma eficaz.		0,94	0,74	0,43
V ^§ 27. Há apoio para o rodízio do líder da equipe, de acordo com as necessidades do nosso planejamento de cuidado.		0,98	0,85	0,30
V ^§ 28. Selecionamos juntos o líder da nossa equipe.		0,99	0,88	0,23
Avaliação	Geral
UniCo ^\|\|	=	0,98
ECV ^¶	=	0,92
MIREAL ^**	=	0,19

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*I-UniCo = Item Unidimensional Congruence; ^†I-ECV - Item Explained Common Variance; ^‡I-REAL = Item Residual Absolute Loadings; ^§V = Variável; ^||UniCo = Unidimensional Congruence; ^¶ECV = Explained Common Variance; ^**MIREAL = Mean of Item Residual Absolute Loadings

A partir do resultado apresentado, o modelo geral pode ser considerado, novamente, unidimensional, cujos valores dos índices dos itens 23, 24, 25 e 26 não sustentam a unidimensionalidade (I-REAL acima de 0,30).

Após testagens de dimensionalidade, seguiu-se com a aplicação da solução fatorial para buscar evidências do modelo teórico. A primeira testagem foi realizada com a configuração para quatro domínios, conforme a versão original do instrumento.

A Tabela 3 apresenta as cargas fatoriais e comunalidade do modelo com quatro domínios. Adotou-se como carga fatorial substancial valores iguais ou maiores de 0,40 para os itens. A comunalidade aceitável é próxima de 0,40⁽¹³⁾.

Tabela 3-. Cargas fatoriais e comunalidades em modelo com quatro domínios. São Paulo, SP, Brasil, 2023.

Variáveis	Λ* Fator 1	Λ* Fator 2	Λ* Fator 3	Λ* Fator 4	h2 ^†
V ^‡ 1	0,91	-0,17	0,02	0,03	0,69
V ^‡ 2	0,94	0,02	-0,12	-0,10	0,72
V ^‡ 3	0,95	-0,09	0,03	-0,18	0,73
V ^‡ 4	0,63	-0,08	0,18	0,27	0,71
V ^‡ 5	0,88	-0,02	-0,02	0,04	0,76
V ^‡ 6	0,81	0,06	0,04	-0,09	0,70
V ^‡ 7	0,90	0,15	-0,07	-0,14	0,84
V ^‡ 8	0,80	0,12	-0,04	0,04	0,77
V ^‡ 9	0,78	0,08	0,02	0,01	0,72
V ^‡ 10	0,57	0,13	0,22	0,09	0,71
V ^‡ 11	0,60	0,07	0,06	0,32	0,74
V ^‡ 12	0,68	-0,02	0,13	0,20	0,72
V ^‡ 13	0,40	0,13	0,05	0,43	0,64
V ^‡ 14	0,33	0,40	-0,12	0,33	0,58
V ^‡ 15	0,72	0,16	0,01	0,18	0,85
V ^‡ 16	0,67	0,07	0,14	0,11	0,73
V ^‡ 17	0,58	0,15	0,12	0,15	0,71
V ^‡ 18	0,70	0,01	0,14	0,06	0,67
V ^‡ 19	0,75	0,09	0,01	0,08	0,73
V ^‡ 20	0,76	0,05	0,13	0,03	0,80
V ^‡ 21	0,46	0,07	0,32	0,30	0,80
V ^‡ 22	0,27	0,22	0,25	-0,10	0,37
V ^‡ 23	0,13	0,45	0,38	-0,12	0,64
V ^‡ 24	0,08	0,04	0,86	-0,04	0,84
V ^‡ 25	-0,06	0,01	0,90	0,06	0,78
V ^‡ 26	0,23	0,25	0,54	-0,15	0,71
V ^‡ 27	0,01	0,89	0,06	-0,01	0,86
V ^‡ 28	0,07	0,62	0,09	0,04	0,53

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*Λ = Carga fatorial; ^†h² = Comunalidade; ^‡V = Variável

Não há ajuste do modelo com quatro domínios, há concentração de 20 itens no primeiro domínio, sendo que os itens 11, 13, 14, 21 e 23 têm dupla saturação (mede dois fatores, considerada violação técnica). O item 22 não apresenta carga fatorial mínima de 0,30 e a comunalidade abaixo de 0,40. Portanto, não há evidências de configuração ajustada com quatro domínios para a amostra do estudo.

Como o princípio de ajuste exploratório permite e recomenda a testagem de configurações diferentes dos instrumentos, aplicou-se a solução fatorial com a parametrização com apenas uma dimensão. Apresentam-se na Tabela 4 os valores das cargas fatoriais e comunalidades.

Tabela 4-. Cargas fatoriais e comunalidades em modelo unidimensional. São Paulo, SP, Brasil, 2023.

Variáveis	Λ *	h2 ^†
V ^‡ 1	0,78	0,61
V ^‡ 2	0,79	0,63
V ^‡ 3	0,80	0,64
V ^‡ 4	0,80	0,65
V ^‡ 5	0,84	0,72
V ^‡ 6	0,81	0,66
V ^‡ 7	0,87	0,76
V ^‡ 8	0,86	0,74
V ^‡ 9	0,84	0,70
V ^‡ 10	0,84	0,71
V ^‡ 11	0,82	0,68
V ^‡ 12	0,83	0,68
V ^‡ 13	0,72	0,52
V ^‡ 14	0,68	0,46
V ^‡ 15	0,90	0,83
V ^‡ 16	0,85	0,73
V ^‡ 17	0,84	0,71
V ^‡ 18	0,81	0,67
V ^‡ 19	0,84	0,71
V ^‡ 20	0,89	0,80
V ^‡ 21	0,86	0,74
V ^‡ 22	0,56	0,31
V ^‡ 23	0,68	0,46
V ^‡ 24	0,68	0,47
V ^‡ 25	0,61	0,37
V ^‡ 26	0,72	0,52
V ^‡ 27	0,70	0,49
V ^‡ 28	0,61	0,37

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*Λ = Carga fatorial; ^†h² = Comunalidade; ^‡V = Variável

Todos os itens apresentaram cargas fatoriais adequadas e com valores acima de 0,50. Os itens 22, 25 e 28 apresentam comunalidade abaixo de 0,40, mas próxima dos cortes. Como as cargas fatoriais desses itens são adequadas, optou-se pela manutenção dos mesmos.

Índices de ajuste podem ser considerados para avaliar a adequação e a qualidade de uma solução fatorial na AFE. Os resultados apresentados pelo modelo unidimensional foram considerados bons, cujos índices: CFI (0,996; IC95% = 0,994 - 0,998) e NNFI (0,996; IC95% = 0,994 - 0,998) indicaram excelente ajuste do modelo. As medidas RMSEA (RMSEA = 0,040; IC95% = 0,0275 - 0,0460), GFI (0,991, IC 95% = 0,990:0,994) e AGFI (0,991, IC95% = 0,989 - 0,993) foram adequadas.

Os índices de confiabilidade apresentados foram: alfa de Cronbach = 0,97 e ômega de McDonald = 0,97, ambos acima de 0,70, indicaram confiabilidade adequada⁽¹³⁾.

Discussão

Este estudo relatou o processo de tradução e adaptação da AICLS do inglês para o contexto brasileiro. Embora reconheça-se tratar de uma escala nova, identificou-se apenas um estudo japonês que realizou tradução e adaptação cultural da AICLS, de forma a viabilizar a comparação da referida escala⁽²⁷⁾.

A ATC foi guiada por recomendações de adaptação transcultural para instrumentos de medida⁽¹⁰⁾, amplamente utilizadas nesse tipo de estudo, com aceitabilidade internacional dessa metodologia⁽²⁸⁾. A ATC exige grande rigor metodológico, sendo imprescindível que os valores refletidos em cada item sejam equivalentes entre uma cultura e outra⁽²⁹⁾.

Equivalências semânticas e culturais devem ser consideradas no processo de ATC. As divergências encontradas nas versões apresentadas pelos tradutores foram solucionadas na síntese das traduções e posteriormente enviada para a fase de retrotradução, recomendada como indicador de qualidade de evidência psicométrica, e permite identificar possíveis discrepâncias⁽²⁸⁾, destacar inconsistências ou erros conceituais na tradução⁽³⁰⁾. A versão conciliada não apresentou interpretações equivocadas dos itens, confirmada pela autora do instrumento original.

Nesse contexto, a qualidade do processo de tradução/adaptação é crucial para garantir a validade e a utilidade do teste adaptado, por meio de processo rigoroso, cujo objetivo é manter a equivalência de conteúdo e significado cultural entre o teste original e o traduzido/adaptado e promover a comparabilidade das pontuações entre participantes de diferentes grupos culturais⁽³¹⁾.

A análise das evidências de validade relacionadas ao conteúdo da versão brasileira EALCI foi realizada em etapas. Para a validação de conteúdo, um comitê de especialistas interprofissionais, com expertise em liderança e prática interprofissional colaborativa, elucidou as divergências e sugeriu ajustes para melhor compreensão. No delineamento de um instrumento coerente para a população a qual irá se destinar, essa fase é imprescindível⁽³²⁾.

Diferente do instrumento original, no qual as autoras relataram que apenas um item foi revisado quanto à sua redação, a versão brasileira teve 12 itens que necessitaram de revisão e demandou realizar uma segunda rodada com o comitê de especialistas. Após a segunda avaliação, os itens tiveram seus conteúdos validados. Na versão original, as autoras utilizaram o Índice de Validade de Conteúdo (IVC), no entanto, ele pode inflar os resultados a partir da junção das respostas com pontuações de 3 e 4 oriundas da análise dos especialistas⁽³³⁾. Neste estudo, utilizou-se o cálculo do CVR, método mais robusto para estabelecer e quantificar a validade de conteúdo⁽¹⁴⁾ e que adequa a concordância ao número de especialistas, assegurando a qualidade da avaliação⁽²⁶⁾.

Durante o teste-piloto, seguindo as recomendações da literatura⁽¹⁰⁾, cujo objetivo é verificar se os itens, as instruções e a escala de resposta estavam compreensíveis, sobretudo por aqueles a quem se destina o instrumento⁽³⁰⁾, identificou-se que o item 7 foi o de menor compreensão entre os respondentes, devido a uma expressão que pode ser considerada comum no meio acadêmico, mas que não teve aderência ao público-alvo e que necessitou ser retirada (status quo).

Na validação da estrutura interna, necessária para verificar se os atributos de medida correspondem aos atributos teóricos⁽²¹⁾ e para o ajuste do modelo, utilizou-se múltiplas testagens, atendendo às recomendações contemporâneas de evidência de validade⁽¹²⁾. Também foi analisada se a estrutura fatorial estava adequadamente representada pela sua dimensionalidade⁽²¹⁾.

Na versão brasileira, o modelo de quatro dimensões não foi reproduzido. A divergência encontrada na análise paralela indicou testagens adicionais da dimensionalidade, devido às recomendações na literatura em que a análise da dimensionalidade não deve se limitar a uma técnica⁽³⁴⁾. A unidimensionalidade permaneceu e na AFE, o modelo unidimensional foi o mais adequado e não indicou a manutenção das dimensões na população deste estudo. Cabe ressaltar que, nas análises deste estudo, seguiu-se padrões robustos descritos na psicometria contemporânea, análises consideradas de excelência no desenvolvimento e adaptações de instrumentos^(11-12).

Na análise do instrumento original⁽⁵⁾ as autoras indicaram, preliminarmente, que a dimensão Capacidade de liderar provavelmente não se manteria no modelo final, visto que vários itens indicavam avaliar um pequeno aspecto do construto. A amostra do estudo original não obteve o número mínimo indicado na literatura, com apenas 101 profissionais, aspecto que pode ter impactado nos resultados das análises realizadas e que explicam as diferenças entre os dois estudos. Outra diferença é que não realizaram análises de dimensionalidade, testes de AFE e AFC, e optaram por testagem do alfa de Cronbach, considerado, neste estudo, como insuficiente para análise da adequação do modelo original.

Assim, neste estudo, optou-se por técnicas de análises diversas às usadas no modelo original, visto que se reconhece a existência de técnicas mais modernas indicadas na literatura especializada, e que apesar da escolha de seguir em processos de análise distintos do instrumento original, considerou-se a EALCI um instrumento basilar, com contribuições para a realidade e para o contexto brasileiro, dado seu arcabouço teórico, ampla tradição e aplicação na prática de construtos de interprofissionalidade⁽²⁾.

É importante destacar que na versão em japonês⁽²⁷⁾ também não se encontrou a mesma dimensionalidade do instrumento original AICLS. Após a análise fatorial exploratória, utilizando os 28 itens, divididos em quatro fatores, o instrumento foi reduzido para dez itens, distribuídos em três dimensões. O instrumento final, denominado AICLS-J, foi aplicado em uma amostra de 675 participantes.

Culturas diferentes podem compreender, vivenciar ou expressar um mesmo construto de maneiras distintas e implicam em agrupamento dos itens em dimensões diferentes daquelas observadas na versão original. Na temática da interprofissionalidade, dois instrumentos não reproduziram a dimensionalidade do instrumento original no contexto brasileiro. Na adaptação do instrumento Readiness for Interprofessional Learning Scale (RIPLS), a estrutura original de quatro fatores não foi reproduzida igualmente ao modelo original, e indicou, na análise fatorial, uma versão com 27 itens distribuídos em três dimensões: trabalho em equipe e colaboração, identidade profissional e atenção à saúde centrada no paciente⁽³⁵⁾. O outro instrumento de tradução e adaptação transcultural, Interprofessional Collaboration Measurement Scale (IPC), os três fatores da versão original não se replicaram nas análises fatoriais exploratória e confirmatória na amostra brasileira, e indicou tratar-se de um instrumento unidimensional⁽³⁶⁾, semelhante ao encontrado neste estudo.

Em ambos os casos, a dificuldade em reproduzir as mesmas dimensões da versão original podem ser atribuídas às diferenças culturais, contextos educacionais e de práticas distintas, visto que se tratam de construtos com múltiplos aspectos interdependentes. Diante do referido pressuposto, isso pode ocorrer não apenas entre países, mas também entre regiões do mesmo país, entre diferentes tipos de serviços da saúde. Há concordância de que diferenças de dimensionalidade não devam ser consideradas como uma limitação, mas possam refletir que, no cenário de aplicação da pesquisa, o construto foi percebido como um construto holístico, ou até mesmo indicar lacunas na formação e na prática interprofissional em saúde⁽³⁶⁾. Reforça-se, portanto, e corrobora-se as diretrizes da área, segundo as quais deve haver uma análise das equivalências de estrutura interna e da medida da escala, considerando as diferenças regionais⁽¹²⁾, e que esta análise deve ser realizada quando se opta por utilizar uma escala de medida.

Assim, infere-se que a liderança colaborativa interprofissional pode ser influenciada por aspectos da estrutura organizacional, relações de poder, formação profissional e cultura institucional que variam significativamente entre países, regiões e tipos de serviços. O processo de adaptação permite que o instrumento seja sensível às especificidades linguísticas, culturais e sociais do seu contexto, mantendo os fundamentos conceituais e teóricos do instrumento original, e contribuindo no avanço da pesquisa e na aplicabilidade de novos modelos de gestão, pautados na organização interprofissional das equipes.

Nas análises de evidências de confiabilidade da versão unidimensional brasileira da EALCI o coeficiente ômega de McDonald e alfa de Cronbach foram superiores a 0,70. A versão japonesa utilizou apenas o alfa de Cronbach, com valor = 0,987⁽²⁷⁾. No presente estudo, optou-se por demonstrar dois indicadores para aumentar a precisão da interpretação.

Quando comparado o contexto dos itens do instrumento CSLS⁽⁸⁾ com a versão brasileira da EALCI, embora a estrutura hierárquica não seja avaliada, percebe-se a aproximação entre os aportes teóricos dos dois instrumentos e entre os itens, referentes à colaboração entre os membros da equipe, com seus papéis bem estabelecidos, incentivando a criatividade e discussões no planejamento de cuidados, assim como compartilhamento de conhecimento, habilidades e expertise, de acordo com as necessidades de cada situação.

Assim, o instrumento traduzido e validado para o português corrobora na direção de que a liderança colaborativa é fundamental, e prepara líderes de equipes interprofissionais para coordenar e colaborar nas equipes, respeitando o paciente e família acerca das próprias decisões de cuidado, como o caminho para ofertar assistência à saúde de qualidade e com segurança. Trabalhar de forma interprofissional e colaborativa requer a corresponsabilização de todos pelos resultados produzidos⁽⁵⁾.

Ter disponível na literatura nacional e internacional um instrumento capaz de medir, de forma adequada, o construto da liderança colaborativa interprofissional é um avanço no campo da interprofissionalidade. O mesmo pode inclusive ser utilizado em programas de treinamento e formação profissional, que se propõem a abordar o desenvolvimento dessa competência, sobretudo na perspectiva do envolvimento dos pacientes e cuidadores nos processos de tomada de decisão, na perspectiva de melhorar a experiência do paciente, a qualidade e segurança do cuidado, prática que ainda não se encontra plenamente consolidada nos serviços de saúde⁽³⁷⁾.

Como limitações do estudo, cita-se que existem poucas análises do instrumento traduzido para outros idiomas e que a própria versão canadense teve uma amostra aquém do indicado na literatura. Identificou-se apenas o estudo japonês⁽²⁷⁾, e este estudo tenta avançar para suprir a lacuna identificada, com indicações futuras de novas aplicações e análises da EALCI. Desconhecem-se outros instrumentos que mensuram a liderança colaborativa interprofissional ou outras escalas semelhantes validadas no Brasil, o que não permite comparações.

Ainda que a dimensionalidade da escala original não tenha sido replicada, aspecto que pode ser considerado uma limitação, reforça-se que se seguiu testes de análises mais contemporâneos e diferentes dos aplicados, por considerá-los mais pertinentes no presente estudo para este tipo de escala. Destaca-se que dentre as responsabilidades dos pesquisadores está em apresentar os resultados com respeito à transparência e aos princípios éticos que regem a prática científica, mesmo que não tenham sido consonantes ao dos estudos originais. Esses resultados também contribuem para o avanço do conhecimento e no aprimoramento da escala que mensura a liderança colaborativa interprofissional. Assim, as limitações encontradas devem ser consideradas nas futuras pesquisas e no aprimoramento da EALCI.

Outra limitação é de que as interações entre os profissionais que compunham as equipes nas áreas de atuação no estudo não foram analisadas, aspecto que poderia configurar uma análise da validade de critério. Dessa maneira, há indicações de novas pesquisas, tanto para a aplicação do instrumento traduzido e validado em outros contextos de prática interprofissional bem como no que diz respeito à validade convergente⁽³⁸⁾, para estabelecer correlação do instrumento com instrumentos que avaliam construtos similares, sobretudo com escalas já validadas e amplamente utilizadas de prática colaborativa interprofissional.

Como implicações para a prática, indica-se que a EALCI possa ser utilizada no contexto brasileiro para a medida global da liderança colaborativa interprofissional e nos procedimentos de análise contemporâneos nos diferentes contextos de cuidados em saúde, para fortalecer a sua aplicabilidade.

Conclusão

A EALCI, composta por 28 itens, demonstrou ser um instrumento para medir a liderança colaborativa interprofissional, com estrutura unidimensional e apresentou evidências adequadas de validade de conteúdo, processo de resposta, estrutura interna e confiabilidade. É uma escala válida para fazer diagnósticos situacionais, apoiar políticas institucionais de intervenção e de impacto dos programas educacionais na perspectiva da prática interprofissional.

A liderança colaborativa é competência indispensável no trabalho em equipe interprofissional, considerada essencial no cuidado em saúde para a garantia da centralidade do paciente e família. A disponibilização desta escala contribuirá com a compreensão dos processos envolvidos nessa forma de liderança, sua ocorrência nas equipes interprofissionais, e pode auxiliar as instituições de saúde nos programas de desenvolvimento profissional e contribuir na implementação desse modelo assistencial de cuidado.

Footnotes

Artigo extraído da dissertação de mestrado “Adaptação e validação da versão em Português - Brasil da Assessment Interprofessional Collaborative Leadership Scale (AICLS)”, apresentada à Universidade Federal de São Paulo, Escola Paulista de Enfermagem, São Paulo, SP, Brasil.

Como citar este artigo: Silva ND, Gonçalves GCS, Silva JAM, Rebustini F, Balsanelli AP. Validity evidence of the Brazilian version of the Assessment Interprofessional Collaborative Leadership Scale. Rev. Latino-Am. Enfermagem. 2025;33:e4719 [cited]. Available from: . https://doi.org/10.1590/1518-8345.7894.4719

Declaração de Disponibilidade de Dados

Os conjuntos de dados relacionados a este artigo estarão disponíveis mediante solicitação ao autor correspondente.

Rev Lat Am Enfermagem. 2025 Nov 17;33:e4718. [Article in Spanish] doi: 10.1590/1518-8345.7894.4718

Evidencias de validez de la versión brasileña de la Assessment Interprofessional Collaborative Leadership Scale ^*

Natalia Dalforno da Silva ^1,², Geisa Colebrusco de Souza Gonçalves ¹, Jaqueline Alcantara Marcelino da Silva ³, Flávio Rebustini ⁴, Alexandre Pazetto Balsanelli ¹

¹Universidade Federal de São Paulo, Escola Paulista de Enfermagem, São Paulo, SP, Brasil.

²Hospital Sírio Libanês, São Paulo, SP, Brasil.

³Universidade Federal de São Carlos, Departamento de Enfermagem, São Carlos, SP, Brasil.

⁴Universidade de São Paulo, Escola de Ciências, Humanidades e Artes, São Paulo, SP, Brasil.

^{Autora de correspondencia:}

Natalia Dalforno da Silva E-mail: n_dalforno@yahoo.com.br https://orcid.org/0000-0002-6646-8090

Conflicto de intereses: los autores han declarado que no existe ningún conflicto de intereses

Editora Asociada: Rosana Aparecida Spadoti Dantas

Roles

Natalia Dalforno da Silva: Concepción y dibujo de la pesquisa, Obtención de datos, Análisis e interpretación de los datos, Análisis estadístico, Redacción del manuscrito, Revisión crítica del manuscrito en cuanto al contenido intelectual importante, Todos los autores aprobaron la versión final del texto

Geisa Colebrusco de Souza Gonçalves: Concepción y dibujo de la pesquisa, Obtención de datos, Análisis e interpretación de los datos, Análisis estadístico, Redacción del manuscrito, Revisión crítica del manuscrito en cuanto al contenido intelectual importante, Todos los autores aprobaron la versión final del texto

Jaqueline Alcantara Marcelino da Silva: Concepción y dibujo de la pesquisa, Obtención de datos, Análisis e interpretación de los datos, Análisis estadístico, Redacción del manuscrito, Revisión crítica del manuscrito en cuanto al contenido intelectual importante, Todos los autores aprobaron la versión final del texto

Flávio Rebustini: Concepción y dibujo de la pesquisa, Obtención de datos, Análisis e interpretación de los datos, Análisis estadístico, Redacción del manuscrito, Revisión crítica del manuscrito en cuanto al contenido intelectual importante, Todos los autores aprobaron la versión final del texto

Alexandre Pazetto Balsanelli: Concepción y dibujo de la pesquisa, Obtención de datos, Análisis e interpretación de los datos, Análisis estadístico, Redacción del manuscrito, Revisión crítica del manuscrito en cuanto al contenido intelectual importante, Todos los autores aprobaron la versión final del texto

Abstract

Objetivo:

buscar evidencias de validez de la versión en portugués de Brasil de la Assessment Interprofessional Collaborative Leadership Scale y analizar evidencias de contenido, proceso de respuesta y estructura interna.

Método:

estudio de evaluación psicométrica que incluyó traducción, retrotraducción y evaluación por un comité de especialistas acerca de la equivalencia lingüística y de contenido. Se realizó una prueba piloto con 40 participantes y, posteriormente, la versión final se aplicó a 318 trabajadores de la salud. Se efectuó un análisis factorial exploratorio y una prueba de confiabilidad mediante el alfa de Cronbach y el omega de McDonald.

Resultados:

en la validación de contenido, cuatro ítems presentaron puntuaciones por debajo del valor crítico. La mayoría de los participantes eran profesionales de enfermería (81%) y fisioterapeutas (10%), y del sexo femenino (79%). La factorabilidad obtenida fue Kaiser-Meyer-Olkin = 0,94 y Esfericidad de Bartlett = 2991,4 con p < 0,05. El análisis paralelo indicó un modelo unidimensional con una varianza explicada del 63,71%. Los índices de ajuste del modelo mostraron niveles satisfactorios y los índices de confiabilidad fueron adecuados (alfa de Cronbach = 0,97 y omega de McDonald = 0,97).

Conclusión:

la Escala de Evaluación del Liderazgo Colaborativo Interprofesional, con estructura unidimensional y 28 ítems, presentó buenas evidencias de validez de contenido, proceso de respuesta y estructura interna, y se considera adecuada para medir el liderazgo colaborativo interprofesional.

Descriptores: Liderazgo, Grupo de Atención al Paciente, Relaciones Interprofesionales, Estudio de Validación, Personal de Salud, Gestión de Recursos de Personal em Salud

Destacados:

(1) Instrumento para medir el liderazgo colaborativo interprofesional. (2) Instrumento para implementar un modelo asistencial de cuidado interprofesional. (3) Diagnóstico para fundamentar programas de desarrollo interprofesional. (4) Evidencias de validez de un instrumento de liderazgo colaborativo interprofesional.

Introducción

La práctica interprofesional colaborativa es una forma de organización del trabajo imprescindible para abordar cuestiones de salud complejas y proporcionar atención integral⁽¹⁾. Requiere esfuerzos coordinados para garantizar el intercambio de información y la toma de decisiones de modo que la pericia de cada miembro del equipo se materialice en la implementación de los cuidados y en la atención de las necesidades de salud⁽²⁾.

Entre las competencias de la práctica interprofesional colaborativa se encuentra el liderazgo colaborativo, en el cual los profesionales trabajan juntamente con los pacientes y las familias para promover la toma de decisiones compartidas y generar corresponsabilidades dentro del equipo⁽²⁾.

A diferencia del liderazgo tradicional, jerárquico y centralizado, el liderazgo colaborativo interprofesional se basa en el reparto de responsabilidades y en la construcción colectiva y articulada de soluciones a partir de múltiples perspectivas de profesionales y pacientes en las decisiones clínicas, con el fin de mejorar la calidad de la atención⁽³⁾. También descrito en la literatura como liderazgo colectivo o distributivo, se considera una estrategia para implementar intervenciones complejas, promover una comunicación y participación seguras e involucrar a las partes interesadas en un entorno que busca la equidad⁽⁴⁾. No obstante, su aplicación práctica en el día a día de los servicios sigue siendo poco explorada.

En este contexto, el instrumento Assessment Interprofessional Collaborative Leadership Scale (AICLS)⁽⁵⁾ fue desarrollado y publicado en el ámbito canadiense en 2019 con el propósito de medir el liderazgo colaborativo interprofesional en las instituciones de salud, mediante las percepciones individuales de los profesionales de salud que integran los equipos⁽⁵⁾. La génesis de su construcción es el modelo teórico que explora la interrelación entre estructuras verticales y formales de la institución y equipos colaborativos como nuevas posibilidades del ejercicio del liderazgo⁽⁶⁾.

Aunque los contextos de formación y práctica en salud de Brasil y Canadá presentan especificidades locales, la literatura sobre trabajo en equipo interprofesional ha establecido ampliamente las competencias interprofesionales necesarias para que este se materialice, tales como comunicación, colaboración y liderazgo colaborativo, en diversos escenarios de salud⁽⁷⁾.

Los estudios específicos sobre liderazgo colaborativo interprofesional son escasos y se identifica una laguna en los instrumentos de medición. Se reconoce la existencia de la Clinical Shared Leadership Scale (CSLS)⁽⁸⁾; sin embargo, esta no evalúa la toma de decisiones compartida con la participación directa de pacientes y cuidadores, característica fundamental identificada en esta competencia, como se observó en una investigación con participación significativa de jóvenes en la propuesta y desarrollo de cuidados integrados basados en liderazgo colaborativo interprofesional⁽⁹⁾. Así, el liderazgo colaborativo interprofesional requiere la participación de pacientes y familiares (usuarios del servicio), razón por la cual se optó por la traducción de la AICLS⁽⁵⁾, dada su pertinencia y relevancia teórica para la realidad y el contexto del sistema de salud brasileño.

El instrumento AICLS, en Canadá, fue sometido a análisis de validez de contenido y se consideró altamente relevante en su versión preliminar; su evidencia de confiabilidad fue de 0,96 y sus dimensiones variaron de 0,85 a 0,92 [Relación simbiótica = 0,87; Atención plena (Mindfulness) = 0,92; Recursos compartidos = 0,92 y Capacidad de liderar = 0,85]⁽⁵⁾.

Por lo tanto, resulta relevante la traducción y validación de este instrumento con el supuesto de que será una medida eficaz para analizar el liderazgo colaborativo en equipos interprofesionales y que puede incidir en la comprensión de esta competencia para lograr la mejora de la calidad y la seguridad de la atención proporcionada por los equipos. En este sentido, el objetivo de este estudio fue buscar evidencias de validez de la Assessment Interprofessional Collaborative Leadership Scale (AICLS) para el portugués de Brasil y analizar evidencias de contenido, proceso de respuesta y estructura interna.

Método

Tipo del estudio

Se trata de un estudio de evaluación psicométrica, de evidencias de validez y adaptación transcultural (ATC)⁽¹⁰⁾ mediante las fases: traducción; síntesis, retrotraducción, evaluación por comité de especialistas, prueba piloto del instrumento y, por último, análisis de las evidencias de validez del instrumento^(10-11). El estudio siguió las directrices contempladas en los Test Adaptation Reporting Standards (TARES)⁽¹²⁾.

La traducción fue realizada por dos traductores independientes, con la elaboración de una versión síntesis única a cargo de un tercer traductor⁽¹⁰⁾, evaluada y aprobada por la autora del instrumento.

La equivalencia de la versión en portugués se estableció a partir de cuatro dimensiones: semántica, idiomática, cultural y conceptual, por 17 especialistas en práctica interprofesional colaborativa y/o traducciones de instrumentos de medida. Tras la aprobación de este comité de especialistas, se procedió a la prueba piloto con 40 trabajadores asistenciales o de gestión que componían equipos de unidades de internación de un hospital.

Para la evaluación de las propiedades psicométricas, uso y adopción del instrumento AICLS⁽⁵⁾ en Brasil, se buscó reunir evidencias de validez basadas en el contenido, proceso de respuesta, estructura interna y verificación de la confiabilidad.

La validación de contenido comprende la evaluación cualitativa (comité de especialistas) y la evaluación cuantitativa de cada ítem, considerando la importancia individual del ítem en la composición del instrumento y la representación del constructo⁽¹³⁾, mediante el cálculo del Content Validity Ratio (CVR)⁽¹⁴⁾.

En la validación del proceso de respuesta se verifica cómo se interpreta el ítem y su relación con el constructo medido⁽¹¹⁾. Los participantes de la prueba piloto analizaron la viabilidad, comprensibilidad y facilidad de uso del instrumento. Se registró el tiempo de respuesta, dato que puede aportar evidencias sobre la complejidad de los procesos de respuesta^(11,15-16).

El análisis de la estructura interna del constructo se realizó mediante Análisis Factorial Exploratorio (AFE), que evalúa, mediante las cargas factoriales, la pertinencia de cada ítem para el factor⁽¹⁶⁾. La retención de factores influye sustancialmente en los resultados del AFE y tiene fuertes implicaciones teóricas, pues predetermina la dimensionalidad asumida de un constructo latente. Debido a su naturaleza exploratoria, el AFE se utiliza en casos cuya comprensión de la estructura factorial del concepto latente aún es incipiente⁽¹⁷⁾, como es el caso de la AICLS, recién descrita en la literatura⁽⁵⁾. Se emplearon índices de ajuste de la solución factorial para apoyar la determinación del número de factores retenidos⁽¹⁷⁾ y la adecuación de la estructura factorial encontrada⁽¹⁸⁾.

La confiabilidad también fue verificada utilizando dos indicadores, según la recomendación de la literatura, para aumentar la confiabilidad de la interpretación⁽¹⁹⁾.

Lugar

El estudio se llevó a cabo en un hospital general privado, de nivel terciario y de gran porte, situado en el municipio de São Paulo (SP), Brasil, considerado un centro de referencia internacional en salud.

Población y muestra del estudio

La población del estudio estuvo compuesta por trabajadores de la salud, en cargos gerenciales y asistenciales, que conformaban equipos interprofesionales de unidades críticas y de internación, clínicas y quirúrgicas.

El tamaño de la muestra se calculó con base en las recomendaciones para la verificación de la estructura interna de instrumentos, que indican un mínimo de 300 participantes⁽¹³⁾. En este estudio se alcanzó una muestra por conveniencia de 318 trabajadores de la salud que integraban los equipos: enfermeros, técnicos de enfermería, fisioterapeutas, médicos, farmacéuticos, psicólogos y nutricionistas.

El criterio de inclusión fue trabajadores con al menos un año de desempeño en la institución, en cargos de gestión o asistencia, con actividades compartidas con al menos un trabajador de otra área de formación. El criterio de exclusión fue trabajadores que estaban de licencia en el momento de la recolección de datos.

Variables del estudio

El AICLS consta de 28 ítems, divididos en cuatro dimensiones: Relación simbiótica; Atención plena (Mindfulness); Recursos compartidos; y Capacidad de liderar⁽⁵⁾.

La dimensión Relación simbiótica, compuesta por cinco ítems, se define como una colaboración en la que todos los miembros del equipo tienen sus funciones bien establecidas y se adaptan recíprocamente a las demandas que surgen⁽⁵⁾.

La dimensión Atención plena (Mindfulness) está formada por nueve ítems y se caracteriza por un enfoque atento y prolongado, con atención a las situaciones y experiencias inmediatas a medida que aparecen⁽⁵⁾.

La dimensión Recursos compartidos está compuesta por siete ítems y se define por un entorno que incentiva la apertura entre los profesionales para compartir conocimientos, habilidades y experiencia dentro de un equipo⁽⁵⁾.

La dimensión Capacidad de liderar, compuesta por siete ítems, se define como la disposición a liderar y aceptar la responsabilidad inherente al cargo de liderazgo⁽⁵⁾.

Los encuestados indican su nivel general de acuerdo con la ocurrencia de cada ítem en una escala Likert de cinco puntos: 1 – Nunca; 2 – Raramente; 3 – Ocasionalmente; 4 – La mayoría de las veces; y 5 – Siempre. Las clasificaciones producen puntuaciones de 28 a 140⁽⁵⁾.

Recolección de datos

La versión elaborada tras las etapas de validación de contenido y proceso de respuesta se transformó en un cuestionario electrónico, junto con preguntas de caracterización de la muestra. Los datos se recolectaron mediante la plataforma Research Electronic Data Capture (RedCap)⁽²⁰⁾. La invitación para participar se envió por correo electrónico a las coordinadoras de área, quienes la remitieron a los profesionales/trabajadores de la salud de sus respectivos equipos.

Período

El periodo de recolección de datos transcurrió entre el 15 de julio y el 15 de septiembre de 2023.

Tratamiento y análisis de los datos

Para iniciar el AFE y verificar la factorabilidad de los datos, se calculó el índice Kaiser-Meyer-Olkin (KMO) y se realizó el Test de Esfericidad de Bartlett (TEB)⁽¹³⁾.

Para la extracción de factores se empleó Unweighted Least Squares (ULS) con rotación oblimin, a partir de una matriz de correlación policórica⁽¹³⁾; posteriormente se exploró la dimensionalidad del instrumento mediante la técnica de análisis paralelo, Optimal Implementation of Parallel Analysis (PA), enfoque recomendado para un conjunto de variables ordinales con puntuación politómica⁽²¹⁾, el método de Hull con Comparative Fit Index ⁽²²⁾ y la aplicación de Closeness of dimensionality ⁽²³⁾, compuesta por tres indicadores: Item Unidimensional Congruence (I-UniCo), Item Explained Common Variance (I-ECV) y Mean of Item Residual Absolute Loadings (MIREAL). Valores de I-UniCo > 0,95, I-ECV > 0,85 y MIREAL < 0,30 indican que los datos pueden tratarse como esencialmente unidimensionales⁽²³⁾.

La solución factorial se aplicó mediante modelado de ecuaciones estructurales y, para comprobar la necesidad de ajustes, se calcularon los índices Root Mean Square Error of Approximation (RMSEA), Non-Normed Fit Index (NNFI), Comparative Fit Index (CFI), Goodness of Fit Index (GFI) y Adjusted Goodness of Fit Index without diagonal values (AGFI)⁽²⁴⁾. La confiabilidad se verificó mediante los índices alfa de Cronbach y omega de McDonald⁽¹⁹⁾.

Todos los análisis se realizaron con el software Factor.

Aspectos éticos

Los aspectos éticos de la investigación se cumplieron según la Resolución n.º 466 de 2012⁽²⁵⁾, tanto en la fase de evaluación del comité de especialistas como en la aplicación de la prueba piloto y el pretest. Dichas etapas se llevaron a cabo tras la aprobación del Comité de Ética en Investigación (CEI) de la Universidade Federal de São Paulo y de la institución coparticipante, el hospital donde se realizó el estudio, conforme a los informes n.º 5.533.152 y n.º 5.571.337, respectivamente.

Resultados

Adaptación transcultural y validación de contenido

El análisis de equivalencia mostró que el 62,5% de los 28 ítems presentaron concordancia superior al 80%. Tras la primera ronda de análisis del comité de especialistas, los 12 ítems cuya tasa de concordancia fue inferior a 0,80 fueron revisados, así como el nombre del instrumento, las dos primeras frases explicativas de la introducción y el párrafo final.

Se acogieron las sugerencias y, después de las modificaciones, se realizó una nueva ronda con el comité de especialistas para revisar dichos ítems y elegir, entre dos opciones, la mejor alternativa, considerando sus conceptos y significados dentro de la cultura brasileña. La definición final de los 12 ítems se describe en la Figura 1.

Figura 1-. Modificaciones realizadas por los autores en los ítems tras las sugerencias y la segunda ronda del comité de especialistas. São Paulo, SP, Brasil, 2022.

Ítem tras la modificación	Modificación
Sección 1: RELACIÓN SIMBIÓTICA: La relación simbiótica es una colaboración en la que todos los miembros del equipo tienen sus propios roles bien establecidos y se adaptan mutuamente a la dinámica cambiante de las demandas.	Se cambió la palabra “ ambos ” por “ todos ” y se alteró la posición de la palabra “ dinâmica ”.
2. Incentiva a los miembros del equipo a valorar la expertise de los demás.	Se cambió la palabra “ compet ê ncias ” por “ expertise ”.
3. Incentiva a los miembros del equipo a acercar sus capacidades complementarias (compartiendo conocimientos, habilidades y experiencias) para orientar el plan de cuidados.	Se cambió la palabra “ explorar ” por “ aproximar ”, se invirtió el orden de las palabras “ compartilhando conocimientos ” y se cambió “ abordar o planejamento ” por “ direcionar o plano ”.
Sección 2: ATENCIÓN PLENA ( Mindfulness ): La Atención Plena es el enfoque consciente y prolongado de la atención en experiencias inmediatas a medida que ocurren.	Se añadió “ Mindfulness ” y se cambió la palabra “ intencional ” por “ consciente ”.
7. Incentiva a los miembros del equipo a centrarse más allá del status quo (es decir, la forma habitual de hacer las cosas) en cuestiones relevantes y esenciales del cuidado.	Se cambió “ essência ” por “ esenciais ”.
8. Incentiva a los miembros a considerar soluciones creativas para la planificación de cuidados complejos a pacientes/clientes.	Se cambió “ atendimentos mais ” por “ cuidados ”.
11. Es receptivo para apoyar los cambios sugeridos por los miembros del equipo.	Se invirtió el orden de la palabra “ apoio ”.
16. Incentiva a los miembros del equipo a establecer metas compartidas para el trabajo en equipo.	Se cambió “ sobre seu ” por “ para o ”.
21. Comparte el trabajo entre los miembros del equipo, de acuerdo con sus capacidades, cuando se implementan los planes de cuidado	Se invirtió el orden de las palabras al inicio de la frase.
22. Los miembros del equipo apoyan que los pacientes/clientes sean líderes colaborativos	Se cambió “ apoiem ” por “ apoiam ”.
24. Todos los miembros del equipo aceptan y se responsabilizan de su trabajo compartido en equipo	Se cambió “ responsabilidade ” por “ se responsabilizam ”.
27. Hay apoyo para la rotación del líder del equipo de acuerdo con las necesidades de nuestra planificación de cuidados	Se cambió “ apoiemos ” por “ h á apoio ” y “ conforme ” por “ de acordo ”.

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En la validación de contenido cuantitativa, el valor crítico del CVR aceptable para 17 especialistas fue de 0,529⁽²⁶⁾, lo que indicó la adherencia del ítem en este estudio. Cuatro ítems obtuvieron puntuaciones por debajo de 0,529 en alguna de las categorías de evaluación: relevancia teórica, pertinencia práctica, suficiencia de cobertura y comprensibilidad en el conjunto y la dimensionalidad.

El ítem 2 de la sección 1, Incentiva a los miembros del equipo a centrarse más allá del status quo (es decir, la forma habitual de hacer las cosas) en cuestiones relevantes y esenciales del cuidado, presentó puntuaciones inferiores a 0,529 en relevancia teórica, pertinencia práctica y cobertura.

El ítem 19 de la sección 3, El proceso de toma de decisiones se centra en objetivos compartidos por todos los miembros del equipo, obtuvo una puntuación menor en la evaluación de cobertura.

En la sección 4, dos ítems registraron puntuaciones inferiores a 0,529. El ítem 22, Los miembros del equipo apoyan que los pacientes/clientes sean líderes colaborativos, recibió puntuaciones menores en pertinencia práctica, cobertura y dimensionalidad; y el ítem 23, Los miembros del equipo están dispuestos a asumir la función de liderazgo del equipo cuando se les solicita, en cobertura y dimensionalidad. Todos los ítems se mantuvieron en el instrumento en esta etapa, dado que presentaron valores por debajo de la razón considerada solo en alguna de las categorías evaluadas y no en su totalidad.

Validación del proceso de respuesta

La validez del proceso de respuesta, realizada mediante entrevista en la prueba piloto, certificó la viabilidad del instrumento para su uso. Los participantes emplearon, en promedio, nueve minutos y 27 segundos en contestar el instrumento. La desviación estándar fue de tres minutos y quince segundos y el tiempo máximo de respuesta fue de 15 minutos y 51 segundos.

Los encuestados presentaron dificultad con el término “status quo” en el ítem 7, en la sección 2, a pesar de que la explicación figuraba entre paréntesis dentro del mismo ítem, conforme lo indicó el comité de especialistas. Como sugerencia, se retiró el término”status quo” y ese ítem quedó definido como Incentiva a los miembros del equipo a desarrollar procesos que conduzcan a la creación de un entorno donde las decisiones sean compartidas.

La comprensión de las opciones de respuesta de los ítems fue adecuada para el 100% de los participantes, así como la organización general de los ítems. En la evaluación de la cobertura de los ítems, el 87,5% de los participantes la consideró adecuada y uno de ellos sugirió la eliminación de ítems que juzgaba similares.

En cuanto a la dificultad de completar el instrumento, el 62,5% de los participantes informó no haber encontrado dificultades y se registraron 20 sugerencias que fueron consideradas. De este modo, se ajustaron ocho ítems (ítems 1 y 3 de la sección 1; ítems 7, 9 y 10 de la sección 2; ítems 19 y 21 de la sección 3; e ítem 25 de la sección 4).

La versión final del instrumento, tras las modificaciones sugeridas, fue respondida por 318 participantes; seis señalaron tener menos de un año en la institución, lo que configuraría su exclusión tras la recopilación de datos, sin embargo, debido al pequeño porcentaje (1,8%) respecto al total de la muestra, se optó por mantenerlos en la presentación de los resultados.

En cuanto a las características sociodemográficas, cabe destacar que la muestra estuvo compuesta mayoritariamente por personas del sexo femenino (79%) y en el rango etario de 31-40 años (44%). La carga horaria laboral semanal de 30-40 horas fue prevalente (67%). Respecto al mayor nivel de titulación, el 53% de los participantes tenía especialización. Los enfermeros (44%), seguidos de los técnicos de enfermería (37%) y fisioterapeutas (10%), fueron los profesionales con mayor participación. En relación con el tiempo de ejercicio profesional, el intervalo de 11-15 años fue predominante (24%) y el tiempo de actuación en la unidad fue de uno a tres años (31% de los participantes). En cuanto al tipo de unidad de actuación, los participantes trabajaban en la Unidad Semiintensiva (26%), seguida de la Unidad de Cuidados Intensivos (21%).

Validación de la estructura interna

Se procedió al Análisis Factorial Exploratorio (AFE) con base en la matriz policórica y se verificó si los ítems eran factorizables mediante la Measure of Sample Adequacy (MSA). En la modelización inicial utilizando los 28 ítems del instrumento, se hallaron buenos índices de adecuación: TEB = 2991,4 (gl = 378; P = 0,000010) y KMO = 0,94977 con bootstrap intervalo de confianza del 95% para el KMO = (0,573 - 1,204).

El primer estudio de la dimensionalidad/factores del instrumento se realizó mediante el análisis paralelo (AP), que indicó la existencia de una sola dimensión, con una varianza explicada del 63,71% de la variable latente. Debido a la divergencia entre el modelo original y el obtenido por AP, se optó por pruebas adicionales de dimensionalidad.

La segunda técnica empleada fue Hull con el Comparative Fit Index (CFI), presentada en la Tabla 1.

Tabla 1-. Dimensionalidad por Hull con Comparative Fit Index. São Paulo, SP, Brasil, 2023.

Número factores	CFI *	Grados de libertad	*Scree test*
0	0,00	378	0,00
1	0,99	350	250,61 *
2	1,00	323	0,00
3	1,00	297

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*CFI = Comparative Fit Index

Nuevamente, el resultado indicó solamente una dimensión. La tercera prueba adoptada fue la técnica de unidimensionalidad/multidimensionalidad, con los índices UniCo, ECV y REAL presentados a continuación en la Tabla 2.

Tabla 2-. Closeness of dimensionality. São Paulo, SP, Brasil, 2023.

Variables		I-UniCo *	I-ECV ^†	I-REAL ^‡
V ^§ 1. Ayuda a los miembros a valorar sus contribuciones al trabajo en equipo.		0,99	0,93	0,22
V ^§ 2. Incentiva a los miembros del equipo a valorar la expertise de los demás.		0,99	0,92	0,23
V ^§ 3. Incentiva a los miembros del equipo a acercar sus capacidades complementarias (conocimientos, habilidades y experiencias compartidas) para orientar el plan de cuidados.		1,00	0,97	0,14
V ^§ 4. Permite que todos los miembros del equipo tengan la oportunidad de expresar sus opiniones.		1,00	0,98	0,11
V ^§ 5. Posibilita que los miembros del equipo vean sus resultados compartidos como significativos y valiosos.		0,99	0,95	0,20
V ^§ 6. Incentiva a los miembros del equipo a desarrollar procesos que lleven a la creación de un entorno donde las decisiones sean compartidas.		1,00	0,99	0,08
V ^§ 7. Incentiva a los miembros del equipo a enfocarse más allá de la forma habitual de hacer las cosas, en cuestiones relevantes y esenciales del cuidado.		1,00	0,98	0,13
V ^§ 8. Incentiva a los miembros a considerar soluciones creativas para la planificación de cuidados complejos a pacientes/clientes.		0,99	0,97	0,16
V ^§ 9. Incentiva a los miembros del equipo a reevaluar las maneras tradicionales de abordar situaciones similares.		1,00	0,98	0,11
V ^§ 10. Incentiva discusiones abiertas entre los miembros del equipo sobre cuestiones de la planificación del cuidado.		1,00	0,99	0,04
V ^§ 11. Es receptivo para apoyar los cambios sugeridos por los miembros del equipo.		0,99	0,97	0,15
V ^§ 12. Incentiva a los miembros del equipo a adaptarse a diversas situaciones.		1,00	0,98	0,11
V ^§ 13. Incentiva a los miembros del equipo a cuestionar algo que no tenga sentido.		1,00	0,97	0,12
V ^§ 14. Apoya la innovación creativa de los miembros del equipo en situaciones de incertidumbre en la planificación del cuidado del paciente/cliente.		1,00	0,98	0,10
V ^§ 15. Se asegura de que todos los miembros del equipo tengan la oportunidad de compartir sus perspectivas sobre la planificación del cuidado del paciente/cliente.		1,00	0,98	0,13
V ^§ 16. Incentiva a los miembros del equipo a establecer metas compartidas para el trabajo en equipo.		1,00	0,99	0,05
V ^§ 17. Facilita el ajuste de las funciones de los miembros del equipo a las necesidades situacionales.		1,00	0,99	0,03
V ^§ 18. Incentiva a los miembros del equipo a asumir la responsabilidad de sus aportes en el proceso de toma de decisiones del equipo.		1,00	0,99	0,06
V ^§ 19. Se centra en objetivos compartidos por todos los miembros del equipo en el proceso de toma de decisiones.		1,00	0,97	0,14
V ^§ 20. Incentiva la integración de perspectivas para facilitar procesos compartidos de toma de decisiones en el desarrollo del plan de cuidado del paciente/cliente.		1,00	0,99	0,06
V ^§ 21. Comparte el trabajo entre los miembros del equipo, de acuerdo con sus capacidades, cuando se implementan los planes de cuidado.		1,00	0,99	0,05
V ^§ 22. Los miembros del equipo apoyan que los pacientes/clientes sean líderes colaborativos.		0,98	0,83	0,26
V ^§ 23. Los miembros del equipo están dispuestos a asumir la función de liderazgo del equipo cuando se les solicita.		0,93	0,72	0,43
V ^§ 24. Todos los miembros del equipo aceptan y se responsabilizan de su trabajo compartido en equipo.		0,86	0,62	0,54
V ^§ 25. Todos los miembros del equipo contribuyen a objetivos comunes y compartidos.		0,76	0,54	0,58
V ^§ 26. Los miembros del equipo se orientan mutuamente para que todos sean capaces de liderar al equipo de forma eficaz.		0,94	0,74	0,43
V ^§ 27. Hay apoyo para la rotación del líder del equipo, de acuerdo con las necesidades de nuestra planificación de cuidado.		0,98	0,85	0,30
V ^§ 28. Elegimos juntos al líder de nuestro equipo.		0,99	0,88	0,23
Evaluación	General
UniCo ^\|\|	=	0,98
ECV ^¶	=	0,92
MIREAL ^**	=	0,19

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*I-UniCo = Item Unidimensional Congruence; ^†I-ECV - Item Explained Common Variance; ^‡I-REAL = Item Residual Absolute Loadings; ^§V = Variable; ^||UniCo = Unidimensional Congruence; ^¶ECV = Explained Common Variance; **MIREAL = Mean of Item Residual Absolute Loadings

A partir del resultado presentado, el modelo general puede considerarse, nuevamente, unidimensional, cuyos valores de los índices de los ítems 23, 24, 25 y 26 no sustentan la unidimensionalidad (I-REAL por encima de 0,30).

Tras las pruebas de dimensionalidad, se procedió a la aplicación de la solución factorial para buscar evidencias del modelo teórico. La primera prueba se realizó con la configuración de cuatro dominios, conforme a la versión original del instrumento.

La Tabla 3 presenta las cargas factoriales y la comunalidad del modelo con cuatro dominios. Se adoptó como carga factorial sustancial valores iguales o mayores que 0,40 para los ítems. La comunalidad aceptable es cercana a 0,40⁽¹³⁾.

Tabla 3-. Cargas factoriales y comunalidades en el modelo con cuatro dominios. São Paulo, SP, Brasil, 2023.

Variables	Λ* Factor 1	Λ* Factor 2	Λ* Factor 3	Λ* Factor 4	h2 ^†
V ^‡ 1	0,91	-0,17	0,02	0,03	0,69
V ^‡ 2	0,94	0,02	-0,12	-0,10	0,72
V ^‡ 3	0,95	-0,09	0,03	-0,18	0,73
V ^‡ 4	0,63	-0,08	0,18	0,27	0,71
V ^‡ 5	0,88	-0,02	-0,02	0,04	0,76
V ^‡ 6	0,81	0,06	0,04	-0,09	0,70
V ^‡ 7	0,90	0,15	-0,07	-0,14	0,84
V ^‡ 8	0,80	0,12	-0,04	0,04	0,77
V ^‡ 9	0,78	0,08	0,02	0,01	0,72
V ^‡ 10	0,57	0,13	0,22	0,09	0,71
V ^‡ 11	0,60	0,07	0,06	0,32	0,74
V ^‡ 12	0,68	-0,02	0,13	0,20	0,72
V ^‡ 13	0,40	0,13	0,05	0,43	0,64
V ^‡ 14	0,33	0,40	-0,12	0,33	0,58
V ^‡ 15	0,72	0,16	0,01	0,18	0,85
V ^‡ 16	0,67	0,07	0,14	0,11	0,73
V ^‡ 17	0,58	0,15	0,12	0,15	0,71
V ^‡ 18	0,70	0,01	0,14	0,06	0,67
V ^‡ 19	0,75	0,09	0,01	0,08	0,73
V ^‡ 20	0,76	0,05	0,13	0,03	0,80
V ^‡ 21	0,46	0,07	0,32	0,30	0,80
V ^‡ 22	0,27	0,22	0,25	-0,10	0,37
V ^‡ 23	0,13	0,45	0,38	-0,12	0,64
V ^‡ 24	0,08	0,04	0,86	-0,04	0,84
V ^‡ 25	-0,06	0,01	0,90	0,06	0,78
V ^‡ 26	0,23	0,25	0,54	-0,15	0,71
V ^‡ 27	0,01	0,89	0,06	-0,01	0,86
V ^‡ 28	0,07	0,62	0,09	0,04	0,53

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*Λ = Carga factorial; ^†h² = Comunalidad; ^‡V = Variable

No hay ajuste del modelo con cuatro dominios; existe concentración de 20 ítems en el primer dominio, y los ítems 11, 13, 14, 21 y 23 presentan doble saturación (miden dos factores, lo que se considera una violación técnica). El ítem 22 no presenta carga factorial mínima de 0,30 y la comunalidad está por debajo de 0,40. Por lo tanto, no existen evidencias de configuración ajustada con cuatro dominios para la muestra del estudio.

Dado que el principio de ajuste exploratorio permite y recomienda la prueba de configuraciones diferentes de los instrumentos, se aplicó la solución factorial con la parametrización de una sola dimensión. Se presentan en la Tabla 4 los valores de las cargas factoriales y comunalidades.

Tabla 4– Cargas factoriales y comunalidades en el modelo unidimensional. São Paulo, SP, Brasil, 2023.

Variable	Λ *	h2 ^†
V ^‡ 1	0,78	0,61
V ^‡ 2	0,79	0,63
V ^‡ 3	0,80	0,64
V ^‡ 4	0,80	0,65
V ^‡ 5	0,84	0,72
V ^‡ 6	0,81	0,66
V ^‡ 7	0,87	0,76
V ^‡ 8	0,86	0,74
V ^‡ 9	0,84	0,70
V ^‡ 10	0,84	0,71
V ^‡ 11	0,82	0,68
V ^‡ 12	0,83	0,68
V ^‡ 13	0,72	0,52
V ^‡ 14	0,68	0,46
V ^‡ 15	0,90	0,83
V ^‡ 16	0,85	0,73
V ^‡ 17	0,84	0,71
V ^‡ 18	0,81	0,67
V ^‡ 19	0,84	0,71
V ^‡ 20	0,89	0,80
V ^‡ 21	0,86	0,74
V ^‡ 22	0,56	0,31
V ^‡ 23	0,68	0,46
V ^‡ 24	0,68	0,47
V ^‡ 25	0,61	0,37
V ^‡ 26	0,72	0,52
V ^‡ 27	0,70	0,49
V ^‡ 28	0,61	0,37

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*Λ = Carga factorial; ^†h² = Comunalidad; ^‡V = Variable

Todos los ítems presentaron cargas factoriales adecuadas y con valores superiores a 0,50. Los ítems 22, 25 y 28 presentan comunalidad por debajo de 0,40, aunque cercana a los puntos de corte. Como las cargas factoriales de estos ítems son adecuadas, se optó por mantenerlos.

Los índices de ajuste pueden considerarse para evaluar la adecuación y la calidad de una solución factorial en el AFE. Los resultados presentados por el modelo unidimensional se consideraron buenos, cuyos índices CFI (0,996; IC95% = 0,994 - 0,998) y NNFI (0,996; IC95% = 0,994 - 0,998) indicaron un ajuste excelente del modelo. Las medidas RMSEA (RMSEA = 0,040; IC95% = 0,0275 - 0,0460), GFI (0,991; IC95% = 0,990 - 0,994) y AGFI (0,991; IC95% = 0,989 - 0,993) fueron adecuadas.

Los índices de confiabilidad presentados fueron: alfa de Cronbach = 0,97 y ômega de McDonald = 0,97, ambos por encima de 0,70, lo que indicó confiabilidad adecuada⁽¹³⁾.

Discusión

Este estudio describió el proceso de traducción y adaptación de la AICLS del inglés al contexto brasileño. Aunque se reconoce que se trata de una escala reciente, solo se identificó un estudio japonés que tradujo y adaptó culturalmente la AICLS, lo que posibilita la comparación de dicha escala⁽²⁷⁾.

La ATC se guio por recomendaciones de adaptación transcultural para instrumentos de medición⁽¹⁰⁾, ampliamente utilizadas en este tipo de estudios y con aceptación internacional de esta metodología⁽²⁸⁾. La ATC exige un gran rigor metodológico, siendo imprescindible que los valores reflejados en cada ítem sean equivalentes entre una cultura y otra⁽²⁹⁾.

Las equivalencias semánticas y culturales deben considerarse en el proceso de ATC. Las divergencias encontradas en las versiones presentadas por los traductores se resolvieron en la síntesis de las traducciones y posteriormente se enviaron a la fase de retrotraducción, recomendada como indicador de calidad de evidencia psicométrica, lo que permite identificar posibles discrepancias⁽²⁸⁾ y destacar inconsistencias o errores conceptuales en la traducción⁽³⁰⁾. La versión conciliada no presentó interpretaciones equivocadas de los ítems, hecho confirmado por la autora del instrumento original.

En este contexto, la calidad del proceso de traducción/adaptación es crucial para garantizar la validez y la utilidad del test adaptado, mediante un procedimiento riguroso cuyo objetivo es mantener la equivalencia de contenido y significado cultural entre el test original y el traducido/adaptado, y promover la comparabilidad de las puntuaciones entre participantes de distintos grupos culturales⁽³¹⁾.

El análisis de las evidencias de validez relacionadas con el contenido de la versión brasileña EALCI se llevó a cabo por etapas. Para la validación de contenido, un comité de especialistas interprofesionales, con experiencia en liderazgo y práctica interprofesional colaborativa, esclareció las divergencias y sugirió ajustes para lograr una mejor comprensión. En la elaboración de un instrumento coherente para la población a la que se destinará, esta fase es indispensable⁽³²⁾.

A diferencia del instrumento original, en el que las autoras informaron que solo un ítem fue revisado en su redacción, la versión brasileña tuvo 12 ítems que requirieron revisión y fue necesario realizar una segunda ronda con el comité de especialistas. Tras esta segunda evaluación, los ítems tuvieron su contenido validado. En la versión original, las autoras utilizaron el Índice de Validez de Contenido (IVC); sin embargo, este puede inflar los resultados al combinar las respuestas con puntuaciones de 3 y 4 provenientes del análisis de especialistas⁽³³⁾. En este estudio se empleó el cálculo del CVR, método más robusto para establecer y cuantificar la validez de contenido⁽¹⁴⁾ y que ajusta la concordancia al número de especialistas, garantizando la calidad de la evaluación⁽²⁶⁾.

Durante la prueba piloto, que siguió las recomendaciones de la literatura⁽¹⁰⁾ y cuyo objetivo es verificar si los ítems, las instrucciones y la escala de respuesta son comprensibles, sobre todo para quienes se destina el instrumento⁽³⁰⁾, se identificó que el ítem 7 fue el de menor comprensión entre los encuestados, debido a una expresión que puede considerarse común en el ámbito académico, pero que no tuvo aceptación entre el público objetivo y que fue necesario retirar (status quo).

En la validación de la estructura interna, necesaria para verificar si los atributos de medición corresponden a los atributos teóricos⁽²¹⁾ y para el ajuste del modelo, se utilizaron pruebas múltiples, siguiendo las recomendaciones contemporáneas sobre evidencias de validez⁽¹²⁾. También se analizó si la estructura factorial estaba adecuadamente representada por su dimensionalidad⁽²¹⁾.

En la versión brasileña, el modelo de cuatro dimensiones no se reprodujo. La divergencia hallada en el análisis paralelo indicó la necesidad de pruebas adicionales de dimensionalidad, dado que la literatura recomienda no limitar este análisis a una sola técnica⁽³⁴⁾. La unidimensionalidad se mantuvo y, en la AFE, el modelo unidimensional resultó ser el más adecuado, sin sustentar la permanencia de las dimensiones en la población de este estudio. Cabe resaltar que las pruebas aplicadas siguieron estándares robustos descritos en la psicometría contemporánea, consideradas de excelencia en el desarrollo y adaptación de instrumentos^(11-12).

En el análisis del instrumento original⁽⁵⁾ las autoras señalaron preliminarmente que la dimensión Capacidad de liderar probablemente no se mantendría en el modelo final, pues varios ítems parecían evaluar un aspecto limitado del constructo. La muestra del estudio original no alcanzó el número mínimo indicado en la literatura, con apenas 101 profesionales, aspecto que pudo influir en los resultados y explicar las diferencias entre ambos estudios. Otra diferencia es que no se realizaron análisis de dimensionalidad ni pruebas de AFE y AFC, optándose solo por el alfa de Cronbach, criterio considerado insuficiente en el presente estudio para evaluar la adecuación del modelo original.

En consecuencia, se aplicaron técnicas analíticas distintas de las del modelo original, reconociendo la existencia de métodos más modernos en la literatura especializada. A pesar de elegir procesos analíticos diferentes, se consideró la EALCI un instrumento fundamental, con aportes relevantes para la realidad y el contexto brasileño, dado su marco teórico, su amplia tradición y su aplicación en la práctica de constructos de interprofesionalidad⁽²⁾.

Es importante destacar que la versión japonesa⁽²⁷⁾ tampoco reprodujo la misma dimensionalidad del AICLS original. Tras el análisis factorial exploratorio con los 28 ítems distribuidos en cuatro factores, el instrumento se redujo a diez ítems organizados en tres dimensiones, resultando en el AICLS-J aplicado a una muestra de 675 participantes.

Diferentes culturas pueden comprender, experimentar o expresar un mismo constructo de maneras distintas, lo que implica agrupar los ítems en dimensiones distintas a las observadas en la versión original. En la temática de la interprofesionalidad, dos instrumentos no reprodujeron la dimensionalidad original en el contexto brasileño. En la adaptación del Readiness for Interprofessional Learning Scale (RIPLS), la estructura original de cuatro factores no se replicó y el análisis factorial indicó una versión con 27 ítems distribuidos en tres dimensiones: trabajo en equipo y colaboración, identidad profesional y atención sanitaria centrada en el paciente⁽³⁵⁾. En otro proceso de traducción y adaptación transcultural, la Interprofessional Collaboration Measurement Scale (IPC), los tres factores de la versión original no se replicaron en los análisis factoriales exploratorio y confirmatorio de la muestra brasileña, indicando un instrumento unidimensional⁽³⁶⁾, resultado similar al obtenido en el presente estudio.

En ambos casos, la dificultad para reproducir las mismas dimensiones de la versión original puede atribuirse a las diferencias culturales, a los contextos educativos y a las prácticas distintas, dado que se trata de constructos con múltiples aspectos interdependientes. Bajo ese supuesto, esto puede ocurrir no solo entre países, sino también entre regiones de un mismo país y entre diferentes tipos de servicios de salud. Existe consenso en que las diferencias de dimensionalidad no deben considerarse una limitación, sino que pueden reflejar que, en el escenario de aplicación de la investigación, el constructo fue percibido como holístico, o incluso indicar lagunas en la formación y en la práctica interprofesional en salud⁽³⁶⁾. Se refuerza, por tanto, y se corrobora las directrices del área, la necesidad de analizar la equivalencia de la estructura interna y de la medida de la escala considerando las diferencias regionales⁽¹²⁾, y que dicho análisis debe realizarse siempre que se opte por utilizar una escala de medición.

Se infiere así que el liderazgo colaborativo interprofesional puede verse influenciado por aspectos de la estructura organizacional, las relaciones de poder, la formación profesional y la cultura institucional, los cuales varían significativamente entre países, regiones y tipos de servicios. El proceso de adaptación permite que el instrumento sea sensible a las especificidades lingüísticas, culturales y sociales de su contexto, mantenga los fundamentos conceptuales y teóricos del instrumento original y contribuya al avance de la investigación y a la aplicabilidad de nuevos modelos de gestión basados en la organización interprofesional de los equipos.

En los análisis de evidencias de confiabilidad de la versión unidimensional brasileña de la EALCI, el coeficiente ômega de McDonald y el alfa de Cronbach fueron superiores a 0,70. La versión japonesa empleó solo el alfa de Cronbach, con valor = 0,987⁽²⁷⁾. En el presente estudio se optó por presentar ambos indicadores para aumentar la precisión de la interpretación.

Al comparar el contexto de los ítems del instrumento CSLS⁽⁸⁾ con la versión brasileña de la EALCI, aunque no se evalúa la estructura jerárquica, se observa una proximidad entre los aportes teóricos de ambos instrumentos y entre los ítems, referentes a la colaboración entre los miembros del equipo con roles bien establecidos, fomentando la creatividad y las discusiones en la planificación de cuidados, así como el intercambio de conocimientos, habilidades y expertise según las necesidades de cada situación.

El instrumento traducido y validado al portugués corrobora la idea de que el liderazgo colaborativo es fundamental y prepara a los líderes de equipos interprofesionales para coordinar y colaborar, respetando al paciente y a la familia en sus propias decisiones de cuidado, como vía para ofrecer atención de salud de calidad y con seguridad. Trabajar de forma interprofesional y colaborativa requiere la corresponsabilización de todos por los resultados producidos⁽⁵⁾.

Contar en la literatura nacional e internacional con un instrumento capaz de medir adecuadamente el constructo de liderazgo colaborativo interprofesional representa un avance en el campo de la interprofesionalidad. Este instrumento puede utilizarse en programas de capacitación y formación profesional dirigidos a desarrollar dicha competencia, sobre todo desde la perspectiva del involucramiento de pacientes y cuidadores en los procesos de toma de decisiones, con vistas a mejorar la experiencia del paciente y la calidad y seguridad del cuidado, práctica que aún no se encuentra plenamente consolidada en los servicios de salud⁽³⁷⁾.

Como limitaciones del estudio, se señala que existen pocos análisis del instrumento traducido a otros idiomas y que la propia versión canadiense contó con una muestra inferior a la recomendada en la literatura. Solo se identificó el estudio japonés⁽²⁷⁾, y el presente trabajo intenta avanzar para suplir esa laguna, con futuras indicaciones de nuevas aplicaciones y análisis de la EALCI. Se desconocen otros instrumentos que midan el liderazgo colaborativo interprofesional o escalas similares validadas en Brasil, lo que impide comparaciones.

Aunque la dimensionalidad de la escala original no se haya replicado –aspecto que podría considerarse una limitación–, se enfatiza que se siguieron pruebas analíticas más contemporáneas y diferentes de las aplicadas originalmente, por considerarlas más pertinentes en este estudio para este tipo de escala. Entre las responsabilidades de los investigadores está presentar los resultados con transparencia y respetar los principios éticos que rigen la práctica científica, incluso cuando estos no coincidan con los de los estudios originales. Dichos resultados también contribuyen al avance del conocimiento y al perfeccionamiento de la escala que mide el liderazgo colaborativo interprofesional. Así, las limitaciones encontradas deben considerarse en futuras investigaciones y en la mejora de la EALCI.

Otra limitación es que no se analizaron las interacciones entre los profesionales que conformaban los equipos en las áreas de actuación del estudio, aspecto que podría configurar un análisis de validez de criterio. Por ello se señalan nuevas investigaciones, tanto de la aplicación del instrumento traducido y validado en otros contextos de práctica interprofesional como de la validez convergente⁽³⁸⁾, para establecer la correlación del instrumento con herramientas que evalúan constructos similares, sobre todo con escalas de práctica colaborativa interprofesional ya validadas y ampliamente utilizadas.

Como implicaciones para la práctica, se recomienda que la EALCI sea utilizada en el contexto brasileño para la medición global del liderazgo colaborativo interprofesional y que se apliquen procedimientos de análisis contemporáneos en los diferentes contextos de atención de salud, con el fin de fortalecer su aplicabilidad.

Conclusión

La EALCI, compuesta por 28 ítems, demostró ser un instrumento para medir el liderazgo colaborativo interprofesional, con estructura unidimensional y evidencias adecuadas de validez de contenido, proceso de respuesta, estructura interna y confiabilidad. Es una escala válida para realizar diagnósticos situacionales, apoyar políticas institucionales de intervención y evaluar el impacto de los programas educativos desde la perspectiva de la práctica interprofesional.

El liderazgo colaborativo es una competencia indispensable en el trabajo en equipo interprofesional, considerada esencial en la atención sanitaria para garantizar la centralidad del paciente y la familia. La disponibilidad de esta escala contribuirá a comprender los procesos implicados en esta forma de liderazgo, su presencia en los equipos interprofesionales y podrá ayudar a las instituciones de salud en los programas de desarrollo profesional, favoreciendo la implementación de este modelo asistencial de cuidado.

Footnotes

Artículo parte de la disertación de maestría “Adaptação e validação da versão em Português - Brasil da Assessment Interprofessional Collaborative Leadership Scale (AICLS)”, presentada en la Universidade Federal de São Paulo, Escola Paulista de Enfermagem, São Paulo, SP, Brasil.

Cómo citar este artículo: Silva ND, Gonçalves GCS, Silva JAM, Rebustini F, Balsanelli AP. Validity evidence of the Brazilian version of the Assessment Interprofessional Collaborative Leadership Scale. Rev. Latino-Am. Enfermagem. [cited]. Available from: . https://doi.org/10.1590/1518-8345.7894.4719

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PERMALINK

Validity evidence of the Brazilian version of the Assessment Interprofessional Collaborative Leadership Scale*

Natalia Dalforno da Silva

Geisa Colebrusco de Souza Gonçalves

Jaqueline Alcantara Marcelino da Silva

Flávio Rebustini

Alexandre Pazetto Balsanelli

Roles

Abstract

Objective:

Method:

Results:

Conclusion:

Highlights:

Introduction

Method

Study design

Setting

Study population and sample

Study variables

Data collection

Duration

Data processing and analysis

Ethical aspects

Results

Cross-cultural adaptation and content validation

Figure 1-. Modifications made by the authors to the items after suggestions and the second round of the expert committee. São Paulo, SP, Brazil, 2022.

Validation of the response process

Validation of the internal structure

Table 1-. Dimensionality by Hull with Comparative Fit Index. São Paulo, SP, Brazil, 2023.

Table 2-. Closeness of dimensionality. São Paulo, SP, Brazil, 2023.

Table 3-. Factor loadings and commonalities in a model with four domains. São Paulo, SP, Brazil, 2023.

Table 4-. Factor loadings and commonalities in a one-dimensional model. São Paulo, SP, Brazil, 2023.

Discussion

Conclusion

Footnotes

Data Availability Statement

References

Evidências de validade da versão brasileira da Assessment Interprofessional Collaborative Leadership Scale *

Natalia Dalforno da Silva

Geisa Colebrusco de Souza Gonçalves

Jaqueline Alcantara Marcelino da Silva

Flávio Rebustini

Alexandre Pazetto Balsanelli

Roles

Abstract

Objetivo:

Método:

Resultados:

Conclusão:

Destaques:

Introdução

Método

Tipo do estudo

Local

População e amostra do estudo

Variáveis do estudo

Coleta de dados

Período

Tratamento e análise dos dados

Aspectos éticos

Resultados

Adaptação transcultural e validação de conteúdo

Figura 1-. Modificações realizadas pelos autores nos itens após sugestões e segunda rodada do comitê de especialistas. São Paulo, SP, Brasil, 2022.

Validação do processo de resposta

Validação da estrutura interna

Tabela 1-. Dimensionalidade pela Hull com Comparative Fit Index. São Paulo, SP, Brasil, 2023.

Tabela 2-. Closeness of dimensionality. São Paulo, SP, Brasil, 2023.

Tabela 3-. Cargas fatoriais e comunalidades em modelo com quatro domínios. São Paulo, SP, Brasil, 2023.

Tabela 4-. Cargas fatoriais e comunalidades em modelo unidimensional. São Paulo, SP, Brasil, 2023.

Discussão

Conclusão

Footnotes

Declaração de Disponibilidade de Dados

Evidencias de validez de la versión brasileña de la Assessment Interprofessional Collaborative Leadership Scale *

Natalia Dalforno da Silva

Geisa Colebrusco de Souza Gonçalves

Jaqueline Alcantara Marcelino da Silva

Flávio Rebustini

Alexandre Pazetto Balsanelli

Validity evidence of the Brazilian version of the Assessment Interprofessional Collaborative Leadership Scale^*

Evidências de validade da versão brasileira da Assessment Interprofessional Collaborative Leadership Scale ^*

Evidencias de validez de la versión brasileña de la Assessment Interprofessional Collaborative Leadership Scale ^*