As relações familiares estão entre os mais fortes preditores do desenvolvimento social, afetivo e cognitivo da criança. A importância das primeiras experiências relacionais da criança para seu desenvolvimento foi investigada em estudos que detalharam os processos diádicos presentes na relação mãe–criança (Brazelton et al., 1974; Stern, 1977), hoje reconhecidos como um dos principais fatores contextuais que influenciam o desenvolvimento infantil. Desde o fim dos anos 1980, um número crescente de equipes de pesquisa passou a incluir os pais, além das mães, e a investigar processos que ocorrem no nível da família, o que significa considerar o sistema formado por duas figuras parentais e uma criança como um objeto de estudo próprio (Belsky & Isabella, 1985; McHale, 1995; Parke et al., 1980). Um sistema triádico (ou poliádico) tem uma organização complexa, pois o número de inter-relações entre seus membros aumenta exponencialmente à medida que aumenta o número de membros. A complexidade dos processos de nível familiar se evidencia nos métodos de investigação específicos que precisaram ser desenvolvidos para captar esses fenômenos. De fato, os processos de nível familiar, isto é, fenômenos relacionais cujas propriedades emergem das interações no nível do grupo, não podiam ser deduzidos da observação separada das díades mãe–criança, pai–criança ou mãe–pai, e menos ainda de questionários de autorrelato (Cox & Paley, 2003). A melhor maneira de captar essas propriedades emergentes é observar “o sistema em ação”, ou seja, observar diretamente interações triádicas (ou poliádicas) durante o brincar livre ou em situações semipadronizadas, como o paradigma do Jogo Trilógico de Lausanne (LTP, Lausanne Trilogue Play; Corboz-Warnery et al., 1993). Mostrou-se que comportamentos interativos triádicos, como a coordenação das figuras parentais na interação com a criança ou o respeito mútuo pelas iniciativas de cada uma no brincar, refletem a qualidade dos processos de nível familiar. Uma linha de pesquisa descreveu a qualidade dos comportamentos interativos triádicos sob o construto de aliança familiar (AF), que se refere ao sentimento de coesão familiar que emerge da qualidade da comunicação, da coordenação e do compartilhamento de afetos durante as interações familiares (Fivaz-Depeursinge & Corboz-Warnery, 1999). A partir dos comportamentos interativos observados durante as interações triádicas, a AF pode ser avaliada e classificada como “cooperativa”, “conflituosa” ou “desorganizada”, conforme a presença e a frequência dos seguintes padrões distintivos de comportamento, respectivamente: (a) cooperação, apoio e coesão, (b) competição e conflito, ou (c) exclusão e desengajamento. Os dois últimos são considerados padrões disfuncionais de AF (Favez et al., 2011). Estudos longitudinais sugeriram que a AF é estável ao longo do pós-parto, com cerca de 60% das famílias seguindo uma evolução “alta estável” (cooperativa o tempo todo) e cerca de 20% seguindo uma evolução “baixa estável” (conflituosa ou desorganizada o tempo todo). Os 20% restantes são menos estáveis e seguem um padrão mais dinâmico de aliança “de alta a baixa” (cooperativa aos 3 meses e deterioração dos 9 aos 18 meses; Favez et al., 2006). Mostrou-se que os padrões baixa estável e de alta a baixa, e de modo mais geral ambas as categorias de AF problemáticas, estavam relacionados a desfechos mais negativos dentro da família, pois se associavam a sintomas psicofuncionais no bebê e a psicopatologia parental (Favez et al., 2006, 2011).

Depois que a pesquisa investigou como perturbações no funcionamento de nível familiar se ligavam a desfechos negativos nas crianças, como desfechos psicopatológicos, cresceu nos últimos anos o interesse em compreender o impacto positivo do funcionamento familiar no desenvolvimento de competências sociais, afetivas e cognitivas das crianças. De fato, contextos familiares marcados por uma AF cooperativa têm sido considerados contextos sociais primários, capazes de favorecer positivamente o desenvolvimento infantil. Por exemplo, mostrou-se que bebês de 4 meses que crescem em AF cooperativas apresentam padrões mais complexos de comportamento interativo, como as investidas triangulares (triangular bids), quando o bebê desloca rapidamente o olhar enquanto comunica o mesmo afeto às duas figuras parentais em curtos intervalos de tempo (5 s; Fivaz-Depeursinge et al., 2005). Ainda são necessários, porém, estudos para compreender como contextos familiares coesos e apoiadores favorecem o desenvolvimento da criança e sustentam o desenvolvimento de suas habilidades cognitivas, afetivas e sociais.

Nesse contexto, nosso grupo de pesquisa iniciou, há mais de 20 anos, um estudo longitudinal para investigar o desenvolvimento normativo da AF, da gravidez aos primeiros anos, em famílias primíparas, e seu impacto em várias áreas do desenvolvimento infantil. Depois de uma primeira série de coletas de dados aos 5 meses de gravidez e aos 3, 9 e 18 meses pós-parto, realizamos um acompanhamento da coorte quando as crianças tinham 4 anos e meio, pouco antes de entrarem no ensino fundamental. Nesse acompanhamento, o foco recaiu principalmente sobre desfechos na criança, e foram avaliadas várias áreas do desenvolvimento, incluindo a psicopatologia infantil e o desenvolvimento social e cognitivo. De fato, como vários estudos mostraram que o desenvolvimento da cognição social em geral, e da TdM em particular, parece ser influenciado pela qualidade das interações diádicas entre figura parental e criança (Dunn & Brophy, 2005; Meins et al., 2013; Symons & Clark, 2000), nosso interesse se voltava especificamente para as ligações entre interações triádicas e cognição social. A principal hipótese deste estudo era que relações familiares positivas, como as observáveis em AF cooperativas, funcionariam como um contexto de aprendizagem que favorece o desenvolvimento da cognição social nas crianças. Em uma primeira onda do estudo, o foco recaiu em particular sobre a teoria da mente (TdM; Favez et al., 2012). A TdM é amplamente reconhecida como uma competência-chave ligada a diversas áreas do desenvolvimento infantil. De fato, estudos do desenvolvimento mostraram que a TdM está relacionada a melhores funções executivas (Austin et al., 2014; Brock et al., 2019; Cassetta et al., 2018), a comportamentos e estratégias de comunicação mais complexos e adaptativos (Sidera et al., 2018), a melhores capacidades de cooperar com os outros (Etel & Slaughter, 2019), a mais comportamentos pró-sociais (Derksen et al., 2018; Imuta et al., 2016) e a menos comportamentos antissociais, como agressão e bullying (Smith, 2017). O raciocínio por trás dessa hipótese era que as crianças que se desenvolvem em famílias com um padrão alto estável de evolução da AF nos primeiros 18 meses vivenciam com mais frequência momentos de compartilhamento de afetos em contextos com várias pessoas. Postulamos, assim, que a experiência repetida dessas interações é um contexto favorável à aprendizagem de múltiplas perspectivas. Nossos resultados no acompanhamento aos 4 anos e meio confirmaram essa hipótese, mostrando que crianças em idade pré-escolar de famílias alto estáveis tinham desempenho superior em TdM, medida em uma tarefa de crença falsa. Esses resultados foram importantes, pois esta pesquisa foi uma das primeiras a documentar uma influência de processos de nível familiar medidos no primeiro e no segundo ano de vida sobre o desenvolvimento de uma competência sociocognitiva-chave medida na primeira infância.

Esse primeiro acompanhamento, porém, levantou novas perguntas, por exemplo sobre a duração do efeito das primeiras relações familiares no desenvolvimento da criança. De fato, se encontramos uma ligação entre AF e TdM aos 4 anos e meio, seria possível observar uma ligação semelhante entre a AF e a cognição social medida no fim da infância ou na adolescência? As perguntas sobre as ligações entre as primeiras experiências socioafetivas e o desenvolvimento de longo prazo em geral são debatidas há muito tempo, mas as respostas ainda não são claras. Por exemplo, estudos sobre as ligações entre a segurança do apego e a empatia e o cuidado com os outros na adolescência parecem sugerir que o efeito positivo de uma parentalidade sensível recebida por uma pessoa na primeira infância pode se estender a longo prazo e levar a maior segurança de apego na adolescência (Shaver et al., 2016). Essas ligações, no entanto, foram em grande parte presumidas a partir da acumulação racional de evidências separadas, como o fato de que o apego na primeira infância está relacionado ao apego na adolescência, que por sua vez está relacionado à empatia. Até hoje, ainda faltam evidências sobre a influência direta da qualidade das primeiras experiências sociais nos desfechos do desenvolvimento na adolescência. Quanto às ligações mais específicas entre a experiência social precoce e o desenvolvimento da cognição social da infância à adolescência, a questão é particularmente complexa. Em primeiro lugar, pouquíssimos estudos documentaram o desenvolvimento da cognição social em um estudo longitudinal da primeira infância até a adolescência e a idade adulta. Além disso, o estudo da cognição social na adolescência e na idade adulta se concentra mais nas diferenças interindividuais entre pessoas com diagnósticos específicos, como os transtornos do espectro autista (Brewer et al., 2017; Charman et al., 1998; Livingston et al., 2019), e pessoas com desenvolvimento típico do que nas trajetórias intraindividuais de desenvolvimento da cognição social. O presente estudo, no qual buscamos investigar o desenvolvimento das habilidades de cognição social em uma mesma amostra de crianças, da primeira infância à adolescência, é ao mesmo tempo inovador e exploratório nesse aspecto.

A partir dos resultados do estudo anterior, que nos permitiram revelar ligações entre a evolução da AF medida no pós-parto e as habilidades de cognição social das crianças medidas aos 4 anos e meio, buscamos, no presente estudo, estender esses resultados à adolescência, realizando um acompanhamento da coorte quando as crianças tinham 15 anos. Nosso objetivo era testar a hipótese de que a evolução da AF no primeiro e no segundo ano de vida poderia predizer as habilidades de cognição social aos 15 anos, controlando também as competências de TdM aos 4 anos e meio.

Método

Participantes

A amostra foi composta por 49 famílias biparentais primíparas recrutadas durante a gravidez por meio de anúncios na imprensa e de folhetos distribuídos na maternidade do Hospital Universitário de Lausanne, na Suíça. As crianças, 27 meninos e 22 meninas, nasceram saudáveis e a termo. As famílias eram sobretudo de classe média (48%) e de classe média alta (50%). A idade média das figuras parentais no nascimento era de 31 anos para as mães (M = 30,97, DP = 2,71) e de 33 anos para os pais (M = 33,19, DP = 5,08).

Procedimento

O delineamento do estudo original incluía uma primeira série de três ondas de coleta de dados no primeiro e no segundo ano de vida, aos 3 (T1), 9 (T2) e 18 (T3) meses pós-parto. As famílias foram contatadas novamente quando a criança tinha cerca de 4 anos e meio, para participar de outra onda de coleta de dados (T4). Por fim, toda a amostra original foi contatada quando as crianças tinham cerca de 15 anos (T5), incluindo as famílias que não haviam participado da coleta de dados aos 4 anos e meio. O tamanho da amostra variou nos diferentes momentos: 49 famílias em T1, 45 em T2, 37 em T3, 38 em T4 e 36 em T5. Examinamos o gênero da criança, bem como a idade e o nível socioeconômico das figuras parentais no início, como possíveis fontes de atrito amostral. O atrito em T4 foi um pouco mais frequente em famílias de meninas, mas esse efeito não foi significativo para o atrito em T5.

Em T1, T2 e T3, as famílias foram convidadas a uma sessão no laboratório, durante a qual se pedia às figuras parentais que brincassem com a criança em uma situação de observação semipadronizada, o LTP (Corboz-Warnery et al., 1993). Os LTP foram gravados em vídeo para codificação. As figuras parentais também recebiam um conjunto de questionários de autorrelato, com perguntas sobre variáveis sociodemográficas, que cada uma devia preencher separadamente em até 7 dias e devolver pelo correio, em envelopes com porte pago. Em T4, as famílias voltaram ao laboratório. As crianças realizaram as tarefas de TdM (ver a subseção Medidas, abaixo) com uma pessoa assistente de pesquisa treinada, enquanto as figuras parentais eram convidadas a observar a criança atrás de um espelho unidirecional. Por fim, em T5, a sessão no laboratório foi feita apenas com cada adolescente, e sua capacidade de compreender as emoções de outras pessoas foi testada por meio de uma tarefa computadorizada (a versão revisada do Teste de Leitura da Mente nos Olhos, RMET, Reading the Mind in the Eyes Test; ver a subseção Medidas, abaixo).

Medidas

Aliança familiar aos 3, 9 e 18 meses

Avaliamos a AF por observação direta no LTP. Essa situação de observação validada foi concebida para avaliar a qualidade das interações triádicas em famílias com bebês e crianças pequenas. Os membros da família se sentam em uma configuração de triângulo equilátero, a uma distância que favorece a interação (80 cm entre o centro de cada assento). O dispositivo pode ser adaptado à idade da criança: no “dispositivo para bebês”, a criança fica em uma cadeirinha, que pode ser orientada para uma figura parental, para a outra ou para o meio das duas. A cadeirinha também pode ser inclinada para a frente (posição “sentada”) ou para trás (posição “deitada”). No dispositivo para crianças pequenas, a criança se senta em uma cadeira alta, as figuras parentais e a criança se sentam em volta de uma pequena mesa redonda, e um conjunto de brinquedos e objetos sem marcação de gênero (três porquinhos de pelúcia, três colheres, três meias) fica à mão. O roteiro do LTP se estrutura em quatro partes, o que permite observar todas as configurações interativas possíveis em uma tríade: na parte 1, uma figura parental brinca com a criança enquanto a outra está “simplesmente presente” (2 + 1); na parte 2, as figuras parentais trocam de papel (2 + 1); na parte 3, o brincar se faz a três (3 juntos); e na parte 4, as figuras parentais conversam diante da criança (2 + 1). A duração global da tarefa é informada às figuras parentais na instrução: cerca de 8 min aos 3 meses, 10 min aos 9 meses e 12 a 15 min aos 18 meses (essas durações foram definidas de acordo com as durações habituais do brincar livre triádico em condições naturais). Os LTP foram gravados com um sistema de várias câmeras, para avaliação posterior.

Usamos as Escalas de Avaliação da Aliança Familiar (FAAS, Family Alliance Assessment Scales; Favez et al., 2011) para avaliar a qualidade da AF no LTP. A primeira parte da avaliação consiste em classificar a AF como “cooperativa”, “conflituosa” ou “desorganizada” a partir dos padrões de comportamento interativo apresentados pelas famílias durante o LTP (para descrições prototípicas detalhadas dos padrões esperados em cada categoria, ver Favez et al., 2011). A segunda parte da avaliação consiste em pontuar 11 escalas de três pontos que detalham comportamentos específicos apresentados pelas famílias durante o LTP: posturas e olhares, inclusão ou exclusão, envolvimento de cada participante em seu papel, cumprimento da tarefa, coconstrução, andaimento parental, calor familiar, validação da experiência emocional da criança, autenticidade dos afetos expressos, erros de comunicação durante as atividades compartilhadas, erros de comunicação durante as transições. Um escore total é então calculado somando-se os escores dessas 11 escalas (amplitude de 0 a 22 pontos; α = 0,91); escores mais altos indicam maior coordenação ao longo do brincar. Embora os resultados das duas avaliações possam servir de índice da qualidade da AF, optamos por usar o escore de AF nas análises seguintes, pois ele podia ser considerado uma variável contínua e era, portanto, mais adequado às análises previstas no presente estudo (ver a subseção Análises estatísticas, abaixo). Quanto à estratégia de codificação, uma pessoa assistente de pesquisa treinada codificou todas as gravações, enquanto uma segunda pessoa assistente de pesquisa fez a dupla codificação de 17 gravações sorteadas em diferentes idades. As 17 gravações vinham todas de famílias diferentes, e a segunda pessoa responsável pela codificação desconhecia a aliança familiar das famílias codificadas nos outros momentos. Obteve-se uma confiabilidade entre avaliações satisfatória para os escores de AF, com um coeficiente de correlação intraclasse de 0,80.

Cognição social aos 4 anos e meio: teoria da mente

Avaliamos a TdM com tarefas de crença falsa apresentadas à criança. Nessas tarefas, histórias eram narradas à criança com o uso de fantoches. As histórias encenavam um personagem diante de diferentes situações: tarefas de transferência de objeto (três histórias; Wimmer & Perner, 1983), conteúdo inesperado (duas histórias; Perner et al., 1987) e distinção “aparência/realidade” (Gopnik & Astington, 1988). Cada história é concebida para produzir uma diferença entre o que a criança sabe e o que o personagem da história sabe. Por exemplo, em uma tarefa de transferência de objeto, a criança sabe que um objeto foi deslocado de um lugar (A) para outro (B) enquanto o personagem estava fora de cena. Quando o personagem volta à cena, uma criança que adquiriu a TdM é capaz de dizer que o personagem vai procurar o objeto em A e que ficará triste ou decepcionado por não o encontrar no lugar onde pensava que ele estava. Para cada história, fizemos à criança perguntas sobre a TdM (por exemplo, o que o personagem pensa) e sobre a compreensão de emoções (por exemplo, qual é a emoção sentida pelo personagem?). Atribuía-se um ponto a cada resposta correta da criança, o que resultava em um subescore de TdM de 0 a 9 pontos e em um escore de compreensão de emoções de 0 a 10 pontos. O escore total, entre 0 e 19, era obtido somando-se esses dois escores (α = 0,70).

Cognição social aos 15 anos: reconhecimento de emoções

Avaliamos as habilidades de cognição social de adolescentes por meio de sua capacidade de mentalizar e de compreender os estados emocionais de outras pessoas, usando uma tarefa computadorizada, o RMET (Baron-Cohen et al., 1997, 2001). O teste consiste em apresentar uma série de 36 fotografias da região dos olhos de rostos humanos (ver exemplos em Baron-Cohen et al., 2001). Pede-se à pessoa testada que associe a cada fotografia um adjetivo que descreve um estado emocional ou cognitivo. Ela deve escolher a resposta correta entre quatro opções. Para cada fotografia, só uma resposta é correta. As fotos se referem a estados internos de diferentes valências emocionais: oito fotos correspondem a estados positivos, 12 a estados negativos e 16 a estados neutros. Para descartar um efeito do vocabulário de quem participava, a pessoa responsável pelo teste apresentava previamente a cada adolescente uma lista dos adjetivos usados. Uma breve definição de cada termo desconhecido era dada pela pessoa responsável pelo teste. Calculamos a proporção global de respostas corretas no teste (escore total no RMET), bem como proporções separadas de respostas corretas de acordo com a valência emocional de cada fotografia, isto é, nos itens de valência emocional positiva (escore positivo no RMET), neutra (escore neutro no RMET) ou negativa (escore negativo no RMET).

Análises estatísticas

As análises consistiram em testar diferentes modelos nos quais a evolução da AF no pós-parto predizia os diferentes escores no RMET em T5, controlando os escores de TdM em T4. No presente estudo, usamos uma abordagem de modelo de curva de crescimento latente para modelar a evolução da AF de T1 a T3. Os modelos de curva de crescimento latente são amplamente usados para estudar processos de desenvolvimento e de mudança em psicologia, pois permitem incluir diferenças tanto intra quanto interindividuais e modelar a mudança média em uma amostra, bem como as diferenças individuais nessa mudança (para uma visão geral, ver Bollen & Curran, 2006). Esse método consiste em especificar um modelo com duas variáveis latentes, os fatores Intercepto e Inclinação, que representam respectivamente o escore médio de partida e a magnitude média da mudança no escore de uma dada variável. A medida da “linha de base”, porém, não será estritamente equivalente à variável observada no primeiro momento em termos de distribuição, pois sua variância não vem apenas do primeiro momento, mas também dos momentos posteriores. O termo “linha de base” representa aqui o que é estável, em oposição ao que muda, isto é, o fator Inclinação (Singer & Willett, 2003). Neste estudo, as cargas fatoriais das variáveis observadas (AF em T1, T2 e T3) foram todas fixadas em 1 no fator Intercepto e, respectivamente, em 0, 0,4 e 1 no fator Inclinação, para modelar com exatidão a diferença de tempo entre os três momentos (modelo 1). Em seguida, para testar a influência da evolução da AF sobre as habilidades de cognição social em T5, especificamos modelos nos quais os escores no RMET em T5 eram regredidos sobre os fatores Intercepto e Inclinação, enquanto o escore total de TdM podia covariar com os fatores Inclinação e Intercepto, assim como com os escores no RMET. Testamos quatro modelos separadamente. Primeiro, para testar como a compreensão global das emoções no RMET se ligava à evolução da AF, testamos um modelo com o escore total no RMET como variável dependente (modelo 2). Depois, para investigar como a compreensão de emoções de valências diferentes poderia ser predita de modo diferente, testamos três modelos separados, com os escores nos itens positivos (modelo 3), neutros (modelo 4) e negativos do RMET (modelo 5) como variáveis dependentes. Como o fator Inclinação se mostrou fracamente relacionado aos escores no RMET e de TdM na estimação dos modelos 2 a 5 (ver detalhes na seção Resultados), testamos também modelos alternativos (2b, 3b, 4b e 5b) nos quais os caminhos que ligavam o fator Inclinação aos escores no RMET e de TdM foram restringidos a 0.

Avaliamos o ajuste dos modelos com base nos critérios habituais definidos por Hu e Bentler (1999): além de um qui-quadrado não significativo, modelos bem ajustados devem apresentar valores acima de 0,95 no índice de ajuste comparativo (CFI), abaixo de 0,08 na raiz do resíduo quadrático médio padronizado (SRMR) e abaixo de 0,06 na raiz do erro quadrático médio de aproximação (RMSEA). Os intervalos de confiança (IC) de 90% da RMSEA também deveriam, idealmente, incluir 0. Os modelos foram estimados com um estimador de máxima verossimilhança com informação completa. As análises foram realizadas com o IBM SPSS 25.0 e o Mplus versão 7.4. Observe-se que o Mplus estima valores de p separados para parâmetros não padronizados e padronizados, e optamos por relatar os valores de p dos parâmetros padronizados nos resultados da estimação de parâmetros.

Resultados

Estatísticas descritivas

As estatísticas descritivas de todas as variáveis estudadas estão na tabela 1. Quanto à AF, os escores totais médios nas FAAS foram comparáveis aos encontrados em outras amostras de famílias não clínicas (Favez et al., 2011). Quanto aos escores de TdM aos 4 anos e meio, as médias ficaram na faixa intermediária, o que é coerente com os dados da literatura sobre o desempenho médio de crianças de 4 a 5 anos em tarefas de crença falsa, segundo os quais crianças dessa idade acertam cerca de metade dos itens (Wimmer & Perner, 1983). Embora os escores totais no RMET aos 15 anos em nossa população adolescente tenham sido mais baixos do que os relatados na literatura em amostras não clínicas de adultos e estudantes, foram mais altos do que os relatados em amostras de adultos com transtornos autistas (Baron-Cohen et al., 2001). Curiosamente, a proporção de respostas corretas nos itens neutros foi um pouco menor que a proporção de respostas corretas nos itens positivos e negativos. As correlações entre as variáveis do estudo estão na tabela 2. A maioria das associações bivariadas entre as variáveis estudadas foi significativa, positiva e no sentido esperado. Houve correlações altas e significativas entre as três medidas de AF. Em contrapartida, houve mais correlações não significativas entre as medidas de cognição social. Primeiro, entre as medidas do RMET, somente os escores nos itens positivos e neutros se correlacionaram significativamente. Segundo, como esperado, o escore total de TdM em T4 se correlacionou significativamente com o escore total no RMET, assim como com o escore neutro no RMET. Em contrapartida, as correlações entre o escore total de TdM em T4, de um lado, e os escores positivo e negativo no RMET, de outro, não foram significativas.

A evolução da AF no pós-parto

A estimação do modelo 1, no qual especificamos um crescimento linear da AF dos 3 aos 18 meses, revelou um excelente ajuste desse modelo aos dados: χ² = 0,689, gl = 1, p = 0,407, CFI = 1,000, SRMR = 0,024, RMSEA = 0,000, IC de 90% [0,000; 0,353]. Quanto à estimação dos parâmetros, a média e a variância do fator Intercepto foram significativas (M = 13,15, p < 0,001, e S² = 22,46, p < 0,01). Esses resultados sugeriam que, em média, os escores familiares de linha de base eram maiores que 0 e que havia uma heterogeneidade significativa desses escores de linha de base da AF na amostra. A média do fator Inclinação também foi significativa (M = 2,41, p < 0,001), o que sugeria um aumento significativo de mais de 2 pontos nos escores familiares nas FAAS de T1 a T3. Esse aumento foi mais ou menos semelhante para todas as famílias, já que a variância do fator Inclinação não foi significativa (S² = 3,36, p = 0,82). Por fim, a correlação entre os fatores Inclinação e Intercepto não foi significativa (r = −0,25, p = 0,50), o que indicava não haver ligação entre a AF de linha de base e sua evolução de T1 a T3.

A AF no pós-parto e a TdM aos 15 anos

As informações sobre o ajuste de todos os modelos apresentados nesta seção e os respectivos índices de ajuste estão na tabela 3.

Predição do escore total no RMET

A estimação do modelo 2 (figura 1) mostrou que esse modelo estava, no geral, bem ajustado aos dados. Os índices de ajuste indicavam, no geral, um bom ajuste do modelo, com qui-quadrado não significativo, CFI acima de 0,95 e SRMR abaixo de 0,08, embora o valor da RMSEA estivesse um pouco alto demais. A estimação dos parâmetros mostrou que o fator Intercepto predizia um escore total mais alto no RMET (b = 1,317, β = 0,585, p < 0,001), ao passo que o fator Inclinação não estava significativamente relacionado ao escore total no RMET (b = 1,010, β = 0,234, p = 0,367). O escore total de TdM, incluído como covariável no modelo, se correlacionava significativamente com o fator Intercepto (r = 0,376, p = 0,015), mas não com o fator Inclinação (r = 0,038, p = 0,879) nem com o escore total no RMET (r = 0,236, p = 0,141). Para confirmar a nulidade das ligações entre o fator Inclinação e as variáveis de cognição social, especificamos um modelo alternativo (modelo 2b) no qual o peso de regressão que ligava o fator Inclinação ao escore total no RMET, assim como a covariância entre o fator Inclinação e o escore total de TdM, foram restringidos a 0. Os resultados mostraram que o ajuste do modelo 2b era melhor que o do modelo 2, com todos os índices de ajuste, inclusive a RMSEA, indicando um bom ajuste do modelo. Um teste de diferença de qui-quadrado entre os modelos 2 e 2b resultou em um qui-quadrado não significativo, o que confirmou que o modelo 2b deveria ser preferido e que as ligações entre o fator Inclinação e as duas variáveis de cognição social podiam, portanto, ser consideradas nulas.

Predição do escore positivo no RMET

A estimação do modelo 3 mostrou que esse modelo estava, no geral, bem ajustado aos dados. A maioria dos índices de ajuste indicava um bom ajuste do modelo, com qui-quadrado não significativo, CFI acima de 0,95 e SRMR abaixo de 0,08, embora o valor da RMSEA estivesse alto demais. A estimação dos parâmetros mostrou que o fator Intercepto predizia significativamente um escore positivo mais alto no RMET (b = 2,400, β = 0,547, p = 0,015), ao passo que o fator Inclinação não estava significativamente relacionado ao escore positivo no RMET (b = 3,713, β = 0,378, p = 0,410). O escore total de TdM se correlacionava significativamente com o fator Intercepto (r = 0,375, p = 0,016), mas não com o fator Inclinação (r = 0,035, p = 0,905) nem com o escore total no RMET (r = 0,102, p = 0,577). Como as ligações entre o fator Inclinação e as variáveis de cognição social não eram significativas, repetimos o procedimento adotado com os modelos 2 e 2b. Especificamos um modelo alternativo (modelo 3b) no qual o peso de regressão que ligava o fator Inclinação ao escore positivo no RMET, assim como a covariância entre o escore total de TdM e o escore positivo no RMET, foram restringidos a 0. Os resultados mostraram que o ajuste do modelo 3b era melhor que o do modelo 3, com todos os índices de ajuste, inclusive a RMSEA, indicando um bom ajuste do modelo. Um teste de diferença de qui-quadrado entre os modelos 3 e 3b resultou em um qui-quadrado não significativo, o que confirmou que o modelo 3b deveria ser preferido e que as ligações entre o fator Inclinação, de um lado, e os escores de TdM e o escore positivo no RMET, de outro, eram desprezíveis.

Predição do escore neutro no RMET

A estimação do modelo 4 trouxe resultados mistos quanto ao ajuste do modelo. Embora alguns índices sugerissem um bom ajuste, como um qui-quadrado não significativo e um CFI acima de 0,95, os valores do SRMR e da RMSEA estavam ambos um pouco altos demais e sugeriam um ajuste pior. A estimação dos parâmetros mostrou que o fator Intercepto predizia significativamente o escore neutro no RMET (b = 1,201, β = 0,456, p = 0,002), mas o fator Inclinação não (b = 0,953, β = 0,260, p = 0,158). O escore total de TdM se correlacionava significativamente com o fator Intercepto (r = 0,370, p = 0,014), mas não com o fator Inclinação (r = 0,024, p = 0,891), enquanto sua associação com o escore total no RMET se aproximava da significância (r = 0,284, p = 0,079). Como nos modelos 2 e 3, as ligações entre o fator Inclinação e tanto o escore total de TdM quanto o escore neutro no RMET eram fracas. O modelo alternativo (modelo 4b), no qual os caminhos que ligavam o fator Inclinação ao escore total de TdM (covariância) e ao escore neutro no RMET (peso de regressão) foram restringidos a 0, mostrou um ajuste aos dados um pouco melhor que o modelo 4, o que foi confirmado pela diferença de qui-quadrado não significativa entre os dois modelos. O ajuste global do modelo 4b, no entanto, ainda não era satisfatório, com os valores da RMSEA e do SRMR um pouco acima dos valores habituais de um bom ajuste.

Predição do escore negativo no RMET

A estimação do modelo 5 sugeriu, no geral, que o ajuste do modelo era correto: o qui-quadrado não foi significativo, o CFI ficou acima de 0,95 e o SRMR logo abaixo de 0,08. Como nos outros modelos, a RMSEA indicou um ajuste pior. A estimação dos parâmetros mostrou que nem o fator Inclinação nem o fator Intercepto estavam significativamente associados ao escore negativo no RMET (respectivamente b = −0,855, β = −0,207, p = 0,535, e b = 0,777, β = 0,256, p = 0,072), embora esta última ligação se aproximasse da significância. O escore total de TdM se correlacionava significativamente com o fator Intercepto (r = 0,377, p = 0,015), mas não com o fator Inclinação (r = 0,056, p = 0,800) nem com o escore total no RMET (r = 0,117, p = 0,548). Como nos outros modelos, sendo fracas as ligações entre o fator Inclinação e as demais variáveis, especificamos um modelo alternativo (modelo 5b), no qual os caminhos que ligavam o fator Inclinação ao escore total de TdM (covariância) e ao escore neutro no RMET (peso de regressão) foram restringidos a 0. Esse modelo mostrou um ajuste um pouco melhor que o do modelo 5. Um teste de diferença de qui-quadrado confirmou que o modelo 5b deveria ser preferido e que a influência do fator Inclinação podia, portanto, ser ignorada.

Discussão

No presente estudo, buscamos investigar as ligações entre o desenvolvimento das relações familiares no primeiro e no segundo ano de vida e a cognição social da criança na adolescência. Resultados anteriores mostraram que a qualidade das primeiras relações no pós-parto, medida em termos de AF como o grau de coordenação durante as interações mãe–pai–criança, predizia as capacidades de TdM da criança aos 4 anos e meio (Favez et al., 2012). Pretendíamos estender esses resultados testando a hipótese de que uma AF de melhor qualidade no pós-parto poderia predizer melhores desempenhos aos 15 anos em uma tarefa computadorizada que mede o reconhecimento de emoções, como índice de cognição social na adolescência e na idade adulta, controlando a TdM aos 4 anos e meio. Essas hipóteses foram parcialmente confirmadas.

O primeiro resultado principal do presente estudo foi que a AF predizia a capacidade de adolescentes de identificar e classificar estados emocionais em outras pessoas. Esse resultado sugere, em particular, que uma AF de melhor qualidade, caracterizada por maior coordenação, apoio e compartilhamento de afetos, poderia oferecer à criança um contexto para desenvolver competências como uma compreensão maior dos estados emocionais alheios, a capacidade de adotar a perspectiva do outro e, talvez, uma empatia maior. Além disso, as crianças com AF mais alta eram particularmente competentes na compreensão de estados emocionais positivos, enquanto sua maior capacidade de identificar emoções negativas apenas se aproximou da significância estatística. Considerando as características das AF de bom funcionamento mencionadas acima, é provável que as crianças dessas famílias vivenciem com mais frequência o compartilhamento de afetos positivos, o que pode explicar por que a AF esteve particularmente ligada ao reconhecimento de emoções positivas. Por outro lado, as figuras parentais em AF cooperativas também podem oferecer respostas mais ajustadas às emoções negativas das crianças e mostrar melhores capacidades de ajudar a criança a regular essas emoções, o que pode explicar a maior capacidade (embora não significativa no nível α = 0,05) dessas crianças de identificar emoções negativas. Quanto à identificação de expressões emocionais neutras, a estimação dos parâmetros mostrou uma possível ligação positiva semelhante com a AF. O ajuste do modelo que testava essa hipótese, contudo, foi um pouco mais duvidoso do que o dos modelos que prediziam a identificação de emoções positivas e negativas. As causas desse ajuste menor podem ser várias, incluindo o tamanho da amostra ou o fato de que as expressões emocionais neutras pareciam ser, em média, mais difíceis de identificar do que as expressões positivas e negativas para todo o grupo de adolescentes da amostra. Em todo caso, a associação positiva entre a AF e a capacidade de identificar expressões emocionais neutras deve ser considerada com cautela.

O segundo resultado principal deste estudo foi que somente a AF de linha de base, isto é, a parte estável da AF, e não sua evolução ao longo dos primeiros 18 meses, se mostrou ligada à cognição social aos 15 anos. Embora tenhamos encontrado um aumento significativo da AF dos 3 aos 18 meses, essa melhora não esteve ligada às competências posteriores de cognição social. Esse resultado implica que uma criança que enfrentou dificuldades relacionais precoces na família terá mais probabilidade de desenvolver habilidades de cognição social mais baixas do que uma criança que não enfrentou essas dificuldades precoces, mesmo que essas dificuldades tenham se resolvido nos meses seguintes.

Esses achados convergem com os de outros estudos, que já documentaram ligações entre as primeiras interações entre figura parental e criança e o desenvolvimento socioafetivo das crianças até a adolescência (Feldman, 2007a, 2007b, 2010; Pratt et al., 2017), embora a maioria deles tenha se concentrado na relação mãe–criança, ignorando o papel dos pais e de processos do grupo familiar como a aliança familiar. Embora a direção dessas ligações seja difícil de determinar, muitos trabalhos da área sugerem que as interações familiares podem afetar de forma decisiva a criança em várias áreas do desenvolvimento a longo prazo. O que permanece incerto é o momento da influência potencial de fatores relacionais como a AF. Primeiro, é possível que as primeiras relações familiares afetem diretamente estruturas ou funções primárias envolvidas na construção precoce da cognição social. Estudos com ressonância magnética funcional mostraram que muitas estruturas e regiões cerebrais, incluindo o sistema de neurônios-espelho (SNE; Mahy et al., 2014), as junções temporoparietais direita e esquerda, o córtex pré-frontal medial e o córtex cingulado posterior (para uma revisão, ver Schurz et al., 2014), estão envolvidas no desenvolvimento da cognição social. Embora ainda se debata quando essas estruturas (como o SNE) começam a se desenvolver, alguns trabalhos defendem que elas podem já estar ativas no bebê e até presentes ao nascer (Lepage & Théoret, 2007). O uso muito precoce, e amplamente documentado, da imitação pelos recém-nascidos poderia ser considerado evidência de um desenvolvimento muito precoce de estruturas (incluindo, possivelmente, o SNE) e de funções que antecedem as competências posteriores de cognição social. Nossos resultados podem sugerir que fatores relacionais talvez afetem o desenvolvimento dessas estruturas em um estágio precoce, e que as diferenças resultantes entre bebês podem persistir até a adolescência. Uma explicação alternativa, mas complementar, seria sugerir que as relações de nível familiar são, em média, qualitativamente estáveis, talvez até a adolescência, e que a cognição social na adolescência poderia estar associada à qualidade da AF na adolescência. Essa explicação é sustentada tanto por resultados anteriores que sugerem que a qualidade da AF é estável da gravidez aos 4 anos e meio (por exemplo, Favez et al., 2012) quanto pelo presente estudo, que mostrou que a estabilidade, e não a mudança, da AF nos primeiros 18 meses esteve ligada às competências de cognição social na adolescência. Estudos futuros que busquem confirmar essa hipótese deveriam incluir uma avaliação da AF na adolescência, com todos os desafios metodológicos que tal avaliação implicaria.

Os resultados do presente estudo devem ser interpretados à luz de certas limitações. Primeiro, é provável que os efeitos das primeiras interações triádicas no desenvolvimento da cognição social sejam impulsionados por terceiras variáveis que não consideramos no presente estudo. Por exemplo, é possível que algumas características inatas ou precoces das crianças, como o temperamento ou o desenvolvimento cognitivo inicial, influenciem tanto as primeiras interações familiares quanto o desenvolvimento posterior da cognição social. A influência das interações diádicas deveria ser considerada especificamente. De fato, o delineamento do nosso estudo não permitia concluir se os efeitos observados se deviam especificamente à qualidade da tríade mãe–pai–criança ou a um efeito de confusão das díades (mãe–criança e pai–criança) dentro das tríades. Na verdade, como estudos anteriores documentaram o papel das interações diádicas (mãe–criança) no desenvolvimento da cognição social das crianças, estudos futuros deveriam incluir avaliações tanto das interações diádicas (mãe–criança e pai–criança) quanto das triádicas (mãe–pai–criança), para separar a influência específica de cada “nível” relacional no desenvolvimento da cognição social. Segundo, do ponto de vista estatístico, a estimação de alguns dos nossos modelos resultou em valores de RMSEA acima do valor crítico de 0,06, geralmente considerado indicativo de ajuste correto (Hu & Bentler, 1999). O uso da RMSEA, porém, tem sido questionado, sobretudo na estimação de modelos com poucos graus de liberdade em amostras pequenas: nessas situações, avaliar o ajuste do modelo com base na RMSEA poderia levar à rejeição de muitos modelos corretos. Propôs-se, então, que a RMSEA fosse usada em conjunto com outros índices de ajuste e que nem sequer fosse considerada quando os outros índices, especialmente a estatística qui-quadrado, parecessem indicar um ajuste correto do modelo (Chen et al., 2008; Kenny et al., 2015). Terceiro, o tamanho da nossa amostra era pequeno, o que pode limitar a generalização dos resultados. Diante de uma possível falta de poder estatístico devida ao pequeno tamanho da amostra, optamos por testar modelos simples, com poucas covariáveis, para evitar um poder insuficiente. Não se sabe se nossos resultados teriam sido diferentes caso tivéssemos incluído mais covariáveis nos modelos, como variáveis de controle relativas ao nível socioeconômico e às características pessoais de quem participou. O tamanho da amostra, porém, oferecia poder suficiente para estimar um modelo básico que testasse nossas hipóteses. Além disso, considerando a duração do estudo e o grau de envolvimento exigido, sobretudo nas primeiras ondas de coleta de dados, avaliamos que manter cerca de 40 famílias envolvidas por mais de 15 anos já foi considerável. Ainda assim, nossos achados precisam ser confirmados em um estudo de maior escala. Quarto, em relação ao RMET, apesar do procedimento adotado antes do teste para evitar qualquer influência do vocabulário de quem participava, não há garantia de que esse viés tenha sido totalmente descartado. É possível, de fato, que parte do grupo adolescente não tenha pedido a definição dos termos que não compreendia, por um sentimento de vergonha possivelmente associado ao fato de pedir ajuda à pessoa responsável pelo teste.

Apesar dessas limitações, nosso estudo é um dos primeiros do gênero a mostrar ligações entre a qualidade das interações mãe–pai–bebê e as habilidades de cognição social medidas na criança mais de uma década depois, aos 15 anos. Adolescentes que haviam vivenciado interações mais coesas com as duas figuras parentais juntas nos primeiros 18 meses de vida eram mais hábeis em identificar estados emocionais em outras pessoas, em particular estados emocionais positivos. Não só concordamos com os trabalhos que afirmam que os bebês são, desde o início, seres sociais, como também defendemos, com base em nossos achados, que as primeiras experiências sociais moldam algumas das capacidades sociais, afetivas e cognitivas da criança que mais tarde lhe serão úteis para estabelecer relações sociais mais eficazes com os outros. Esses resultados podem ter implicações particulares para quem trabalha em contato próximo com pais, mães e bebês, sobretudo nos primeiros meses de vida. De fato, incentivar ou ajudar as famílias a estabelecer interações mais coesas, apoiadoras e emocionalmente positivas com o bebê desde o nascimento, não só quando cada figura parental está sozinha com a criança, mas também quando a família inteira está reunida, poderia ter efeitos positivos a longo prazo. Além disso, nossos resultados confirmam a necessidade de incluir os pais na pesquisa ou no trabalho clínico e de incluir as relações de nível familiar em nossos modelos de compreensão dos fatores de risco e de resiliência que influenciam a saúde mental do bebê.