164 Lidia Natalia Dobrianskyj Weber, Paulo Müller Prado, Olivia Justen Brandenburg e Ana Paula Viezzerprocedimento de back-translation, realizado porpessoas com proficiência em língua inglesa. Além des<strong>se</strong>processo de tradução, h<strong>ou</strong>ve certas adaptações aocontexto brasileiro. Após a realização de um pré-testeindividual com 20 crianças, os instrumentos foramaplicados em grupos contendo no máximo <strong>se</strong>te crianças.Análi<strong>se</strong> dos dados: O processo de verificação davalidade do CASQ no Brasil foi feito em diversas etapas.Após a tradução para a língua portuguesa, o CASQ foiFigura1: Dendograma – Hierarquical Cluster Analysis
Avaliação da validade do questionário de estilo de atribuição para crianças (CASQ) 165submetido a testes estatísticos para análi<strong>se</strong> da coerênciaestrutural do instrumento (Hierarquical Cluster) e daconsistência interna das dimensões (Alfa de Cronbach).A opção por aplicar a Análi<strong>se</strong> de Cluster sobre asvariáveis foi feita por <strong>se</strong>r a escala es<strong>se</strong>ncialmentequalitativa. Foi aplicado o Método de Agrupamento deWard com ba<strong>se</strong> em distâncias binárias euclidianas (Hair,Anerson, Tathan & Black, 1998). Por esta técnica,espera-<strong>se</strong> que os indicadores de uma dimensão fiquemagrupados num mesmo cluster (menores distâncias), eindicadores de dimensões diferentes estejam em gruposdiferentes (maiores distâncias). Ainda comocomplementação de verificação da estrutura interna decada dimensão, foi aplicado o Coeficiente Alfa deCronbach, como em Costa e cols. (2000).Por último, como mais uma forma de testar a validadedo CASQ, foi testada a validade concorrente, ao <strong>se</strong>estabelecer uma comparação entre o instrumento CASQe as escalas de Responsividade e Exigência. Esteprocedimento permitiu a avaliação da validade preditiva,havendo um resultado esperado: o de que escores maisaltos de otimismo estives<strong>se</strong>m associados ao estiloparental autoritativo, pois a literatura demonstra quefilhos de pais com este estilo <strong>se</strong> saem melhor em diversosaspectos (Lamborn, M<strong>ou</strong>nts, Steinberg & Dornbusch,1991; Steinberg, Lamborn, Darling, M<strong>ou</strong>nts, &Dornbusch, 1994; Steinberg, Darling & Fletcher, 1995;Aunola, Sattin & Nurmi, 2000).RESULTADOSAnáli<strong>se</strong> da coerência estrutural. Visandobuscar a confirmação da coerência estrutural das<strong>se</strong>is dimensões que compõem o Questionário deEstilo de Atribuição Comportamental de Crianças,todos os itens foram submetidos ao testeHierarquical Cluster. Este teste calcula a distânciaeuclidiana entre os grupos de itens. Desta forma,no dendograma, itens pertencentes a uma mesmadimensão deveriam estar nos mesmos ramos. AFigura 1 fornece a apre<strong>se</strong>ntação de como as 48questões agruparam-<strong>se</strong>.Através do dendograma, Figura 1, pôde-<strong>se</strong> analisarcomo as <strong>se</strong>is dimensões estão dispersas. Apenas o<strong>se</strong>ventos ruins e os eventos bons <strong>se</strong> agruparam, mas nãode forma homogênea. O que pôde demonstrar adiferença entre os eventos bons e os ruins foi a correlaçãoentre os escores totais (Total B e Total R) que <strong>se</strong>apre<strong>se</strong>nt<strong>ou</strong> negativa e significativa (r =-0,218; p < 0,001),além de muito baixa.Análi<strong>se</strong> da consistência interna. Foi calculado oAlfa de Cronbach de cada dimensão: 0,2905 para o<strong>se</strong>ventos ruins permanentes e 0,1405 para os bonspermanentes; 0,1006 para os eventos ruins difusos e0,1438 para os bons difusos; 0,3687 para os eventos ruinspessoais e 0,2114 para os bons pessoais. O total deeventos bons apre<strong>se</strong>nt<strong>ou</strong> um alfa de valor 0,3310, e ototal de eventos ruins, 0,2581. Todos os valore<strong>se</strong>ncontrados são de baixa confiabilidade, pois o alfa ébom quando maior que 0,80; entre 0,70 e 0,80 éconsiderado razoável; entre 0,60 e 0,70 é razoável parapesquisas básicas; abaixo de 0,60 é um valor ruim.Análi<strong>se</strong> concorrente. Testes adicionais foramrealizados para aprofundar a análi<strong>se</strong> das propriedadesmetrológicas do CASQ, conforme <strong>se</strong>rá mais bemexplicado adiante. <strong>Os</strong> dados do CASQ foram relacionadoscom dados das escalas de Exigência e Responsividade,as quais já foram validadas no Brasil para crianças (alfa0,65 para escala de exigência e alfa 0,76 para a escalade responsividade) (Weber & cols, 2002).Por meio da análi<strong>se</strong> de variância (Anova), pôde-<strong>se</strong>investigar <strong>se</strong> os estilos parentais relacionam-<strong>se</strong> com ograu de otimismo. A Tabela 1 apre<strong>se</strong>nta os resultadosdeste teste, <strong>ou</strong> <strong>se</strong>ja, as médias do escore de otimismoreferentes a cada estilo parental.Tabela 1: Valores médios de otimismo para cada estilo parentalcomparados pelo ANOVA e pelo teste de MúltiplasComparações de Tuckey.Ambos Pais MãesNegligentes 1,66 a 1,77 a 1,43 aAutoritários 2,44 2,72 1,75Permissivos 2,86 3,32 2,74Autoritativos 4,35 a 4,50 a 4,59 aF 6,736 6,068 8,681p < 0,001 < 0,050 < 0,001a = grupos que possuem diferença significativaA Tabela 1 demonstra como h<strong>ou</strong>ve diferençasignificativa (p < 0,05) na distribuição dos escores entreos estilos autoritativo e negligente, o que não ocorreupara os estilos autoritário e permissivo (p > 0,05). OPsicologia Escolar e Educacional, 2003 Volume 7 Número 2 161-170
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