Questionário de Avaliação do Clima Familiar
O instrumento utilizado nesta investigação para a avaliação do clima familiar foi a
Family Environment Scale (FES; Moos & Moos, 1994). A FES tem subjacente uma
perspectiva ecológica do desenvolvimento e, conceptualmente determina o clima familiar pelas relações interpessoais existentes entre os membros da família, o crescimento pessoal e a manutenção do sistema familiar – que são a base organizacional da família (Moos, 1974, 1986, 1994). Na sua forma original a escala é constituída por 90 itens divididos em 10 sub- escalas, cada uma com 9 itens: a sub-escala da coesão, a sub-escala da expressividade, a sub-escala do conflito (dimensão das relações), a sub-escala da independência, a sub- escala da orientação para o sucesso, a sub-escala de orientação intelectual e/ou cultural, a sub-escala de orientação recreativa, a sub-escala de ênfase moral (dimensão do crescimento pessoal) e a sub-escala de organização, a sub-escala de controlo (dimensão da manutenção do sistema familiar). Exemplos de alguns itens destas escalas, que foram incluídos no nosso estudo são: “Dedicamos muito tempo e atenção uns aos outros” (Coesão/Expressividade), “Na minha família as pessoas costumam trocar ideias sobre vários assuntos” (Orientação para actividades Intelectuais, Culturais ou Recreativas) e “Na minha casa as regras são para se cumprir” (Organização/Controle).
Diferentes investigações que usaram este instrumento de avaliação desde a sua primeira publicação, revelam médias e desvios-padrão de acordo com os valores reportados no manual da escala (Moos, 1990; Munet-Vilaró & Egan, 1990; Rey et al., 1997). Na generalidade, as sub-escalas da FES mostram existir uma relativamente satisfatória consistência interna (.61 - .78) e estabilidade ao longo do tempo quando aplicada em amostras diversas, quer com populações juvenis quer com populações de adultos. Há, no entanto, algumas sub-escalas que apresentam níveis pouco satisfatórios de consistência interna, com valores abaixo de .70 (.61 – sub-escala do conflito; .64 – sub-escala da orientação para o sucesso; .67 – sub-escala de orientação recreativa; .69 – sub-escala da expressividade). Com efeito, apesar de se considerar que este instrumento tem um quadro teórico coerente, uma revisão atenta da literatura sugere falta de consenso no que diz respeito à estrutura factorial e qualidades psicométricas da escala (Roosa & Beals, 1990; Boyd et al., 1997). Razões de ordem contextual podem estar implicadas, pelo menos em parte da justificação para a replicação da estrutura do instrumento. Para além disso o instrumento foi revisto e foram aprofundados estudos de análise factorial exploratória e
confirmatória, análise do poder discriminante de cada item, procurando-se equilibrar critérios de ordem conceptual e de ordem psicométrica.
Apesar de apresentar uma estrutura factorial diferente da estrutura da escala original, a FES foi já utilizada com sucesso na população portuguesa em 1995 (Santos & Fontaine, 1995) e ainda num recente estudo empírico com adolescentes e jovens da população portuguesa, no qual os valores de consistência interna da sub-escala coesão/expressividade foi de .87, da sub-escala de orientação intelectual/cultural/recreativa foi de .80 e da sub- escala de organização/controle foi de .72 (Gonçalves, 2006). Assim, apesar da falta de consenso na literatura quer em relação à estrutura factorial quer em relação aos valores
alpha de Cronbach, optámos por usar este instrumento depois de termos tido alguns
cuidados de adaptação, tais como a modificação da escala de seis para sete pontos de tipo
Likert em virtude de se procurar homogeneizar o formato das respostas, a escolha criteriosa
dos itens em função das saturações e as alterações feitas em alguns itens após a reflexão falada.
Concluindo, o instrumento usado no presente estudo é constituído por três sub- escalas que avaliam as três dimensões consideradas relevantes para o clima familiar, ou seja, a dimensão da relação, a dimensão do crescimento pessoal e a dimensão da manutenção do sistema familiar (Quadro 4). Assim, optámos por utilizar as escalas de avaliação da coesão e expressividade existentes entre os membros da família (C/E, 4 itens), a orientação para actividades intelectuais, culturais ou actividades recreativas (O/I, 4 itens) e a organização e controle de funcionamento que permite a regulação do sistema familiar (O/E, 5 itens). Os itens pertencentes à escala O/I (2) e O/C (4) são pontuados pela ordem inversa. A razão que justifica o facto de termos sub-escalas com poucos itens pode ter efeitos ao nível da consistência interna (a medida do alpha de Cronbach é sensível ao número de itens de uma escala) mas, dada a inconsistência científica em redor da utilização da escala, o nosso propósito foi o de usar apenas os itens com boa saturação na estrutura factorial proposta por Gonçalves (2006) – realizada no contexto português e junto de jovens adolescentes, estudantes da mesma faixa etária – e, simultaneamente, restringirmo-nos às dimensões estritamente necessárias para os nossos objectivos de estudo.
QUADRO 4.
Itens do Questionário de Avaliação do Clima Familiar (FES; Moos & Moos, 1994)
Coesão/ Expressividade Orientação intelectual/ cultural/recreativa Organização/ Controlo Dedicamos muito tempo e atenção uns aos outros.
As pessoas da minha família gostam de aprender coisas nos tempos livres.
Na minha casa as regras são para se cumprir.
Sentimo-nos muito unidos na minha família.
Em minha casa vemos mais televisão do que lemos.
Em minha casa as coisas são feitas sempre da mesma maneira.
Contamos uns aos outros os nossos problemas pessoais.
Quando não estão a trabalhar as pessoas da minha família gostam de fazer coisas para se distraírem. Existem muitas regras na minha família. Podemos realmente contar uns com os outros na minha família.
Na minha família as pessoas costumam trocar ideias sobre vários assuntos. Ser pontual é muito importante na minha família. Na minha família podemos fazer o que nos der na cabeça.
Análise Factorial Exploratória
Como já vimos nas questões discutidas nos capítulos teóricos anteriores, o clima familiar é um conceito de amplo âmbito na investigação e vastas utilizações. Porém, no nosso caso, queríamos abordar a questão do contexto de família em relação às oportunidades de participação dos jovens e, nesse sentido, averiguar se este pode realmente ser um contexto facilitador. Assim, precisávamos de perceber que factores concorrem para aí. Portanto, com o objectivo de verificar se a estrutura inicial de 3 factores que estávamos a prever (coesão/expressividade – C/E –, orientação para actividades intelectuais, culturais ou recreativas – O/I – e organização/controle – O/C –) se adequa aos nossos dados, fez-se uma análise factorial exploratória, sem se fixar o número de factores a extrair. O método de extracção utilizado foi o de máxima verosimilhança (Jöreskog & Sörbom, 1993)e o método de rotação usado foi o de rotação ortogonal varimax.
Na extracção dos factores foram considerados os seguintes critérios: a análise do gráfico scree (scree plot); a maximização da variância total explicada; e ainda critérios interpretativos consistentes com a teoria subjacente ao questionário. A eliminação dos itens, com vista à aproximação de uma estrutura factorial mais parcimoniosa, segue os seguintes critérios: o poder discriminativo dos itens (a concentração de uma percentagem superior a 60 % numa só alternativa de resposta); níveis de saturação inferiores a .40 (Tabachnick & Fidell, 1996); a correlação simultânea com dois factores; ausência da contribuição do item para o aumento da consistência interna.
Foi calculado o teste de KMO e o teste de esferacidade de Bartlett; o primeiro teve o valor de .88 e o segundo apresentou-se com valor significativo (p<.001). Em relação à estrutura factorial do instrumento, conforme quadros que a seguir se apresentam, pode verificar-se que encontrámos uma estrutura a saturar apenas num factor acima do valor de corte (Figura 4). O factor explica 53 % da variância total, um valor muito satisfatório, e apresenta bons níveis de consistência interna (.842 – factor 1 com 7 itens) (Quadro 5). Neste factor encontram-se os quatro itens da dimensão coesão/expressividade (C/E) e três itens da dimensão de orientação para actividades intelectuais, culturais ou recreativas (O/I) da estrutura inicialmente prevista e que avaliam a união/coesão afectiva e comportamental existente entre os elementos da família. A estrutura final é apresentada no Quadro 6. Assim, sete itens saturam num factor, todos com poder discriminativo, com pontos de saturação acima dos .40 (entre .504 e .808) e a correlacionar apenas com um factor. De fora desta estrutura ficaram os itens que contribuíam para baixos níveis de consistência interna (item 2 do factor O/I e itens 1, 2, 3, 4 e 5 do factor O/C). Em relação à interpretação dos resultados convém referir que os itens que saturam neste factor se encontram teoricamente relacionados na medida em que uns avaliam o nível de percepção de coesão da família e outros avaliam a existência de actividades e interesses conjuntos entre os membros da família que demonstrem essa coesão e, talvez por isso, parece poder dizer-se que se reveste de sentido teórico-empiríco a estrutura factorial encontrada, que definimos como medida de coesão familiar.
QUADRO 5.
Valores de variância total explicada para o Questionário de Avaliação do Clima Familiar
Factor Eigenvalues Iniciais
Somas dos quadrados das saturações após rotação
Total % da Variância % Cumulativa Total % da Variância % Cumulativa
1 3,681 52,583 52,583 3,681 52,583 52,583 2 ,784 11,204 63,786 3 ,693 9,904 73,690 4 ,571 8,157 81,847 5 ,525 7,497 89,345 6 ,441 6,305 95,649 7 ,305 4,351 100,000
QUADRO 6.
Matriz dos Factores (a) para o Questionário de Avaliação do Clima Familiar
Factores
Dimensões/Itens 1
C/E – 3 Na minha família, dedicamos muito tempo e
atenção uns aos outros. ,823
C/E – 2 Sentimo-nos muito
unidos na minha família. ,820
O/I – 3 Na minha família as pessoas costumam trocar
ideias sobre vários assuntos. ,738
C/E – 4 Na minha família contamos uns aos outros os
nossos problemas pessoais. ,720
C/E – 1 Podemos realmente contar uns com os outros na
minha família. ,717
O/I – 1As pessoas da minha família gostam de aprender
coisas nos tempos livres. ,631
O/I – 4 Quando não estão a trabalhar, as pessoas da minha
família gostam de fazer coisas
para se distraírem. ,598
Método da Extracção: Máxima Verosimilhança. (a) 1 factor extraído.
FIGURA 4.
Gráfico scree dos factores para o Questionário de Avaliação do Clima Familiar
Consistência interna
A consistência interna do instrumento unifactorial que aqui se apresenta foi avaliada conforme o cálculo do coeficiente alpha de Cronbach e está de acordo com a perspectiva teórica e prévia adaptação do instrumento de Gonçalves (2006). Segundo muitos autores o valor de .80 (Clark & Watson, 1995; Gliem & Gliem, 2003) ou mesmo de .70 (Santos, 1999) será o objectivo razoável a atingir. Na generalidade, em cada uma das quatro amostras da investigação, os valores de consistência interna são bastante satisfatórios (Quadro 7), com excepção de alguns itens que tiveram de ser eliminados, pois a sua inclusão diminuía o
alpha de Cronbach, prejudicando a consistência interna da escala (“Em minha casa vemos
mais televisão do que lemos”, por exemplo).
No factor coesão familiar encontramos 7 itens que avaliam a dimensão da relação familiar isto é, o grau de coesão entre os membros de uma mesma família na realização de actividades e de expressividade existente entre os mesmos, representando em que medida a família se encontra coesa.
Número de Factores 7 6 5 4 3 2 1 E ig e n v a lu e s o u A u to v a lo re s 4 3 2 1 0 Scree Plot
QUADRO 7.
Valores de alpha de Cronbach do factor clima familiar para as 4 amostras
FES
FES1 FES2 FES3 FES4
Número de itens 7 7 7 7 Alpha de Cronbach .80 .82 .89 .90
Poder discriminativo dos itens
A análise ao poder discriminativo dos itens demonstra que, nos quatro momentos de avaliação, apenas um item teve uma concentração de resposta acima dos 50% (item 1 da sub-escala C/E com 51,2% das respostas totais, na segunda amostra do estudo). Esta constatação não constituiu uma surpresa para nós, na medida em que é natural que a maioria dos adolescentes portugueses responda “Concordo totalmente” perante a afirmação “Podemos realmente contar uns com os outros na minha família”, pois para lá do processo de individuação o jovem continua a ter relações próximas e significativas com os pais e outros elementos da fratria familiar. Globalmente, esta análise aos itens revelou que a variabilidade de respostas está a ser assegurada pelo formato de resposta privilegiado no questionário usado no estudo – a escala de Likert de sete pontos.
Análise Factorial Confirmatória
Para testar a estrutura encontrada através da análise factorial exploratória da primeira amostra foram feitas análises factoriais confirmatórias com as restantes amostras. A análise confirmatória revelou valores de ajustamento e índices de saturação adequados. São apresentados os valores de estimativas estandardizadas. Na medida em que sabemos já que algumas variáveis dos nossos dados violam o princípio da normalidade, usámos uma correcção para a não normalidade. Correlacionámos os erros e1-e2 (sugestão do próprio programa estatístico EQS 6.1) e ainda os erros e9-e6 e encontrámos soluções satisfatórias (Quadro 8).
Note-se que os modelos finais são todos muito semelhantes, sem variações nos diferentes momentos de recolha dados, conforme é possível verificar nas figuras e quadros seguintes (Figura 5; Quadro 8; Figura 6; Quadro 9; Figura 7; Quadro 10).
O factor apresenta saturações entre .51 e .80 na segunda amostra, entre .58 e .86 na terceira amostra e entre .49 e .83. Apesar de as saturações não serem muito elevadas, são satisfatórias e permitem confirmar a estrutura factorial do instrumento utilizado que não é, no entanto, coincidente com a proposta dos autores. Atente-se que já tínhamos chamado a
atenção para as evidências presentes na literatura sobre a impossibilidade de replicação da estrutura proposta no manual do instrumento (Roosa & Beals, 1990; Boyd et al., 1997).
FIGURA 5.
Modelo de Análise Factorial Confirmatória do Questionário de Avaliação do Clima Familiar (2ª amostra)
QUADRO 8.
Índices de ajustamento para o modelo de clima familiar (2ª amostra)
Índices
Modelo χ² gl CFI GFI AGFI SRMR RMSEA 1. 1º Modelo (Com correcção de normalidade) 87.45 13 .97 .97 .94 .03 .07 2. 2º Modelo (Erro correlacionado E1-E2) 47.15 12 .99 .99 .97 .02 .05 3. 3º Modelo (Erro correlacionado E9-E6) 26.99 11 .99 .99 .98 .01 .04 Nota: χ²: Teste de Qui-quadrado; gl: graus de liberdade; CFI:Índice de Ajustamento Comparativo; GFI: Bondade de Ajustamento; AGFI: Bondade de Ajustamento “Ajustada”; SRMR: Raiz Quadrada Residual Estandardizada; RMSEA: Erro de Aproximação à Raiz Quadrada Média
E9* CE1 CE2 CE3 CE4 OI1 OI3 OI4 FAM E1* E2* E3* E4* E6* E8* 0.62* 0.79 0.74* 0.67 0.80 0.60 0.67* 0.74 0.57* 0.82 0.68* 0.73 0.51* 0.86 0.12* 0.30* 0.12*
FIGURA 6.
Modelo de Análise Factorial Confirmatória do Questionário de Avaliação do Clima Familiar (3ª amostra)
QUADRO 9.
Índices de ajustamento para o modelo de clima familiar (3ª amostra)
Índices
Modelo χ² gl CFI GFI AGFI SRMR RMSEA 1. 1º Modelo (Com correcção de normalidade) 89.87 13 .97 .96 .91 .03 .09 2. 2º Modelo (Erro correlacionado E1-E2) 38.21 12 .99 .98 .96 .02 .06 3. 3º Modelo (Erro correlacionado E9-E6) 28.99 11 .99 .99 .97 .02 .05 Nota: χ²: Teste de Qui-quadrado; gl: graus de liberdade; CFI:Índice de Ajustamento Comparativo; GFI: Bondade de Ajustamento; AGFI: Bondade de Ajustamento “Ajustada”; SRMR: Raiz Quadrada Residual Estandardizada; RMSEA: Erro de Aproximação à Raiz Quadrada Média
E9* CE1 CE2 CE3 CE4 OI1 OI3 OI4 FAM E1* E2* E3* E4* E6* E8* 0.76 0.65 0.86* 0.51 0.86* 0.51 0.79* 0.62 0.59* 0.81 0.71* 0.71 0.58* 0.81 0.38* 0.38* 0.40*
FIGURA 7.
Modelo de Análise Factorial Confirmatória do Questionário de Avaliação do Clima Familiar (4ª amostra)
QUADRO 10.
Índices de ajustamento para o modelo de clima familiar (4ª amostra)
Índices
Modelo χ² gl CFI GFI AGFI SRMR RMSEA 1. 1º Modelo (Com correcção de normalidade) 95.75 14 .94 .94 .87 .05 .11 2. 2º Modelo (Erro correlacionado E1-E2) 75.56 13 .97 .96 .92 .04 .09 3. 3º Modelo (Erro correlacionado E9-E6) 41.56 12 .98 .98 .95 .03 .06 Nota: χ²: Teste de Qui-quadrado; gl: graus de liberdade; CFI:Índice de Ajustamento Comparativo; GFI: Bondade de Ajustamento; AGFI: Bondade de Ajustamento “Ajustada”; SRMR: Raiz Quadrada Residual Estandardizada; RMSEA: Erro de Aproximação à Raiz Quadrada Média
0.29* 0.32* E9* CE1 CE2 CE3 CE4 OI1 OI3 OI4 FAM E1* E2* E3* E4* E6* E8* 0.74 0.67 0.78* 0.63 0.83* 0.55 0.67* 0.74 0.62* 0.79 0.71* 0.71 0.49* 0.87 0.29* 0.32*
Questionário de Avaliação do Clima de Sala de Aula
A Constructivist Learning Environment Survey (CLES; Taylor et al., 1997) foi o instrumento de auto-relato que nos permitiu avaliar as percepções dos adolescentes em relação às características do clima de sala de aula. Em termos conceptuais os conteúdos dos itens deste instrumento são baseados numa visão construtivista que enfatiza o papel dos estudantes como co-construtores do conhecimento e desenvolvido a partir da perspectiva do construtivismo crítico (Taylor, 1996) que reconhece a existência de constrangimentos sociais e culturais na actividade de construção do ambiente pelo estudante individual (Taylor, Fraser & Fisher, 1997; Aldridge, Fraser & Taylor, 2000). Assim, a primeira versão do questionário (Taylor, Fraser & White, 1994) é constituída por 28 itens e quatro sub-escalas: relevância pessoal (“Consigo compreender melhor o mundo fora da escola”), incerteza (“Aprendo que a ciência não pode dar respostas perfeitas para os problemas”), voz crítica (“Não há problema em perguntar ao professor: porque temos de
aprender isto?”) e negociação entre estudantes (“Explico as minhas ideias aos outros
alunos”). A versão original do instrumento foi revista e esta segunda versão é constituída por 30 itens dispersos por cinco sub-escalas (seis itens por cada escala), quatro das quais já apresentadas e ainda a sub-escala do controlo partilhado (“Ajudo o professor a decidir as actividades que vou fazer”) (Taylor, Fraser & Fisher, 1997).
QUADRO 11.
Itens do Questionário de Avaliação do Clima de Sala de Aula (CLES; Taylor et al., 1997)
Relevância Pessoal Incerteza Voz Crítica Negociação entre
Estudantes
Controlo Partilhado Consigo compreender
melhor o mundo fora da escola. Aprendo que o conhecimento de hoje é diferente do conhecimento de outros tempos. Não há problema em perguntar ao professor:”porque temos de aprender isto?”
Peço aos outros alunos para explicarem as suas ideias.
Ajudo o professor a decidir sobre o tempo que gasto nas actividades. Aprendo coisas
interessantes sobre o mundo fora da escola.
Aprendo que a ciência não pode dar respostas perfeitas para os problemas.
Posso perguntar ao professor coisas sobre a forma como ensina.
Os outros alunos pedem-me para explicar as minhas ideias. Ajudo o professor a decidir as actividades que vou fazer. O que aprendo não tem
nada a ver com a minha vida fora da escola.
Aprendo que o conhecimento mudou ao longo do tempo.
Posso dar a minha
opinião. Os outros alunos explicam-me as suas ideias.
Ajudo o professor a avaliar-me.
Aprendo coisas sobre o mundo fora da escola.
Aprendo que o conhecimento é influenciado pelos valores e opiniões das pessoas.
Posso falar de coisas que dificultam a minha aprendizagem.
Tenho oportunidade de falar com os outros alunos sobre a matéria.
Ajudo o professor a planear o que vou aprender.
Quando aprendemos coisas novas começamos com problemas sobre o mundo fora da escola.
Aprendo sobre as formas diferentes como o conhecimento é usado por pessoas noutras culturas.
Posso falar e defender os meus direitos.
Falo com os outros alunos sobre como resolver problemas da escola. Ajudo o professor a decidir se estou a aprender bem. Aprendo como as matérias podem ser parte da minha vida fora da escola.
Aprendo que a ciência é sobre inventar regras.
Posso-me queixar quando as actividades são confusas.
Explico as minhas ideias aos outros alunos.
Ajudo o professor a decidir que actividades são melhores para mim.
As qualidades psicométricas do instrumento suportam a sua validade, indicando a existência, na globalidade, de uma elevada consistência interna em dois níveis diferentes de análise – a média do indivíduo e da turma – com valores compreendidos entre .70 e .89 e entre .82 e .95, respectivamente. No entanto a escala da incerteza é a que apresenta o nível de consistência interna médio mais baixo (.72), o que não deixa de ser um nível satisfatório do alpha de Cronbach. Fica ainda demonstrado que existe uma relação positiva entre as atitudes dos estudantes e as suas percepções do ambiente de aprendizagem. Tal relação é mais forte entre as três escalas de relevância pessoal (r=0.55), negociação entre estudantes (r=0.49) e controlo partilhado (r=0.42).
O formato de resposta do instrumento é o da escala de Likert de cinco pontos (5= Quase sempre, 4= Muitas vezes, 3= Algumas vezes, 2= Raramente, 1= Quase nunca), de modo a obter-se medidas das percepções dos estudantes acerca da frequência da ocorrência de cada dimensão do estudo. No nosso estudo decidiu-se transformar a escala de Likert de cinco pontos para uma escala de resposta Likert de sete pontos, de modo a permitir uma maior variabilidade de respostas e com a intenção de se uniformizar o formato de resposta. O item 3 da escala de relevância pessoal tem uma ordem inversa de resposta.
Em suma, de acordo com a perspectiva teórica subjacente à avaliação do clima de sala de aula (Taylor, Fraser & Fisher, 1997) e depois dos procedimentos gerais de adaptação efectuados, neste estudo optou-se por integrar 3 dimensões: relevância pessoal com seis itens, voz crítica com cinco itens e negociação entre estudantes com seis itens.
Consistência interna
Em termos globais, a análise da consistência interna da escala de avaliação do clima de sala de aula (CLES), teoricamente definida por Taylor, Fraser & Fisher (1997), revelou valores de alpha razoavelmente satisfatórios para as três dimensões, ao longo dos quatro momentos de observação. Assim, como se demonstra no quadro 13 a análise realizada serve essencialmente para confirmar as qualidades psicométricas do referido instrumento, com valores de consistência interna não muito diferentes dos encontrados em estudos anteriores.
Foram eliminados dois itens da sub-escala RP (Relevância Pessoal) e dois itens da sub-escala VC (Voz Crítica) pois a sua inclusão diminuía o alpha de Cronbach, prejudicando a consistência interna das escalas (“Consigo compreender melhor o mundo fora da escola”, “Quando aprendemos coisas novas começamos com problemas sobre o mundo fora da escola” e “Nas aulas, posso falar de coisas que dificultam a minha aprendizagem”, “Não há problema em perguntar ao professor: “porque temos de aprender isto?”, respectivamente).
A primeira dimensão (nº de itens = 4) avalia a relação da aprendizagem escolar com