Regional Coordination

Nesse estudo, foram utilizadas as mesmas escalas do primeiro estudo com o acréscimo do Questionário dos Valores Básicos. As escalas de atitudes frente à aposentadoria foram reduzidas.

Questionário dos Valores Básicos (QVB). Desenvolvido em língua portuguesa, é

formado por 18 itens que avaliam as seis subfunções valorativas de Gouveia (2012):

experimentação, realização, existência, suprapessoal, interativa e normativa. Nele o

participante indica o grau de importância que cada valor tem como um princípio-guia em sua vida, utilizando uma escala de resposta de sete pontos, variando de 1 =

Totalmente não importante a 7 = Extremamente importante. Medeiros (2011) apresenta

evidências de sua validade fatorial e consistência interna, avaliada por meio de confiabilidade composta acima de 0,60.

Quanto a análise dos dados, além dos testes utilizados no primeiro estudo, foi utilizado para a medida de atitudes frente á aposentadoria com método de Thurstone a análise Mokken (Mokken Scale Analisys – MSA). Trata-se de uma análise não

paramétrica, que busca verificar os pressupostos de homogeneidade monotônica e de monotonicidade dupla. Essa técnica busca principalmente os índices de escalonabilidade H de Löevinger (H para a escala total e Hs para cada item), considerando-se aceitáveis valores acima de 0,30 e Rho de Mokken, com valores ideais acima de 0,80 (Mokken & Lewis, 1982; Van Der Ark, 2007).

134 5.3. Resultados

Primeiramente, verificou-se a validade de construto das medidas, por meio de Análises Fatoriais Confirmatórias (AFC), posteriormente, foram averiguados os ajustes e os parâmetros dos itens por meio da Teoria de Resposta ao Item (TRI), por fim, é apresentado os correlatos valorativos das atitudes. A seguir, serão descritos separadamente os resultados dos parâmetros estimados pela TCT e pela TRI de cada uma das escalas utilizadas.

5.3.1. Escala de atitudes frente à aposentadoria: método Osgood (versão reduzida).

Com o propósito de verificar o ajuste ao modelo unifatorial (todos os itens saturando em um fator), procedeu-se uma Analise Fatorial Confirmatória (AFC). Os resultados desta análise é descrita na Tabela 19 a seguir.

Tabela 19. Indicadores de ajuste da escala de atitudes frente a aposentadoria, versão

reduzida (Método Osgood).

Modelo ²

(gl) GFI AGFI CFI

RMSEA (IC 90%) Atitudes frente à aposentadoria Uni fatorial 18,32 (9) 0,97 0,94 0,98 0,068 (0,02 – 0,11)

Notas: N = 785. ² = chi-quadrado, gl = graus de liberdade, GFI = Goodness-of-Fit Index, AGFI = Adjusted Goodness-of-Fit Index, CFI = Comparative Fit Index, RMSEA = Root-Mean-Square Error of Approximation, IC90% = Intervalo de Confiança de 90%.

De acordo com os resultados acima, observa-se que os valores do modelo hipotetizado (Unifatorial) apresentou bons índices de ajuste (χ2 /gl = 2,14, GFI = 0,97, AGFI = 0,94, CFI = 0,98 e RMSEA = 0,068), confirmando a estrutura unidimensional

135 para a escala. O indicador de consistência interna, calculado por meio do alfa de Cronbach (α), foi de α = 0,91.

Conforme apresentado na Tabela 20, as saturações (lambdas λ) para cada valor variam de 0,28 (artes e poder) a 0,85 (prestígio) e coeficiente médio de 0,50 com todos os índices diferentes de zero (z ≠ 0; z > 1,96, p < 0,05).

Tabela 20. Estimativas e razão crítica da escala reduzida de

atitudes frente a aposentadoria (método Osgood).

Estimativas (lambdas, )

Itens _padronizados Não Padronizados Razão Crítica _{(Teste z)}

Atitudes frente aposentadoria Item 1 1,00 0,69 Item 2 0,65 0,52 6,63* Item 3 0,53 0,31 4,06* Item 4 1,93 0,85 3,01** Item 5 1,83 0,76 2,97** Item 6 0,81 0,28 2,91**

Assim, deu-se prosseguimento a verificação do ajuste dos dados ao modelo de TRI, os valores χ2 _{das frequências dos padrões de resposta observados em relação às}

frequências preditas pelo modelo se situaram abaixo de 3,00, indicando bom ajuste dos dados a utilização da TRI. Também encontro-se um melhor ajuste ao modelo com parâmetro de discriminação variável (modelo não-forçado [unconstrained]) assumiu o melhor ajuste [χ2 (21) = 249,28; p < 0.001].

Sendo assim, deu-se prosseguimento as análises de TRI. A média do limiar de resposta (j1) foi de -2,27 (DP = 0,27) e a do j4 foi de 0,01 (DP = 0,23). Quanto à discriminação, a média foi de 3,13 (DP = 0,53), a menor discriminação foi de 2,30 (Item 5. Frustrada – Respeitável) e a maior foi de 3,83 (Item 4. Desagradável – Agradável). Realizou-se ainda um teste de Mann-Whitney com significância Monte

136 Carlo baseado em 1000 tabelas e intervalo de confiança de 99%, para verificar se existia diferença de discriminação dos itens da escala entre o primeiro e segundo estudo. Os resultados não encontraram nenhuma evidência de efeito significante entre as pontuações [p = 0,49; IC 99% (LI - 0,48) (LS - 0,50)], sugerindo que não há variância dos parâmetros de discriminação entre os estudos (Tabela 21).

Como entre o primeiro e o segundo estudo foi feito uma redução no número de alternativas de resposta dos itens de sete para cinco, não foi possível realizar o mesmo procedimento para os limiares de resposta, porém os parâmetros de discriminação estão relacionados com os limiares, então se pode considerar que também não houve muita variância entre as pontuações dos limiares entre os estudos.

Tabela 21. Descrição dos limiares de resposta e da discriminação dos itens da escala de

atitudes, versão reduzida (métoto Osgood).

j1 j2 j3 j4 a Item1 -2,23 -1,92 -0,95 -0,01 3,08 Item2 -1,94 -1,69 -0,68 0,11 3,60 Item3 -2,34 -1,65 -0,51 0,42 2,93 Item4 -2,13 -1,78 -0,93 -0,04 3,83 Item5 -2,77 -2,21 -1,22 -0,19 2,30 Item6 -2,24 -2,03 -1,18 -0,22 3,09 Média -2,27 -1,88 -0,91 0,01 3,13* DP 0,27 0,21 0,27 0,23 0,53 Mínimo -2,77 -2,21 -1,22 -0,22 2,30 Maximo -1,94 -1,65 -0,51 0,42 3,83

* Não houve diferença significante entre as médias das discriminações do 1º e 2º estudo.

As Curvas Característica dos itens 4 e 5 demonstram que mesmo tendo sido retirada duas alternativas de resposta durante a redução da medida, ainda existe uma opção (alternativa 2) que parece não oferecer muita variabilidade para o item (Figura 12).

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Item 4 Item 5

Figura 12. CCI dos itens 4 e 5, de versão reduzida da escala

de atitudes (método Osgood).

A próxima tabela apresenta os resultados da informação dos itens (Tabela 20). O teste apresentou média de informação dos itens de 8,78 (DP= 2,11) para o intervalo de - 3 a +3 DP, que representa 80,9% da informação oferecida pelo teste.

Tabela 22. Descrição da informação psicométrica dos itens da escala de

Atitudes, versão reduzida (método Osgood).

Informação* Percentual de informação* Informação

Item 01 8,5 97,02 8,76 Item 02 10,35 10,35 10,43 Item 03 8,82 96 9,19 Item 04 11,55 98,88 11,68 Item 05 5,39 86,22 6,26 Item 06 8,06 96,78 8,33 Média 8,78 80,87 9,10 DP 2,11 34,83 1,85 Mínimo 5,39 10,35 6,26 Máximo 11,55 98,88 11,68

* Valores para o intervalo de teta de -3 a +3 desvios padrões da curva normal padrão do theta.

As curvas de informação do item apresentadas na Figura 13, mostram que o item 4 e 5 apresentam informação mais confiável no intervalo de -3 a -1,5 desvio padrões do

theta. -4 -2 0 2 4 0 .0 0 .2 0 .4 0 .6 0 .8 1 .0 Título Ability P ro b a b il it y 1 2 3 4 5 -4 -2 0 2 4 0 .0 0 .2 0 .4 0 .6 0 .8 1 .0 Título Ability P ro b a b il it y 1 2 3 4 5

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Item 4 Item 5

Figura 13. Curva de informação dos itens 4 e 5 da versão

reduzida da escala de atitudes (método de Osgood)