Contributions to the validation of a short version of the marlowe-crowne social desirability scale with portuguese adolescents
Pedro Pechorro1, Rui Xavier Vieira1, Carlos Poiares2, João Marôco1
1 Faculdade de Medicina da Universidade de Lisboa
2 Universidade Lusófona de Humanidades e Tecnologias
Endereço para Correspondência
RESUMO
A presente investigação teve como objectivo fornecer alguns contributos para a validação duma versão curta da Escala de Desejabilidade Social de Marlowe-Crowne (MCSDS) elaborada por Ballard (1992; MCSDS-SF). Recorrendo a 760 adolescentes de ambos os sexos divididos em amostra forense (n = 250) e amostra escolar (n = 510) foram demonstradas algumas propriedades psicométricas que na generalidade justificam a sua utilização na população portuguesa adolescente escolar e forense, nomeadamente a nível de validade factorial, consistência interna, estabilidade temporal, validade discriminante e validade divergente. Não foram encontradas diferenças estatisticamente significativas entre os grupos masculino e feminino.
]]> Palavras-chave: Avaliação, Desejabilidade social, Validação.
ABSTRACT
The purpose of the present study was to present some contributions to the validation of a short version of the Marlowe-Crowne Social Desirability Scale (MCSDS) constructed by Ballard (1992; MCSDS-SF). With a total of 760 youths of both genders divided in a forensic sample (n = 250) and a community sample (n = 510) we were able to demonstrate some psychometric properties that justify its use with the Portuguese adolescent general and forensic populations, namely in terms of factorial validity, internal consistency, temporal stability, discriminant validity and divergent validity. No statistical significant differences regarding scale scores were found between the male and female groups.
Key words: Assessment, Social desirability, Validation.
INTRODUÇÃO
A Escala de Desejabilidade Social de Marlowe-Crowne (Marlowe-Crowne Social Desirability Scale – MCSDS; Crowne & Marlowe, 1960; Johnston, Wright & Weinman, 1995) é uma escala constituída por 33 itens dicotómicos (Verdadeiro/Falso) com o objectivo de avaliar a tendência que certas pessoas têm em apresentar as suas qualidades de forma inflacionada ou exagerada, minimizando simultaneamente as suas fraquezas, i.e., tentam apresentar-se a si próprias como estando dentro dos ideais das normas da sua sociedade.
Não tardou muito para que se investigasse a estrutural factorial da MCSDS e surgissem versões curtas. Strahan e Gerbasi (1972), utilizando uma amostra constituída por 361 estudantes, efectuaram uma análise de componentes principais aos 33 itens da MCSDS que levou à obtenção de dois factores, cada um com dez itens, designados X1 e X2. A consistência interna destes dois factores variou entre .28 e .54 nos vários estudos de validação que os autores efectuaram.
Reynolds (1982), por sua vez, utilizando uma amostra de 608 estudantes universitários, efectuou também uma análise de componentes principais e as correlações dos itens com o total da escala. O autor identificou três factores, que designou por A, B e C, cada um deles com respectivamente 11 itens, 12 itens e 13 itens. A consistência interna destes factores variou entre .74 e .76, apesar de estudos posteriores feitos por Fischer e Fick (1993) terem obtido valores mais altos variando entre .86 e .89.
]]> Ballard (1992), tomando os itens originais da MCSDS e uma amostra de 399 estudantes universitários, construiu várias versões curtas, sendo que a mais difundida em termos de utilização, constituída por 13 itens, ficou conhecida como subescala compósita (MCSDS-SF). A pontuação total desta versão compósita curta é obtida somando os resultados dos itens dicotómicos, sendo que previamente se devem reverter os itens 1, 2, 3, 5, 6, 8, 11 e 12 (ver Anexos).Através de análise de componentes principais Ballard (1992) seleccionou os itens que saturavam mais de .39, chegando assim aos 13 itens finais da versão compósita, que demonstrou ser unidimensional e ter uma consistência interna de .70. Esta escala curta, que tem geralmente demonstrado possuir propriedades psicométricas adequadas, embora nalguns aspectos algo modestas (Loo & Loewen, 2004), foi a escolhida para utilização na presente investigação.
Em Portugal existe uma enorme necessidade de proceder à adaptação e validação de instrumentos psicométricos aplicáveis à área da adolescência em geral e da delinquência juvenil em particular. O objectivo do presente artigo, englobado no âmbito de uma investigação mais abrangente sobre a delinquência juvenil, consiste em traduzir, adaptar e estudar as características psicométricas de uma versão curta da Escala de Desejabilidade Social de Marlowe-Crowne de forma a fundamentar empiricamente a sua utilização a nível prático e teórico na realidade nacional.
MÉTODO
Participantes
A amostra total final ficou constituída por 760 participantes (leque etário = 12-20; Média = 15.92 anos; desvio-padrão = 1.48 anos), sendo que desse total 250 participantes (Média = 15.81 anos; desvio-padrão = 1.32 anos) foram provenientes dos Centros Educativos do Ministério da Justiça e constituíram a amostra forense, e 510 participantes (Média = 15.95 anos; Desvio-padrão = 1.55 anos) foram provenientes de estabelecimentos públicos de ensino da grande Lisboa e constituíram a amostra escolar.
Na tabela seguinte (ver Tabela 1) podem-se observar dados relativos ao sexo, frequência e percentagem de participantes segundo a proveniência.
]]> Os participantes do sexo masculinos foram mais numerosos (71.4%) que os do sexo feminino (28.6%). Relativamente à etnicidade, 59.6% eram brancos, 24.2% eram negros, 13.4% eram mulatos e 1.8% eram ciganos e 0.9% pertenciam a outras etnias. Relativamente à nacionalidade, 79.9% eram portugueses, 16.2% eram nacionais de países africanos, 1.2% eram nacionais de países europeus e 2.8% tinham outras nacionalidades (e.g., Brasil). No que diz respeito à proveniência Rural versus Urbano, a maioria (98.8%) eram provenientes de zonas urbanas/semi-urbanas.
Medidas
A Escala de Desejabilidade Social de Marlowe-Crowne (Marlowe-Crowne Social Desirability Scale – MCSDS; Crowne & Marlowe, 1960) na versão curta compósita foi concebida por Ballard (1992), conforme já foi referido, a partir da escala original de Marlowe-Crowne, tendo ficado conhecida como subescala compósita (MCSDS-SF) e sendo provavelmente a mais utilizada actualmente de todas as subescalas derivadas da original. A MCSDS-SF pode ser cotada simplesmente somando os itens que a compõem, após se ter efectuado a reversão dos itens indicados (nomeadamente os itens 1, 2, 3, 5, 6, 8, 11 e 12). Pontuações mais elevadas nesta escala reflectem a tendência de dar respostas socialmente mais desejáveis. No presente estudo os itens foram codificados como 1 (Não) ou Sim (2) de forma a permitir os procedimentos de Optimal Scaling, um tipo de análise factorial especialmente adaptada a itens qualitativos (Marôco, 2010).
A Escala de Auto-Estima de Rosenberg (Rosenberg Self-Esteem Scale – RSES; Rosenberg, 1989; Pechorro et al., na prensa) é uma medida breve de auto-resposta que avalia a auto-estima em adolescentes e adultos. A RSES pode ser cotada simplesmente somando os dez itens em escala ordinal de 4 pontos (Discordo fortemente = 0, Discordo = 1, Concordo = 2, Concordo fortemente = 3), após se ter efectuado a reversão dos itens apropriados (nomeadamente os itens 2, 5, 6, 8 e 9). Pontuações mais altas indicam níveis de auto-estima mais altos. A consistência interna por alfa de Cronbach obtida no presente estudo foi de .79.
Adicionalmente foi construído um questionário para descrever as características sócio-demográficas dos participantes e analisar o efeito moderador dessas variáveis. Este questionário incluiu questões como a idade dos participantes, a sua nacionalidade, grupo étnico, o sexo, a proveniência rural versus urbana, os anos de escolaridade completados, o nível sócio-económico dos pais e o estado civil dos pais.
Procedimentos
Como princípio do processo de validação procurou-se obter autorização para utilizar a escala. A utilização da versão curta trabalhada por Ballard (1992; MCSDS-SF) é gratuita para fins de investigação, não sendo comercializada. Apenas a versão completa original é comercializada (Johnston, Wright & Weinman, 1995).
Para proceder à tradução dos instrumentos seguiram-se guidelines estabelecidas internacionalmente (Hambleton, 2001; Van de Vijver & Hambleton, 1996). Contou-se com a colaboração de duas tradutoras independentes bilingues licenciadas em Português-Inglês e professoras do ensino secundário. Uma tradutora fez a tradução para português, tendo a outra feito a respectiva retroversão para inglês, que foi então comparada com o instrumento original. Quando o resultado da tradução foi considerado como estando num estado suficientemente avançado foram feitas algumas aplicações experimentais no terreno que permitiram aperfeiçoar a linguagem utilizada de forma a torná-la mais directa e facilmente entendível pelos jovens. Chegou-se assim à versão final da escala (ver Anexos).
O leque etário para participação dos jovens na investigação foi previamente fixado entre os 12 anos e os 20 anos dado ser esse o intervalo etário em que os jovens são passíveis de intervenções ao abrigo da Lei Tutelar-Educativa no sistema judicial português. Cada questionário aplicado era precedido por um termo de consentimento informado, em que era dado conhecimento do carácter voluntário e confidencial da participação no estudo.
A recolha dos questionários em meio forense decorreu individualmente após se ter obtido autorização por parte da Direcção-Geral de Reinserção Social (DGRS), Ministério da Justiça. Foram feitas aplicações em todos os Centros Educativos existentes a nível nacional. Nem todos os jovens concordaram ou puderam participar, sendo que a não participação incluiu motivos como recusa em participar, impossibilidade de participar devido a não entendimento da língua portuguesa e impossibilidade de participar devido a questões de segurança. A taxa de participação foi de cerca de 90%. Todos os questionários dos jovens que participaram foram considerados válidos.
]]> A recolha dos questionários em meio escolar decorreu após se ter obtido autorização por parte da Direcção-Geral de Inovação e de Desenvolvimento Curricular (DGIDC), Ministério da Educação. Foram aleatoriamente seleccionadas doze escolas básicas/secundárias da região da grande Lisboa, das quais quatro concordaram em participar. Os motivos da não participação incluíram ausência sistemática de resposta ao pedido de colaboração efectuado pelo investigador, alegadas questões relativas à organização interna das escolas que impossibilitaram a colaboração, além de recusa em colaborar devido ao conteúdo forense do questionário. As escolas que aceitaram participar solicitaram que a participação de cada aluno fosse previamente autorizada através de um termo de consentimento assinado pelo encarregado de educação. No final, foram excluídos cerca de 13% dos participantes devido a estarem fora do intervalo etário estabelecido ou a motivos como terem entregado questionários não preenchidos, incompletos ou ilegíveis.Os dados relativos aos questionários considerados válidos foram inseridos em SPSS v18 e posteriormente tratados em SPSS v19 (IBM SPSS, 2010). Após a inserção dos dados ter sido feita foram aleatoriamente seleccionados 10% dos questionários inseridos, de forma a avaliar a qualidade de inserção dos mesmos. A qualidade foi considerada muito boa dado que praticamente não foram detectados erros de inserção. No tratamento de dados estatísticos propriamente dito pretendeu-se recorrer a uma ampla variedade de técnicas estatísticas, incluindo estatísticas descritivas, testes paramétricos e não-paramétricos de comparação de grupos, correlações paramétricas e não-paramétricas, análise factorial, análise de consistência interna por Kuder-Richardson, análise discriminante, potência de teste e dimensão de efeito, entre outras. Na análise discriminante a VD consistiu nas amostras forense e escolar, enquanto a VI consistiu na pontuação total obtida na MCSDS-SF.
RESULTADOS
Na fase inicial do tratamento de dados foram analisadas as variáveis moderadoras incluídas no questionário sócio-demográfico. Os resultados demonstraram que a amostra forense continha menos participantes do sexo feminino (?2 = 5.484, p = .001), menos participantes de etnia/raça branca (?2 = 38.776, p = .001), menos participantes de proveniência urbana (?2 = 18.580, p = .001), menos anos de escolaridade completos (F = 1194.506, p = .001), mais progenitores com baixo nível sócio-económico (U = 33514, p = .001) e mais progenitores divorciados ou falecidos (?2 = 127.898, p = .001). Não foram encontradas diferenças estatisticamente significativas entre a amostra forense e a amostra escolar relativamente à idade dos participantes e à sua nacionalidade.
De seguida efectuou-se a análise das descritivas dos itens, após se ter revertido os itens indicados (ver Tabela 2).
Posteriormente efectuou-se o procedimento de análise factorial exploratória por Optimal Scaling para as três amostras, conforme se pode observar na tabela abaixo (ver Tabela 3). O item 2 não saturou adequadamente em nenhuma das amostras, sendo por isso excluído dos procedimentos estatísticos seguintes.
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Calculou-se de seguida o coeficiente de Kuder-Richardson, adequado aos itens dicotómicos que compõem a escala (ver Tabela 4).
Relativamente à validade divergente (ver Tabela 5) o resultado foi a obtenção de uma correlação de .10 com a Escala de Auto-estima de Rosenberg (RSES).
Na estabilidade temporal a três meses obteve-se um valor de .76 na correlação entre os dois momentos de aplicação (ver Tabela 6). De salientar que apenas 88 participantes completaram o reteste do questionário, sendo que os principais motivos se deveram aos jovens terem sido transferidos de Centro Educativo, a terem concluído as suas medidas tutelares-educativas ou a terem recusado uma segunda aplicação do questionário.
]]> A nível de validade discriminante entre amostra forense e amostra escolar foi obtido um valor estatisticamente significativo (ver Tabela 7).
Finalmente na comparação dos grupos masculino e feminino quanto à pontuação obtida na escala não se detectaram diferenças estatisticamente significativas. Na amostra forense o Eta parcial ao quadrado (?p2) foi de .000 e a potência de .051; na amostra escolar o ?p2 foi de .003 e a potência de .257 (ver Tabela 8).
Na tabela seguinte podemos observar as descritivas da escala por amostras e por sexo dos participantes, obtidas após efectuados os procedimentos de validação da escala (ver Tabela 9).
Foram também analisadas as estatísticas descritivas da pontuação total da MCSDS-SF por classes etárias e por amostras (ver Tabela 10).
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DISCUSSÃO
O ponto de partida para a presente investigação foi a validação para a realidade linguística e cultural portuguesa da que é geralmente considerada a mais difundida de todas as versões curtas da Escala de Desejabilidade Social de Marlowe-Crowne (Ballard, 1992), avaliando-se nesse processo se o constructo é generalizável à população adolescente em contexto forense. Adicionalmente pretendeu-se também testar a existência de diferenças a nível do constructo de desejabilidade social entre os sexos nas amostras forense e escolar.
A validação iniciou-se com a análise das estatísticas descritivas dos itens dicotómicos. Seguidamente efectuou-se análise factorial exploratória por Optimal Scaling dadas as características qualitativas dos itens (Marôco, 2010). Tornou-se evidente que o item 2 não saturava adequadamente (= .30) em nenhuma das amostras, logo tomou-se a decisão de o eliminar dos procedimentos estatísticos subsequentes (Nunnally & Bernstein, 1994). Os itens 5 e 11 apenas demonstraram esse problema na amostra forense, e portanto não foram eliminados. Os nossos critérios de exclusão de itens foram mais liberais que os de Ballard (1992), que manteve apenas itens que saturassem em valores maiores ou iguais a .39.
Foi de seguida calculada a consistência interna por Kuder-Richardson. Na consistência interna obtiveram-se valores de .60 e de .61 na amostra total e escolar respectivamente, mas a nível da amostra forense um valor foi de .55 que é considerado baixo (Cortina, 1993). Ballard (1992), por sua vez, obteve valores de consistência interna na ordem de .70 que foram claramente superiores aos da nossa investigação. Loo e Lowen (2004) obtiveram valores mais modestos na amplitude de .60 a .65, mais semelhantes aos obtidos pelo nosso estudo.
Relativamente à validade divergente o resultado foi a obtenção de uma correlação baixa (.10) com a Escala de Auto-estima de Rosenberg (RSES), que era esperada dado tratarem-se de constructos diferentes e não sobreponíveis (Kline, 2000). Na estabilidade temporal a três meses obteve-se um valor de .76 na correlação entre os dois momentos de aplicação, sendo esta correlação estatisticamente significativa e dentro dos limites considerados adequados por Kline (2000) para este procedimento. A nível de validade discriminante foi obtido um valor estatisticamente significativo, evidenciando-se que a pontuação na MCSDS-SF consegue discriminar eficazmente entre amostra forense e amostra escolar tomadas enquanto variável dependente (Nunnally & Bernstein, 1994) e tidas como estruturalmente e mutuamente exclusivas (Marôco, 2010).
Na comparação dos grupos masculino e feminino da amostra forense e da amostra escolar quanto à pontuação obtida na escala não foram encontradas diferenças estatisticamente significativas. Tal permite concluir que, pelo menos na nossa amostra, não existem diferenças entre os sexos quanto ao constructo de desejabilidade social. Todavia, deve-se salientar o facto de as potências dos testes terem sido bastante fracas em ambos os acasos.
De uma forma geral consideramos que foi possível demonstrar algumas propriedades psicométricas suficientemente adequadas que permitem recomendar preliminarmente a sua utilização. Da mesma forma, Ballard (1992) também recomendou alguma precaução deste instrumento devido a que alguns dos indicadores que obteve apresentarem resultados algo modestos, tendo sugerido a necessidade de se efectuarem estudos adicionais. Consideramos que futuramente será necessário continuar este processo preliminar de adaptação da MCSDS-SF à realidade portuguesa através de mais procedimentos de validação (e.g., validade convergente, análise factorial confirmatória) e de recurso a outras amostras (validação cruzada). Tal como referiram Nunnally e Bernstein (1994), a validação de um instrumento psicométrico é um processo sempre contínuo.
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Endereço para Correspondência
Pedro Pechorro
Faculdade de Medicina da Universidade de Lisboa
Av. Prof. Egas Moniz
1649-028 Lisboa
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ANEXOS
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