Hofstede Modeli

A última parte do questionário é composto por um conjunto de 18 afirmações relacionadas com as relações família e escola e com as imagens e papéis dos pais e dos professores. As respostas foram dadas numa escala de tipo likert com quatro possibilidades de resposta, correspondendo o 1 a "inteiramente de acordo" e o 4 a "em desacordo".

Em vez de ter sido feita uma análise descritiva das respostas dadas a cada item individualmente, optou-se por verificar se o conjunto dos 18 itens ou afirmações poderiam ser

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eventualmente tratados como uma escala de medida das representações e atitudes dos professores.

De acordo com Reis e Moreira (1993), quando a análise individual deste tipo e número de questões se torna morosa e repetitiva pode-se optar pela aplicação de um método de estatística multivariada, como a análise factorial de componentes principais (AFCP), que permite reduzir a informação recolhida, simplificar a sua interpretação e ainda detectar as correlações existentes entre as variáveis.

Para além das categorias de resposta para uma única questão, a escala também se define como um conjunto de duas ou mais questões que formam conjuntamente uma medida de um construto teórico, e que constituiriam, portanto, uma medida mais fiável e válida de um determinado conceito do que uma única questão (SPSS, 1998).

Este tipo de análise psicométrica implica pelo menos o estudo de dois aspectos fundamentais: a validade e a fidelidade. A validade corresponde à análise da dimensionalidade do conjunto de questões e a fidelidade à análise da consistência interna (Almeida & Freire, 2000). Embora a consideração destes dois aspectos tenha estado sempre presente desde o início desta análise, num primeiro momento, apresentam-se os dados relativos à análise da validade e só, num segundo momento, se referem aos valores da consistência interna.

Torna-se para importante referir que não se obteve indicações acerca da construção original deste inquérito e nomeadamente da parte que agora referimos. Assim, todo o trabalho de análise da consistência interna e da validade das questões foi, portanto, feito posteriormente à sua aplicação, sem que existissem dados com os quais pudéssemos estabelecer uma comparação.

A validade implica averiguar se um grupo de itens que forma uma escala mede de facto aquilo que é suposto medir, ou mais correctamente, se um conjunto de itens mede ou não um mesmo conceito.

Nas escalas a validade pode então ser indirectamente medida pela análise factorial. A análise factorial de componentes principais (AFCP) encontra grupos de variáveis inter-relacionadas que, se fortemente associadas, estarão provavelmente a medir vários aspectos do mesmo conceito, seja ele qual for, que deverá ser então identificado e determinado pelo investigador (SPSS, 1998).

Já que as 18 questões não foram expressamente aplicadas para constituírem uma escala ou sub-escalas, estuda-se a dimensionalidade da escala e a relação das variáveis, em vez de partir de um pressuposto teórico de que um conjunto de itens parece estar a avaliar um mesmo construto.

Seguindo um procedimento habitual em análises deste tipo (Almeida & Freire, 2000, 2007; Carvalho, 2008; Figueira, 2003; Reis & Moreira, 1993; SPSS, 1998), foi realizada uma primeira AFCP (Anexo 3), de onde foram extraídos 6 factores, a que se seguiu um processo de ortogonização desses factores pelo método varimax, de modo a, maximizar os coeficientes que relacionam as variáveis com os factores (cargas ou saturações factoriais).

A partir da análise das cargas factoriais de cada item (co-variância entre o factor e o item) foi necessário proceder à eliminação de itens, decisão corroborada pela análise da consistência interna do conjunto dos 18 itens iniciais, através do cálculo do coeficiente alpha de Cronbach.

A eliminação de itens foi um processo que teve em conta:

- a carga factorial apresentada por cada item nos diferentes factores, sendo à partida de eliminar os itens que apresentassem uma carga factorial inferior a 0.30 e os itens que apresentassem um carga factorial idêntica em vários factores, e que parecendo explicar mais do que um não ajudam a definir factores (Almeida & Freire, 2000);

- o valor global da consistência interna;

- o valor da consistência interna para cada um dos factores;

- a análise qualitativa do significado do item no contexto teórico das afirmações apresentadas.

De qualquer modo, convém realçar que a eliminação só se tornava definitiva após a leitura e ponderação das possíveis repercussões nos valores da AFCP, nos valores da consistência interna e no seu significado teórico.

Tendo como ponto de partida os critérios já mencionados, chegou-se a uma solução que passou pela eliminação de 7 itens (as afirmações D, E, F, G, J, P, Q ) e por continuar a análise apenas com 11 itens (as afirmações A, B, C, H, I, K, L, M, N, O, R), cuja matriz de correlações, de acordo com a estatística de Kaiser-Meyer-Olkin (0,674) e o teste de esfericidade de Bartlett (H0: R=1 valor-p=0.000), apresenta condições de aplicabilidade da AFCP (Reis, 1997).

A análise factorial realizada a este conjunto de 11 itens permitiu a extracção de 4 componentes principais, de acordo com o critério de Kaiser (valores próprios superiores a 1), que no seu conjunto explicam 60,75% da variância total. Seguidamente procedeu-se a uma rotação dos factores encontrados através do método ortogonal varimax

No quadro 46 podem-se verificar as componentes encontrados (potencialmente tantas quantas as variáveis) e as componentes retidas, o respectivo valor próprio ou eigenvalue, e a percentagem de variância explicada por cada uma delas, antes e depois da rotação dos eixos factoriais. Após a rotação, as percentagens de variância explicadas por cada factor tendem-se a aproximar.

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Quadro 46: Valores próprios de cada componente e variância total explicada antes e depois da rotação Solução inicial Solução após rotação Componente

principal Valor-próprio % de variância

% de variância

acumulada Valor-próprio % de variância

% de variância acumulada 1 2,859 25,993 25,993 2,009 18,259 18,259 2 1,439 13,079 39,072 1,863 16,936 35,196 3 1,225 11,134 50,205 1,476 13,418 48,614 4 1,160 10,550 60,755 1,336 12,141 60,755 5 0,897 8,155 68,910 6 0,880 8,002 76,912 7 0,655 5,952 82,864 8 0,586 5,331 88,195 9 0,491 4,460 92,655 10 0,410 3,729 96,384 11 0,398 3,616 100,000

No quadro 47 apresentam-se as cargas factoriais obtidas após a rotação ortogonal dos factores, que informam quais os itens e como estes se agrupam em cada uma das componentes retidas, ou seja, como se associam a cada factor.

Quadro 47: Matriz dos pesos factoriais (loadings) depois da rotação Itens Componentes 1 2 3 4 AFIRM C 0,77 AFIRM B 0,77 AFIRM A 0,71 0,31 AFIRM H 0,76 AFIRM N 0,74 AFIRM K 0,64 AFIRM I 0,74 AFIRM L 0,68 AFIRM M 0,54 0,33 AFIRM O 0,32 0,76 AFIRM R 0,35 0,65

Em cada factor encontram-se itens com cargas ou saturações factoriais significativas (valores superiores a 0,50) para poderem ser consideradas bons indicadores das componentes encontradas, embora em psicologia e em educação se possam considerar por vezes a partir de 0,30 (Almeida & Freire, 2000, 2007). Os itens além de apresentarem em relação a um determinado factor loadings superiores a 0,50, apresentam simultaneamente loadings inferiores nos outros factores.

Tendo em conta os itens que se encontram associados a cada factor propomos agora a sua identificação e interpretação. De modo a facilitar a leitura e interpretação dos dados apresenta-se no quadro 46 o conteúdo dos itens que obtiveram as saturações mais elevadas para cada factor.

O factor 1 foi interpretado como o papel do professor na relação com os pais: se deve conter uma dimensão informativa, quer sobre reformas escolares quer sobre os processos e métodos utilizados, se se deve limitar à instrução ou é mais amplo e educativo.

O factor 2 parece traduzir o envolvimento e participação dos pais: se só interessam pela situação dos próprios filhos ou pela escola em geral, se procuram ou evitam o contacto e se envolvem.

O factor 3 refere-se à relação dos pais com a escola: se são responsáveis ou se demitem do seu papel educativo, se deverão ter um papel decisor na escolha das escolas, se se encontram disponíveis como parceiros e colaboradores.

Em relação ao factor 4 parece estar subjacente a ideia da abertura da escola aos pais: se será ou não justificável ou legítima, se porá ou não dificuldades mais ou menos incontornáveis.

Quadro 48: Interpretação dos factores e saturações factoriais dos itens

Itens Componentes principais Loadings