Construção de uma escala reduzida de Cinco Grandes Fatores de personalidade 1

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  Construção de uma escala reduzida de Cinco Grandes Fatores de personalidade 1
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  115 Avaliação Psicológica, 2015, 14(1), pp. 115-123 Construção de uma escala reduzida de Cinco Grandes Fatores de personalidade 1 Maria Fabiana Damásio Passos 2 , Jacob Arie Laros Universidade de Brasília, Brasília-DF, Brasil 1 Este projeto agradece o apoio da Coordenação de Aperfeiçoamento de Pessoal de Nível Superior, que disponibilizou bolsa para a doutoranda durante os dois primeiros anos de doutorado. 2 Endereço para correspondência: Quadra 206, Lote 6, Praça Tuim, Condomínio Ouro Branco II, apto 1802, Águas Claras Sul, 71925-180, Brasília-DF. E-mail : damasio.fabiana@gmail.com RESUMO O presente estudo visou a verificar as evidências de validade e fidedignidade dos escores derivados de um novo instrumento reduzido para avaliação dos cinco grandes fatores de personalidade utilizando o diferencial semântico. Elaborou-se um conjunto de 47 itens que foi aplicado a uma amostra de 365 estudantes universitários do Distrito Federal, com idade média de 29,1 anos (  DP =8,6), sendo 53,7% mulheres. O modelo de cinco fatores de personalidade foi testado usando análise fatorial confirmatória. Uma vez que o modelo inicial com todos os 47 itens não mostrou um bom ajuste, foram excluídos 27 itens com base nas cargas fatoriais e nos índices de modificação. O modelo final com 20 itens apresentou um bom ajuste aos dados. Foram encontrados coeficientes de fidedignidade dos cinco fatores com valores entre 0,71 e 0,85. Os resultados desse estudo mostram evidências satisfatórias de validade e fidedignidade do novo instrumento na amostra pesquisada.  Palavras-chave : avaliação da personalidade; escala de diferencial semântico; análise fatorial confirmatória. ABSTRACT – Construction of an abbreviated Five Factor personality scale The purpose of this study was to verify evidence of the score validity and score reliability of a new reduced instrument assessing the big five personality factors using a semantic differential scale. A set of 47 items was elaborated and administered to a sample of 365 university students of the Federal District in Brazil, with a mean age of 29.1 years ( SD =8.6), 53.7% being women. The five factor model of personality was tested using confirmatory factor analysis. Since the initial model with all 47 items did not exhibit an adequate fit to the data, 20 items were excluded on basis of factor loadings and modification indices. The final model consisting of 20 items showed a good fit to the data. The five factors showed reliability coefficients ranging from 0.71 to 0.85. The results of this study show satisfactory validity and reliability evidence of the new instrument in the investigated sample.  Keywords : personality assessment, semantic differential scale, confirmatory factor analysis. RESUMEN – Construcción de una escala reducida de Cinco Grandes Factores de personalidad  El presente estudio buscó verificar evidencias de validez y confiabilidad de puntajes derivados de un instrumento nuevo y reducido que evalúa los cinco grandes factores de personalidad a través de una escala de diferencial semántico. Se elaboraron 47 ítems que fueron aplicados a una muestra de 365 universitarios del Distrito Federal, de un promedio de 29,1 años (  DS =8,6), de los cuales 53,7% eran mujeres. El modelo de cinco factores de personalidad fue evaluado usando el análisis factorial confirmatorio. Debido a que el modelo inicial con todos los ítems no mostró un buen ajuste, fueron excluidos ítems sobre la base de las cargas factoriales  y los índices de modificación. El modelo final con 20 ítems presentó un buen ajuste. Se encontraron coeficientes de confiabilidad de los cinco factores con valores entre 0,71 y 0,85. Los resultados del estudio muestran evidencias satisfactorias de validez y confiabilidad del nuevo instrumento para el caso de la muestra investigada.  Palabras clave : evaluación de personalidad; escala de diferencial semántico; análisis factorial confirmatorio. No campo da personalidade, são numerosos os ins-trumentos que vêm sendo elaborados e validados para a realidade de diversos contextos sociais e culturais (Costa & McCrae, 2007; Hauck Filho, Machado, Teixeira, & Bandeira, 2012; Rammstedt, 2007; Rodríguez-Fornells, Lorenzo-Seva, & Andrés-Pueyo, 2001). Observa-se, nos re-latos de pesquisa, que o modelo dos Cinco Grandes Fatores (CGF) vem sendo também largamente utilizado como base teórica para a construção dos instrumentos e o aprofunda-mento da discussão sobre os traços de personalidade e a sua interlocução com outros construtos (Bäccman & Carlstedt, 2010; Jenkins-Guarnieri, Wright, & Johnson, 2013). O modelo dos CGF é estruturado com os fatores Neuroticismo, Extroversão, Abertura para experiências, ARTIGO – DOI: 10.15689/ap.2015.1401.13  116 Avaliação Psicológica, 2015, 14(1), pp. 115-123Passos, M. F. D., & Laros, J. A. Conscienciosidade e Amabilidade. O Neuroticismo con-siste na forma como uma pessoa vivencia as experiências negativas, indicando o seu grau de estabilidade emocional (Widiger, 2009). A Extroversão representa o quanto uma pessoa é comunicativa, ativa e tem facilidade para estabe-lecer interações sociais dinâmicas (Wilt & Revelle, 2009).  A Abertura para experiências é um fator que avalia em que medida uma pessoa é curiosa e tem disponibilidade para  vivenciar situações novas, desconhecidas, que lhe deman-dem uma postura mais criativa (McCrae & Sutin, 2009). A Conscienciosidade configura-se como um fator que avalia o quanto a pessoa é focada, tem disposição para buscar suas metas, é realizadora e apresenta autocontrole (Roberts,  Jackson, Fayard, Edmonds, & Meints, 2009). Por fim, a  Amabilidade, também traduzida para a realidade brasi-leira como Socialização (Nunes & Hutz, 2007c; Nunes, Hutz, & Nunes, 2010), revela em que medida a pessoa tem capacidade para estabelecer relações com qualida-de, de forma harmoniosa, agradável, empática (Graziano & Tobin, 2009). No Brasil, existem grupos de pesquisa em ava-liação psicológica, vinculados a instituições de ensino superior e editoras, que buscam desenvolver escalas de personalidade com base nos CGF que apresentem boa qualidade psicométrica. Dentre os instrumentos vali-dados no Brasil que utilizam como referência o CGF, existem o Inventário de Personalidade NEO Revisado – NEO-PI-R e NEO-FFI (Flores-Mendoza, 2007), a Bateria Fatorial de Personalidade – BFP (Nunes et al., 2010) e escalas de construtos específicos, como a Escala Fatorial de Neuroticismo – EFN (Hutz & Nunes, 2001), Escala Fatorial de Extroversão – EFEx (Nunes & Hutz, 2007a) e a Escala Fatorial de Socialização – EFS (Nunes & Hutz, 2007b).  Ainda sobre o contexto brasileiro, observa-se a ne-cessidade de continuar atendendo a demanda de cons-trução de instrumentos que gerem escores fidedignos e  válidos necessários para mensuração de um aspecto tão complexo como a personalidade. Além da qualidade psi-cométrica dos escores dos instrumentos de personalida-de, uma questão enfrentada nesse segmento de avaliação é o fato de que os instrumentos tendem a ser estrutura-dos com mais de cem itens, podendo interferir direta-mente na qualidade de resposta. Desse modo, fica evidente que o campo da avaliação psicológica em personalidade ainda pode ser aprimora-do por estudos sobre a realidade brasileira. Tais estudos podem focar no aprofundamento da discussão sobre o CGF, assim como nas evidências de validade e aplicabi-lidade dos instrumentos que o utilizam como referência teórica, na modalidade de instrumentos utilizados e no número ideal de itens em um instrumento.  A eficácia dos instrumentos com número redu-zido de itens, sejam eles construídos com base em ins-trumentos existentes mais extensos ou elaborados já com tal característica, ainda carece de investigações. Na pesquisa desenvolvida por Carvalho, Nunes, Primi, e Nunes (2012), não foi possível sustentar os cinco fatores de personalidade em um instrumento com 10 dez itens. Os autores também não encontraram dados favoráveis na avaliação da consistência interna, denotando assim a ine-daquação do instrumento para avaliação de personalida-de. No entanto, Hauck Filho et al. (2012), ao estudarem uma medida reduzida, com 25 marcadores de avaliação de personalidade, construída com base nos 64 marcado-res desenvolvidos por Hutz et al. (1998), encontraram dados de consistência interna compatíveis com os acha-dos que constam da literatura.  Ademais, estudar a elaboração de instrumento redu-zido para avaliação de personalidade se sustenta na am-pliação de estudos da correlação da personalidade com outros construtos. Apesar de já ser uma prática no campo da personalidade, a construção de instrumentos reduzi-dos pode facilitar o processo de estabelecimento de cor-relações entre variáveis. A personalidade já é largamen-te estudada em correlação a outras variáveis, tais como transição para aposentadoria (Lockenhoff, Terraciano, & Costa Jr, 2009) e estilo de apego, competências interpes-soais e uso do  Facebook  (Jenkins-Guarnieri et al., 2013).  A construção de um instrumento mais curto pode con-tribuir para a ampliação de estudos e obtenção de dados mais consistentes sobre tais correlações. No presente estudo, pretende-se agregar duas ca-racterísticas à escala: que ela seja reduzida e que adote a técnica do diferencial semântico, que busca avaliar características de personalidade por meio de pares de adjetivos opostos. Conforme afirma Kashiwagi (2002), existem algumas vantagens que podem estimular um pesquisador a escolher uma escala de adjetivos. A pri-meira delas é o tempo que se leva em um processo avaliativo. Segundo o autor, uma escala dessa natureza pode reduzir o tempo de aplicação, o que pode garantir maior qualidade da resposta do participante. A segunda é a maior possibilidade de compreensão por públicos com diversas características, como diversos níveis de escolaridade, ou diversas nacionalidades, por exemplo. Kashiwagi (2002) recorreu aos se estudos realizados em 1999 e aos estudos de outros autores para reforçar que a maior vantagem dos testes de adjetivos são os escores de fidedignidade, que tendem a ser altos.Com o intuito de testar um instrumento com 50 ad- jetivos, Perugini e Di Blas (2002), fizeram uma pesquisa com 1.029 participantes na Itália, e encontraram coefi-cientes de consistência interna dos fatores entre 0,73 e 0,89. Ao utilizar como covariáveis a idade e o sexo, ob-servaram que não há grandes diferenças entre os grupos para os fatores Extroversão e Abertura para experiências. No entanto, com a inserção da covariável idade, identi-ficaram diferenças no fator Conscienciosidade, em que pessoas mais velhas tendem a apresentar maiores escores. No que se refere à variável sexo, os dados do estudo indi-cam que as mulheres tendem a apresentar maiores escores  117 Avaliação Psicológica, 2015, 14(1), pp. 115-123Construção de uma escala reduzida de personalidade médios no fator Neuroticismo. Já no fator Amabilidade,  verifica-se interferência tanto da idade como do sexo, as mulheres apresentando maiores escores, assim como os participantes mais velhos.Conforme sinalizado, além de ser uma escala re-duzida, a escala elaborada utiliza a técnica do diferencial semântico. Tal técnica, que usa escalas bipolares, foi de-senvolvida por Osgood, Suci, e Tannenbaum na década de 1950. Esses autores foram pioneiros no estabeleci-mento de uma interlocução entre a concepção teórica da natureza do significado e suas técnicas de mensu-ração (Ignacio, 2009; Pasquali, 2010; Salor, 1979). A técnica de diferencial semântico foi criada por Osgood et al. (1957) ao perceberem a necessidade de avaliar o significado afetivo das atitudes, opiniões, percepções, imagem social, personalidade, preferências e interesses das pessoas frente a conteúdos que não são diretamente mensuráveis.Nesse contexto, o objetivo de presente estudo é construir e averiguar as evidências de validade de uma escala reduzida de diferencial semântico para avaliação de personalidade, utilizando como base o modelo dos cinco grandes fatores de personalidade. MétodoConstrução do instrumento Para a construção da escala reduzida de diferen-cial semântico para avaliação de personalidade, tomou-se como referência os estudos realizados por Andrade, Cruz, Stephan, e Bitencourt (2009), Pasquali (2010), Peres-dos-Santos e Laros (2007), Lopes, Nogueira-Martins, Andrade, e Barros (2011). A partir desses estu-dos, foram realizadas as seguintes etapas: 1. Elaboração de lista de adjetivos. Para a construção da lista inicial com 50 pares de adjetivos, foram utilizados como referência os estudos sobre os descritores de traços de personalida-de (Peabody & De Raad, 2002). A lista inicial foi com-posta por 158 adjetivos. Foram excluídas, após consulta à comunidade, com a participação de 29 participantes, e com o suporte de dicionários de sinônimos e antônimos, as palavras que foram consideradas de difícil compreen-são, denotaram duplo sentido ou indicaram característi-cas da forma de linguagem de uma determinada região (Hutz et al., 1998). 2. Análise realizada por um profissio-nal com formação em Linguística. O processo de avalia-ção semântica consistiu na realização de análise detalhada dos conceitos, a fim de verificar a qualidade e grau de oposição dos pares. Dos 50 pares de adjetivos, três foram retirados e sete modificações foram feitas nos demais. 3. Avaliação de juízes. Após as modificações realizadas em função das sugestões apresentadas pela profissional com formação em Linguística, foi elaborado um questionário online , via Survey Monkey , para que os juízes pudessem realizar a avaliação de cada par de adjetivos, assim como a sua relação com cada fator. As modificações sugeridas pelos 14 juízes, com formação em psicologia e experiên-cia de, em média, 9,4 anos em avaliação psicológica, fo-ram acatadas e culminaram na elaboração da versão final do instrumento, com 47 itens.  Participantes Participaram do estudo 365 estudantes universitá-rios dos cursos de Direito, Administração e Sistemas de Informação, a maioria de mulheres (53,7% da amostra).  As mulheres apresentaram idade média de 29,7 anos (  DP =8,58), e os homens apresentaram idade média de 28,4 anos (  DP =8,65). A idade dos participantes variou entre 17 e 70 anos (  M  =29,02;  DP =8,62). A variação e o  valor mais elevado da média de idade são características das turmas que estudam no turno noturno, período em que a maior parte da coleta de dados foi realizada. Procedimentos O instrumento de diferencial semântico com 47 itens foi aplicado em duas faculdades no Distrito Federal, em salas de aula e com alunos de diversos cursos de gra-duação. No processo de realização deste estudo, foram consideradas as questões éticas envolvidas na pesquisa com seres humanos. Assim, todos os participantes foram orientados quanto aos objetivos da pesquisa e quanto ao sigilo dos dados a serem obtidos, e avisados de que, sob nenhuma hipótese, suas identidades seriam revela-das. Cientes dessas informações, os participantes foram convidados a assinar o Termo de Consentimento Livre e Esclarecido (TCLE) antes de iniciar a participação na pesquisa. O tempo médio de aplicação do questioná-rio foi de seis minutos, tendo variado entre quatro e 10 minutos. Análise de Dados Para a análise fatorial confirmatória, utilizou-se o  software  Amos 18.0 (Arbuckle, 2009). A verificação da normalidade univariada e multivariada foi realizada com o programa FACTOR na sua versão 9.2 (Lorenzo-Seva & Ferrando, 2013). O SPSS foi utilizado em sua  versão 18 para o tratamento de dados ausentes, o cálculo do coeficiente de fidedignidade dos fatores e o cálcu-lo das estatísticas descritivas. Por meio dos programas, foram adotados procedimentos para análise explorató-ria dos dados, análise fatorial confirmatória e análise de fidedignidade. Por meio da análise exploratória, verificou-se a ocorrência de erros de digitação, a marcação de mais de que uma categoria de resposta e de dados ausentes, assim como a análise de pressupostos para a realização da análise fatorial confirmatória. Foram utilizadas como referência as recomendações de Weston, Gore, Chan, e Catalano (2008), que indicam a verificação inicial do pressuposto de normalidade univariada, por meio da inspeção dos índices de assimetria (  skewness ) e curtose ( kurtosis ) dos itens.  118 Avaliação Psicológica, 2015, 14(1), pp. 115-123Passos, M. F. D., & Laros, J. A. O critério para considerar um item com distribui-ção não normal foi assimetria e curtose superior a 2,0 (Miles & Shelvin, 2001). Miles e Shelvin argumentam que variáveis com valores abaixo de 2 não costumam afe-tar as análises substancialmente (2001). Posteriormente, a normalidade multivariada dos itens foi verificada, usan-do o coeficiente de assimetria e curtose multivariada de Mardia (1970). Análise fatorial confirmatória. Inicialmente, buscou-se testar se a estrutura fato-rial do novo instrumento na sua forma integral com to-dos os 47 itens estava de acordo com o modelo de cinco grandes fatores de personalidade. Na modificação do modelo inicial foi utilizado como critério a exclusão dos itens que mostravam uma carga fatorial relativamente fraca (<0,40). Os itens também foram excluídos com base nos índices de modificação. Para avaliar o ajuste dos modelos aos dados foram utilizados os seguintes índices sugeridos por Byrne (2005): o qui-quadrado ( χ 2 ) acompanhado com os graus de liberdade (  gl ), o Comparative Fit Index  (CFI), o Tucker-Lewis  Index  (TLI), o  Root Mean Square Error of Approximation (RMSEA) com o intervalo de confiança de 90% e o Standardized Root  Mean Square Residual  (SRMR). A interpretação dos ín-dices de ajuste foi baseada nos critérios sugeridos por  Weston et al. (2008), que recomendam os seguintes  valores para um bom ajuste: CFI≥0,95, TLI≥0,95, RMSEA≤0,06 e SRMR≤0,08. As análises foram rea -lizadas com o  software  Amos utilizando o método  Maximum Likelihood . Análise de fidedignidade.  A fidedignidade foi avaliada para cada fator separa-damente, utilizando o coeficiente lambda 2 de Guttman ( λ 2 ). Existem amplas evidências de que o lambda 2 de Guttman é mais adequado do que o coeficiente alfa de Cronbach, principalmente em situações que envolvam uma quantidade menor de itens (Sijtsma, 2012; Tellegen & Laros, 2014). ResultadosAnálise Exploratória dos dados Como primeiro passo, foram excluídos do banco de dados os respondentes (  N  =47) que assinalaram mais do que uma categoria de resposta em um dos itens do instru-mento de personalidade. Em seguida, os valores ausentes foram substituídos pelos valores preditos por regressão ( linear point at trend ), uma vez que a quantidade de dados ausentes não ultrapassou 5% (Tabachnick & Fidell, 2007). No terceiro passo, foi verificada a normalidade univariada das distribuições das respostas nos 47 itens do novo instru-mento por meio da assimetria e curtose univariadas. Essa análise revelou que todos os valores ficaram abaixo de |2|, indicando que não existe um problema relevante de nor-malidade univariada (Miles & Shevlin, 2001). Como último passo, foi verificada a normalidade multivariada com base nos índices de assimetria e curtose multivariada de Mardia (1970). A assimetria multivariada mostrou um valor de 73,0 (  p >0,05), e o valor da cur -tose multivariada foi de 562,13 (  p <0,05). Desse modo, os dados apresentaram assimetria multivariada normal e curtose multivariada não normal. Consequentemente, foi necessário realizar uso da técnica de bootstrap  para re-solver o efeito da não normalidade na estimação dos pa-râmetros (Byrne, 2010). Análise fatorial confirmatória O primeiro modelo testado foi o modelo inicial com o conjunto completo de 47 itens distribuído en-tre os cinco construtos latentes, sendo: Neuroticismo e  Amabilidade cada um com 10 indicadores; Extroversão,  Abertura para experiências e Conscienciosidade, cada um com nove indicadores. Seguindo as recomenda-ções de Thompson (2005), as variâncias dos construtos latentes foram fixadas em um valor de 1. Os resultados da testagem do modelo inicial indicaram um ajuste aos dados não satisfatório com os seguintes valores dos ín-dices de ajuste: TLI=0,66, CFI=0,68, RMSEA=0,075 e SRMR=0,111. Modelo n  itens χ 󰂲 gl TLICFIRMSEA (IC 90%)SRMRModelo inicial 473.145,911.0240,660,680,075 (0,072-0,078)0,111Modelo intermediário341.540,235170,780,800,074 (0,070-0,078)0,101Modelo final20304,531600,940,950,050 (0,041-0,058)0,062Tabela 1 Índices de Ajuste dos Modelos de Mensuração Inicial, Intermediário e Final do Instrumento Reduzido para Avaliar os Cinco Grandes Fatores de Personalidade Notas.   χ 󰂲=qui-quadrado; gl =graus de liberdade; TLI=Tucker-Lewis Index , CFI= Comparative Fit Index ; RMSEA (IC90%)= Root Mean Square Error of Approximation  com intervalo de confiança de 90%; SRMR= Standardized Root Mean Square Residual . Para melhorar o ajuste do modelo aos dados, foram realizadas modificações no modelo srcinal. Os 13 itens que tinham uma carga fatorial menor do que 0,40 foram excluídos do modelo. As cargas dos itens excluídos tinham  valores entre 0,13 e 0,39. Depois da exclusão dos referidos itens, o modelo intermediário com 34 itens foi avaliado.  119 Avaliação Psicológica, 2015, 14(1), pp. 115-123Construção de uma escala reduzida de personalidade O ajuste desse segundo modelo aos dados foi me-lhor do que o do modelo anterior, mas ainda não foi sa-tisfatório, uma vez que os índices de ajuste não atingiram os valores estabelecidos para um bom ajuste: TLI=0,78, CFI=0,80, RMSEA=0,074 e SRMR=0,101. Assim, de-cidiu-se pela realização de mais alterações baseadas nos índices de modificação fornecidos no programa  Amos . Os índices de modificação com um maior impacto na melhoria do ajuste sugeriram adicionar uma correla-ção entre os erros de vários itens de um mesmo fator. Segundo Byrne (2010), uma correlação entre os erros de itens significa que eles são muito semelhantes em con-teúdo. Para evitar a existência desse tipo de itens no mo-delo, decidiu-se excluir um dos dois itens (o item com menor carga fatorial) cujo índice de modificação sugeris-se a inclusão de uma correlação entre os erros. Com base nesse procedimento, foram excluídos 14 itens. Depois de sua exclusão, o modelo final com 20 itens foi avaliado. Conforme pode ser observado na Tabela 1, o modelo apresentou índices que indicam um bom ajus-te aos dados (TLI=0,94, CFI=0,95, RMSEA=0,050 e SRMR=0,062). Na Tabela 2, são apresentadas algumas propriedades psicométricas dos cinco fatores do modelo final. Na sua inspeção, observa-se que o fator Extroversão mostrou as cargas fatoriais mais elevadas, tendo apresentado uma média no valor de 0,77. Já o fator Abertura para experiên-cias manifestou as cargas mais baixas, com uma média de 0,62. Assim, apesar das cargas fatoriais satisfatórias apre-sentadas pelos itens, alguns apresentaram cargas fatoriais mais baixas, entre 0,44 e 0,59 (flexível/rígido; obstinado/ inconstante; amoroso/indiferente; e instável/estável). Fator 1 - Extroversão - Fidedignidade ( λ 2 ) = 0,85 CF h 2 r ir Item 13. Extrovertido / Tímido0,900,810,78Item 14. Comunicativo / Calado0,900,810,77Item 12. Expansivo / Contido0,660,440,63Item 11. Sociável / Reservado0,600,360,57Média0,770,590,69Fator 2 - Conscienciosidade - Fidedignidade ( λ 2 ) = 0,78CFh 2 r ir Item 44. Motivado / Desmotivado0,780,610,65Item 45. Persistente / Desistente0,750,560,65Item 43. Eficiente / Ineficiente0,640,410,54Item 46. Obstinado / Inconstante0,590,350,51Média0,690,480,59Fator 3 - Amabilidade - Fidedignidade ( λ 2 ) = 0,81CFh 2 r ir Item 22. Simpático / Antipático0,760,580,66Item 23. Gentil / Rude0,760,580,67Item 26. Amigável / Hostil0,760,580,64Item 29. Amoroso / Indiferente0,590,350,52Média0,720,520,62Fator 4 – Neuroticismo - Fidedignidade ( λ 2 ) = 0,80CFh 2 r ir Item 1. Nervoso / Calmo0,820,670,71Item 2. Impaciente / Paciente0,820,670,70Item 3. Ansioso / Tranquilo0,710,500,60Item 5. Instável / Estável0,440,190,38Média0,700,490,60Fator 5 - Abertura para experiências - Fidedignidade ( λ 2 ) = 0,71CFh 2 r ir Item 36. Criativo / Prosaico0,690,690,58Item 35. Entusiasta / Apático0,670,670,52Item 38. Autêntico / Simulado0,670,670,51Item 31. Flexível / Rígido0,440,440,35Média0,620,620,49Tabela 2 Coeficientes de Fidedignidade (  λ 2  de Guttman), Cargas Fatoriais (CF), Comunalidades (h 2  ), Correlações Item-Resto (r ir  ), e as correlações entre os fatores e os índices de ajuste do modelo aos dados (N=365). Nota. Correlação entre os fatores: F1-F2=0,26; F1-F3=0,23; F1-F4=0,09; F1-F5=0,32; F2-F3=0,62; F2-F4=-0,11; F2-F5=0,79; F3-F4=-0,25; F3-F5=0,67; F4-F5=-0,14.Índices de ajuste:   χ 2 =304,53; gl =160; TLI=0,94; CFI=0,95; RMSEA=0,050; SRMR=0,062.
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