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Análise Psicológica

versão impressa ISSN 0870-8231

Aná. Psicológica v.26 n.3 Lisboa jul. 2008

 

A concordância entre medidas sociométricas e a estabilidade dos estatutos sociais em crianças de idade pré-escolar (*)

 

Inês Peceguina (**)

António J. Santos (***)

João R. Daniel (****)

 

RESUMO

O conceito de sociometria, introduzido por Moreno (1934/1953), refere-se a um conjunto de métodos que permitem identificar, simultaneamente, a estrutura social dos grupos e a posição relativa que cada indivíduo ocupa, na referida estrutura. Não obstante a sua utilização recorrente, em diversos campos da psicologia, são poucos os estudos (e.g., Jiang & Cillessen, 2005; Wasik, 1987; Wu, Hart, Draper, & Olsen, 2001) que, durante o período correspondente ao pré-escolar (i.e., entre os 3 e os 5 anos de idade), avaliam a questões da concordância entre as avaliações obtidas através de diferentes medidas, sendo mais comum que se considere a estabilidade de cada medida, de modo a analisar, por exemplo, a evolução das classificações sociométricas (i.e., estatuto no grupo de pares). No presente estudo, foram entrevistados 263 crianças, 140 do sexo feminino e 123 do sexo masculino, distribuídas por 11 grupos (3 de 3 anos, 4 de 4 anos e 4 de 5 anos de idade), utilizando três técnicas sociométricas diferentes: (1) nomeações – 3 escolhas positivas, 3 negativas (2) escala de apreciação (rating scale) – cada criança foi classificada entre 1 (não gosta muito de brincar) e 3 (gosta muito de brincar); e (3) comparação entre pares (paired comparisons) – escolha de uma entre duas crianças, pelo critério gosta mais de brincar, em todas as díades possíveis no grupo. Os resultados apontam para a existência de correlações estatisticamente significativa entre as diferentes medidas, isto é, coerência entre as medidas, que aumentam de magnitude em função da idade das crianças. Relativamente aos estatutos sociométricos, obtidos a partir da tarefa de nomeações, seguindo os procedimentos de Coie, Dodge e Coppotelli (1982), os resultados apontam para uma ausência de estabilidade das classificações sociométricas ao longo do desenvolvimento.

Palavras-chave: Medidas sociométricas, relações entre pares, eststuto sociométrico.

 

ABSTRACT

Firstly introduced by Moreno (1934/1953), sociometry construct refers to a set of methodologies used to identify, simultaneously, the group social structure and the relative position each individual occupies in that structure. Despite being frequently applied, in a variety of psychology domains, only a small number of studies (e.g., Jiang & Cillessen, 2005; Wasik, 1987; Wu, Hart, Draper & Olsen, 2001) have posed the coherence question, among the assessments obtained via different measures, during the preschool period (i.e., children ages 3-to-5). Much more commonly, coherence questions tend to focus in the same measures examining, for instance, the evolution/change on sociometric status classifications. In the present study, eleven groups of children were interviewed (three groups of 3-yearolds; four groups of 4-year-old; and four groups of 5years-old children), using three different sociometric tasks/techniques: (1) nominations – 3 positive choices; 3 negative choices; (2) rating-scale – each child assessed each colleague individually and give him/her a rating ranging between 1 (like to play with a lot) and 3 (not at all); (3) paired comparison – each child was asked to choose one of the two children according to the stimulus which of these two children do you especially like?, for each possible pairs. The results obtained indicate that the three different sociometric tasks are statistically and significantly correlated, further suggesting that the coherence between these measures tend to increase, as children grow older. For the second question of this study – sociometric status stability, depicted from the nomination task, according to Coie, Dodge and Coppotteli’s procedures (1982), the results indicate a lack of stability, from one year to another, suggesting that the social status in the peer group tend to change, as assessed by the different evaluation moments.

Key words: Sociometric measures, peer relations, sociometric status.

 

INTRODUÇÃO

A competência social das crianças, de acordo com a maioria das concepções, implica a eficácia ao nível das relações com os pares, pelo que a popularidade, o ser gostado pelos pares, tem sido frequentemente considerada uma boa medida da competência social (Rose-Krasnor, 1997; Waters & Sroufe, 1983). A ampla utilização de medidas sociométricas, como um instrumento fiável para avaliar o ajustamento/ desenvolvimento social, sustenta-se em diversas investigações que apontam para a existência de correlações estatisticamente significativas entre a competência social e, por exemplo, o estatuto sociométrico, obtido através destas medidas (Asher, 1985). Outros estudos sugerem, ainda, que o estatuto sociométrico pode ser utilizado como um bom predictor do desenvolvimento social futuro (Kupersmidt, Coie, & Dodge, 1990; Parker & Asher, 1987), referindo que, comparativamente às crianças que são populares no seu grupo de pares (i.e., as crianças com maior número de escolhas positivas), as crianças impopulares tendem a abandonar a escola entre duas a oito vezes mais que as primeiras (Asher & Parker, 1989). Do ponto de vista afectivo/emocional, as crianças avaliadas como impopulares, referem, frequentemente, sentimentos de solidão e insatisfação social (Cassidy & Asher, 1992), apresentando, também, uma maior tendência para desenvolver problemas ao nível do comportamento, tornando-se, por exemplo, excessivamente agressivas ou anti-sociais (Sandstrom & Coie, 1999). Contudo, e apesar de, com relativa frequência, o estatuto de rejeição estar associado a comportamentos de natureza agressiva, algumas investigações (e.g., Coie & Cillessen, 1998), têm vindo a demonstrar que esta associação nem sempre se verifica, ou seja, nem todas as crianças rejeitadas manifestam agressividade e, uma vez comparadas com as crianças simultaneamente rejeitadas e agressivas, estas últimas parecem estar numa situação de risco, em termos de desajuste social, muito mais elevado.

Adicionalmente, alguns estudos evidenciam ainda que, quando avaliada como uma estratégia social, igualmente válida na gestão/controlo dos recursos sociais (e.g., brinquedos, espaço, atenção dos pares, etc.) a agressividade, durante o período pré-escolar, não apresenta um perfil de associação regular, nem com a aceitação social (i.e., a popularidade), nem com a competência social (Hawley, 2002, 2003; Rodkin, Farmer, Pearl, & Acker, 2000; Sandstrom & Coie, 1999; Vaughn & Santos, 2007). Contrariamente a uma concepção adulta ocidentalizada (e, por vezes, moralista) do conceito de competência social, durante este período de desenvolvimento, a utilização de comportamentos agressivos, quando conjugada com comportamentos pró-sociais, surge positivamente associada à competência social e à aceitação pelo grupo de pares, como demonstram os estudos previamente citados.

Na investigação sobre o desenvolvimento cognitivo e social, durante a infância, o recurso às escolhas sociométricas tornou-se um procedimento bastante comum a partir do final da década de 1970, na sequência de diversos estudos (e.g., Kohlberg, Lacrosse & Ricks, 1972; Roff, Sells & Golden, 1972) que vieram acentuar a importância dos pares, como fontes de informação fundamentais, para uma boa avaliação do ajustamento social das crianças. Desde então, as escolhas sociométricas têm sido correlacionadas com diversas variáveis de natureza social, cognitiva e comportamental, designadamente, o isolamento social, frequentemente associado a um estatuto social de rejeição e/ou negligência (e.g., Harrist, Zaia, Bates, Dodge, & Pettit, 1997); a adaptação/ajustamento social e escolar, frequentemente mais difícil para crianças com um estatuto social negativo (e.g., Buhs & Ladd, 2001; Coie & Cillessen, 1993); o raciocínio moral e o comportamento social, estando o estatuto de rejeição positivamente associado a maiores dificuldades/défices no raciocínio moral (Bear & Rys, 1994); o comportamento agressivo vs. pró-social, associados à previsão do estatuto social de rejeição vs. aceitação, respectivamente (e.g., Denham & Holt, 1993; Ladd, Price, & Hart, 1988; Salmivalli, Kaukiainen, & Lagerspetz, 2000); as capacidades sociocognitivas, que apontam para uma relação positiva e significativa entre as competências de descentração afectiva, a descodificação das emoções a partir das expressões faciais e um estatuto social positivo entre os pares (Spence, 1987).

Para além do estatuto social do indivíduo, relativamente ao seu grupo de pares (i.e., o seu grau de popularidade, que em termos conceptuais é geralmente classificado como popular, médio, controverso, rejeitado e negligenciado, em função das escolhas de todos os membros do grupo), existem outras abordagens teóricas que atribuem uma menor importância a esta classificação, algo inflexível, optando por compreender as preferências sociais (i.e., as escolhas sociométricas), no contexto da natureza da relação que existe entre os elementos da díade, ou seja, entre quem escolhe e quem foi escolhido (e.g., Santos, Vaughn, & Bonnet, 2000). Não obstante a existência de uma ligação entre as relações de amizade e as relações com os pares, como um todo, a pertinência desta diferenciação (i.e., analisar as escolhas sociométricas em função da natureza da relação entre as crianças), resulta da possibilidade destas serem, eventualmente, experiências de socialização distintas (Newcomb & Bagwell, 1996).

Nesta linha de raciocínio, o conceito de popularidade é, então, de natureza unilateral, direccionado para o grupo, revelando as suas opiniões gerais sobre o indivíduo; a amizade (preferência recíproca) implica, por sua vez, a existência de uma relação diádica mútua entre dois indivíduos (Bukowski & Hoza, 1989). Por consequência, o facto de uma criança, no geral, ser popular/impopular, não implica, forçosamente, que essa mesma criança tenha ou não amigos. Devido a esta distinção, em vez do estatuto social representar, por si só, uma avaliação completa do desenvolvimento social e do ajustamento normativo da criança, as suas implicações serão, eventualmente, mediadas por este segundo elemento, designadamente, a existência (ou não), de relações de amizade recíproca, identificadas, igualmente, através de medidas sociométricas.

Com base neste pressuposto, alguns estudos sobre as relações de amizade entre as crianças têm utilizado as escolhas sociométricas para determinar, não (apenas) o estatuto sociométrico, mas (também) o estatuto de amizade (e.g., Hartup, French, Laursen, Johnston, & Ogawa, 1993; Hartup, Laursen, Stewart, & Eastenson, 1988; Vaughn et al., 2000). Tal como mostram estas investigações, o recurso às medidas sociométricas, na avaliação do desenvolvimento social, é um procedimento bastante comum. Contudo, não obstante a sua popularidade, são raros os estudos que têm analisado a questão da coerência entre as medidas, durante o pré-escolar (i.e., a correlação entre as diferentes medidas avaliadas em diferentes momentos no tempo), eventualmente devido à concepção, mais ou menos generalizada, de que as relações entre os pares, durante este período de desenvolvimento, funcionam como precursoras das verdadeiras relações, que só deverão ter início já em idade escolar (Furman, 1982). Independentemente da sua natureza hipoteticamente provisória ou mais instável, estas relações precursoras parecem, todavia, ser suficientemente importantes para que as diferenças entre as crianças que têm/não têm amigos sejam já evidentes, como mostram várias investigações sobre a amizade durante o pré-escolar (Berndt, 2002; Dunn & Herrera, 1997; Hartup, 1989).

Utilizando como critério as frequências de interacção entre as crianças, para determinar o estatuto de amizade (i.e., amizade mútua; unilateral; não amigos), alguns estudos verificaram que entre crianças amigas (em idade pré-escolar), tende a existir uma proporção significativamente maior de interacções positivas e de verbalizações (Guralnick & Groom, 1988). Em consonância com estes resultados, e tendo as escolhas sociométricas como critério, outros estudos mostraram que as crianças que têm amigos mútuos, durante o pré-escolar, tendem a ter mais sucesso na entrada para o grupo, a participar mais frequentemente em jogos cooperativos e a demonstrar mais afecto positivo, comparativamente às crianças que não têm uma relação deste tipo (Hartup, 1996).

Relativamente à questão da coerência entre diferentes medidas sociométricas (o primeiro objectivo do presente estudo), os resultados obtidos por Wasik (1987), apontam para a existência de elevada coerência, sobretudo entre as medidas de preferência, escala de apreciação e nomeações negativas, que apresentam as correlações mais fortes ao longo do tempo. Neste estudo, o autor analisou a coerência entre as avaliações obtidas através de duas medidas sociométricas (nomeações e escala de apreciação), aplicadas duas vezes, num intervalo de cinco meses, numa amostra de crianças em idade pré-escolar.

Quanto à questão da estabilidade das medidas sociométricas (i.e., a correlação entre as medições da(s) mesma(s) amostra(s) em, pelo menos, dois momentos temporais distintos), avaliada no segundo objectivo do presente estudo, Maassen, Steenbeek e van Geert (2004) referem que o acordo entre duas classificações deverá ser indicado através de uma medida de associação para variáveis nominais (por tradição, o Kappa de Cohen). Numa revisão sobre a estabilidade das classificações sociométricas, Cillessen, Bukowski e Haselager (2000) verificaram que os valores Kappa variavam entre .01 e .44. Segundo Maassen e colaboradores (2004), tais variações nos resultados não são surpreendentes, na medida em que a estabilidade deste constructo depende fortemente do contexto social onde decorre a avaliação e, por isso, as condições em que os dados são obtidos podem alterar-se, mesmo num curto espaço de tempo (e.g., mudanças na constituição dos grupos). Adicionalmente, os autores referem que as preferências sociais, independentemente das mudanças na estrutura do grupo, podem igualmente modificar-se, sobretudo, quando se trata de crianças muito novas, o que remete, mais uma vez, para a ideia de instabilidade das relações, como uma característica típica dos grupos sociais de crianças entre os três e os cinco anos de idade.

Numa meta-análise sobre a estabilidade das medidas sociométricas, na avaliação do estatuto social, Jiang e Cillessen (2005) verificaram que todas as medidas consideradas (aceitação, rejeição, preferência social e escala de apreciação) evidenciavam níveis satisfatórios de concordância teste-reteste (Kappa de Cohen). Entre as quatro medidas, a preferência social e a escala de apreciação (.82 e .78, respectivamente), obtiveram correlações relativamente maiores que as medidas da aceitação e da rejeição (.72 e .70, respectivamente). De acordo com os autores, estes resultados têm implicações importantes, dado que, contrariamente ao que sugerem algumas investigações prévias (e.g., Asher & Hymel, 1981), não se encontram evidências de uma primazia, em termos da estabilidade, da tarefa sociométrica escala de apreciação (rating-scale), sobre a tarefa nomeações.

Quanto à estabilidade das medidas, a longo termo, os resultados obtidos mostraram correlações moderadas a elevadas, com valores médios próximos de 0.50.

Jiang e Cillessen (2005) salientam que a interpretação destes resultados deverá considerar, antes de mais, a própria natureza, mais ou menos estável/ instável, do constructo desenvolvimental s ubjacente, neste caso, o estatuto social no grupo de pares. Assim, parte-se do pressuposto de que os coeficientes de estabilidade, a curto prazo, não são influenciados por mudanças sistemáticas, ao nível do constructo. Por consequência, estes coeficientes são interpretados como indicadores puros da estabilidade. Contudo, quando se trata de avaliar a estabilidade das medidas, a longo prazo, as duas fontes de instabilidade – mudanças sistemáticas ao nível do desenvolvimento e mudanças não sistemáticas da medição, em si mesma, podem sobrepor-se uma à outra, limitando a validade das interpretações que daí decorrem. Por esta razão, os autores advertem para que a interpretação dos coeficientes de correlação entre as medidas sociométricas ocorra no sentido destes se tratarem apenas de indicadores, em vez de equivalentes da estabilidade do constructo. No presente estudo avaliaram-se (1) a coerência entre as diferentes avaliações obtidas através de três medidas sociométricas e (2) a estabilidade dos estatutos sociométricos.

 

MÉTODO

Participantes

Participaram neste estudo 263 crianças, 140 do sexo feminino e 123 do sexo masculino, distribuídas por 11 grupos de crianças – três grupos de 3 anos (67 crianças), quatro grupos de 4 anos (99 crianças) e quatro grupos de 5 anos de idade (97 crianças). As crianças são provenientes de famílias com um estatuto socioeconómico médio e frequentam instituições de ensino privadas no Concelho de Oeiras. O número de crianças por sala variava entre os 20 e os 26.

Instrumentos

Medidas Sociométricas

A aceitação social foi avaliada através de três medidas sociométricas, aplicadas por seis observadores (dois por ano), durante três anos lectivos. As crianças foram entrevistadas individualmente.

Para a tarefa de Nomeação (McCandless & Marshall, 1957), uma medida standard que consiste na selecção dos elementos do grupo, utilizando um determinado critério (positivo ou negativo), pediu-se a cada criança que escolhesse (a partir das fotografias de rosto dos colegas), os três colegas com quem mais gosta de brincar (primeiras três escolhas positivas), os três colegas com quem não gosta de brincar (três escolhas negativas) e, por fim, que seleccionasse os restantes, um a um, em função do estímulo com quem gostas mais de brincar. O procedimento decorria, até serem esgotadas todas as possibilidades. As classificações de aceitação basearam-se nas três primeiras escolhas (i.e., consideraram-se apenas as escolhas que ocorreram nas primeiras três posições).

Para a tarefa de Escala de Apreciação (rating-scale), solicitou-se a cada criança a classificação dos colegas, numa escala do tipo Likert, que variava entre “1” (não gosta muito de brincar) e “3” (gosta muito de brincar). Para facilitar a compreensão da classificação intermédia (i.e., “2” – gosta mais ou menos de brincar), utilizaram-se cartões com smiles (cara contente – gosta muito de brincar, cara triste – não gosta muito de brincar e cara séria – gosta mais ou menos de brincar). O total de aceitação foi obtido através da divisão entre o resultado total recebido por cada criança e o número de colegas que completaram a tarefa.

Por fim, para a tarefa de Comparações entre Pares (paired comparison), pediu-se a cada criança que escolhesse um colega, utilizando novamente o critério com quem gosta mais de brincar, para cada uma das díades possíveis no grupo (i.e., N.(N-1)/2). O total de aceitação para esta medida consiste no número médio de escolhas em função do total de díades possíveis.

As médias de confiança teste-reteste para as tarefas sociométricas (coeficientes Kappa de Cohen), têm variado entre .50, para a tarefa de Escala de Apreciação e .75, para a tarefa de Comparações de Pares (Baldia, Punia, & Singh, 2005; McCloskey, 1983; Vaughn & Waters, 1981).

Estatuto Sociométrico

O estatuto sociométrico das crianças foi determinado a partir da medida das nomeações, anterior-mente descrita, seguindo os procedimentos descritos por Coie e colaboradores (1982), que permitem a estimação do grau de popularidade das crianças, tendo por base o princípio das duas dimensões – impacto social e preferência social.

Em síntese, o método proposto pelos autores (Coie et al., 1982), descrito como um modelo contínuo normativo, tem por base as frequências absolutas de nomeações positivas e negativas, recebidas por cada criança. Estas frequências, uma vez obtidas, são convertidas em resultados estandardizados (z scores) que representam as medidas LM (like most) e LL (like least). A partir destes dois resultados estandardizados (derivados a partir dos totais das nomeações positivas e negativas recebidas), calculam-se, seguidamente, os resultados da preferência social (P = LM - LL) e do impacto social (I = LM + LL).

A classificação num dado estatuto é determinada com base nestes últimos resultados que representam as dimensões P (preferência) e I (impacto). Uma vez calculados, obtém-se um sistema de classificação bidimensional dos estatutos, baseado na distribuição normal, que resulta nos seis grupos seguintes: (a) crianças populares – P>1.0, LM>0 e LL<0; (b) crianças rejeitadas – P<1.0, LL>0 e LM<0; (c) crianças negligenciadas – I<1.0 e frequência absoluta de nomeações positivas = 0; (d) crianças controversas – I>1.0, LM e LL > 0; (e) crianças médias – P e I entre -0.5 e 0.5; e (f) outras, todas as crianças que não são classificadas nas restantes categorias.

Para que a criança seja classificada num dos estatutos, ambas as condições definidas para cada estatuto terão de ocorrer em simultâneo, ou seja, os valores de P, I, LM e LL, devem estar compreendidos entre os limites acima apresentados.

Procedimento

Os dados foram recolhidos durante três anos lectivos, por dois observadores diferentes em cada ano. Durante o primeiro ano de recolha de dados foram observados dois grupos de crianças de três anos e um grupo de quatro anos; no segundo ano, foram observados um grupo de crianças de três anos, dois grupos de quatro anos e dois grupos de cinco anos. À excepção do grupo de três anos, os restantes grupos eram constituídos pelas crianças observadas no primeiro ano. No terceiro e último ano de recolha de dados, foram observados dois grupos de cinco anos, constituídos pelas mesmas crianças avaliadas no ano anterior, aos quatro anos de idade.

Em cada ano, dois observadores entrevistaram individualmente cada criança, correspondendo cada tarefa a um momento de observação. Para as crianças de três anos foram necessárias, pelo menos, duas entrevistas para a tarefa de comparação entre pares, potencialmente mais cansativa devido ao elevado número de díades para as quais a criança teria de efectuar as suas escolhas. Por consequência, sempre que a criança manifestava sinais de distracção, interrompia-se a tarefa e retomava-se noutro momento.

As instruções dadas às crianças foram idênticas, bem como a ordem de apresentação das tarefas (i.e., (1) nomeação, (2) escala de apreciação e (3) comparação entre pares). Para além das instruções relativas à tarefa, explicaram-se ainda, de forma relativamente simples, os objectivos do trabalho, que foi apresentado como um estudo para nos ajudar a compreender melhor como é que as crianças brincam umas com as outras e como é que fazem amigos. No início da recolha de dados, pedia-se às crianças que identificassem todos os colegas pelo nome, para assim garantir que existia o mínimo de conhecimento sobre quem eram os seus colegas.

 

RESULTADOS

Uma vez normalizadas as variáveis (i.e., conversão em z scores), procedeu-se à análise transversal das associações entre as três medidas sociométricas através do calculo dos coeficientes de correlação de Pearson. Os resultados obtidos, evidenciam a existência de correlações estatisticamente significativa entre as três medidas, que aumenta de magnitude em função da idade das crianças.

A Tabela 1 apresenta a correlação global entre as medidas sociométricas utilizadas. Tal como se pode verificar, à excepção da associação entre a medida das nomeações negativas vs. escala de apreciação (-.17), observam-se correlações significativas entre todas as medidas, que variam entre -.29 (nomeações negativas vs. comparação entre pares) e .74 (comparação entre pares vs. escala de apreciação).

 

TABELA 1

Correlação entre as medidas sociométricas

 
Escala de Apreciação
Comparações entre Pares
Nomeações Positivas
.30*
.49**
Nomeações Negativas
-.17
-.29*
Comparações entre Pares
.74**

Legenda: *p < .05; ** p < .01

 

Para analisar a coerência entre as medidas sociométricas nas diferentes idades, procedeu-se a uma análise transversal dos dados, a partir da distribuição das crianças num de dois grupos etários estabelecidos (3 anos vs. 4/5 anos). A opção por organizar os dados desta forma, resultou da tentativa para manter os grupos equivalentes em termos de dimensão, e do facto de existir um menor número de crianças de cinco anos, com avaliações independentes (i.e., que não foram avaliadas nos anos anteriores).

Na Tabela 2 apresentam-se as correlações entre as medidas sociométricas para os dois grupos etários. Para as crianças mais novas, verificaram-se correlações estatisticamente significativas a medida das nomeações positivas e as medidas escala de apreciação e comparação entre pares (.25 e .39 respectivamente). Entre as crianças de 4/5 anos, todas as correlações entre as medidas foram estatisticamente significativas, sendo o aumento de magnitude, bastante evidente, sobretudo para a associação entre a medida comparação entre pares e as restantes medidas. Comparativamente às crianças mais novas, as crianças entre os quatro e os cinco anos obtiveram, não apenas, correlações relativamente mais fortes, entre a medida das nomeações negativas e as restantes medidas (-.27 para escala de apreciação e -.40 para comparação pares) mas também mais próximas das correlações entre as nomeações positivas e as medidas escala de apreciação (-.45) e comparação entre pares (-.56).

 

TABELA 2

Correlação entre as medidas sociométricas em função da idade

 
Nomeações Positivas
Nomeações Negativas
Escala de Apreciação
3 anos
Escala de Apreciação
.25*
-.07
Comparação entre Pares
.39**
-.14
4/5 anos
Escala de Apreciação
.45**
27*
Comparação entre Pares
.56**
-.40**

Legenda: *p<.05; **p<.01

 

A Tabela 3 apresenta as correlações entre as medidas sociométricas em função do género. Como se pode verificar, à excepção da associação entre a medida escala de apreciação vs. nomeações negativas, as restantes correlações são estatisticamente significativas independentemente do género. As correlações mais fortes observaram-se entre as nomeações positivas e a medida comparação entre pares (.49 para as raparigas e .51 para os rapazes).

 

TABELA 3

Correlação entre as medidas sociométricas em função do género

 
Nomeações Positivas
Nomeações Negativas
Escala de Apreciação
Feminino
   
Escala de Apreciação
.23*
18
 
Comparação entre Pares
.49**
-.28*
 
Masculino
 
Escala de Apreciação
.38**
-.15
 
Comparação entre Pares
.51**
-.36**
 

Legenda: *p<0.05; **p<0.01

 

Relativamente aos estatutos sociométricos, considerados no segundo objectivo deste trabalho, procedeu-se a (1) uma análise da estabilidade/ concordância das classificações sociométricas atribuídas a cada criança, dos três para os quatro anos, dos três para os cinco anos e dos quatro para os cinco anos (através do cálculo do coeficiente Kappa de Cohen); e, por fim, (2) uma análise da associação entre a variável idade e a variável estatuto sociométrico, utilizando o coeficiente de correlação V de Cramer.

A Tabela 4 apresenta a evolução da classificação dos estatutos sociométricos de uma faixa etária para outra, ou seja, através da análise longitudinal dos dados. Recorrendo ao coeficiente Kappa, uma medida da concordância entre as classificações, verificou-se um nível de concordância muito baixo (K=0.07, p>.05) indicativo de ausência de estabilidade nas classificações do estatuto sociométrico, dos três para os quatro anos. A transição mais frequente entre os estatutos, parece ocorrer na direcção da classificação médio, como se observa, por exemplo, entre as nove crianças classificadas aos três anos, no estatuto negligenciado, que passaram, aos quatro anos, a ser classificadas, sobretudo, no estatuto médio (7 em 9 crianças). Aos quatro anos, nenhuma criança recebeu a classificação no estatuto controverso.

Como se observa na Tabela 4, e à semelhança do que se verificou para os quatro anos, nenhuma criança recebeu a classificação controverso aos cinco anos. Quanto às mudanças mais evidentes nas classificações sociométricas, dos três para os cinco anos, verifica-se, novamente, uma evolução do estatuto negligenciado para o estatuto médio (i.e., das dez crianças, classificadas aos três anos como negligenciadas, seis passam a receber a classificação médio, aos cinco anos). No global, o número de crianças classificadas no estatuto médio parece tender a aumentar entre estas duas idades (doze crianças aos três anos vs. dezanove crianças aos quatro anos), contrariamente ao número de crianças classificadas no estatuto negligenciado, que evidencia uma tendência de redução (dez crianças aos três anos vs. cinco crianças aos cinco anos), equivalente ao que já se verificou dos três para os quatro anos (nove crianças aos três anos vs. duas crianças aos quatro anos). O valor do coeficiente Kappa foi de .22 (não significativo), apontando para um nível de concordância baixo, pelo que, mais uma vez, não existe estabilidade entre as classificações dos estatutos sociométricos dos três para os cinco anos.

Tabela 4

Estabilidade dos Estatutos Sociométricos

Finalmente, dos quatro para os cinco anos a maioria das crianças tende a receber uma classificação diferente, ao nível do estatuto sociométrico. À semelhança do que se verificou para as transições 3-4 anos e 3-5 anos, também dos quatro para os cinco anos o estatuto médio parece ser a classificação tendência, isto é, as mudanças de estatuto tendem a ocorrer na direcção deste estatuto, embora, neste último de caso, o total global para o estatuto médio, não aumente. O valor de Kappa (.04) não é estatisticamente significativo indicando, novamente, um nível de concordância muito baixo entre as classificações, que atesta a ausência de estabilidade entre as classificações do estatuto sociométrico dos quatro para os cinco anos de idade. O coeficiente de correlação V de Cramer (V=.11; N=241; p=.7) corrobora os resultados obtidos através do coeficiente Kappa, demonstrando a inexistência de uma associação estaticamente significativa entre o estatuto sociométrico e a idade.

 

DISCUSSÃO

O primeiro objectivo deste trabalho foi verificar a coerência entre diferentes medidas sociométricas, durante o pré-escolar, a partir de três técnicas (medidas) frequentemente utilizadas na investigação sobre o desenvolvimento social das crianças (e.g., Asher, 1985; Harrist et al., 1997; Kohlberg et al., 1972; Roff et al., 1972), porém raramente avaliadas quanto à coerência (consistência) das avaliações obtidas através de cada uma.

Nos poucos estudos publicados que trataram esta questão, (quase sempre de forma secundária ou indirecta), os resultados obtidos sugerem que existe elevada coerência entre diferentes medidas sociométricas, durante o período pré-escolar (Wasik, 1987), contrariando a ideia de que, neste período de desenvolvimento, as relações entre pares tendem a ser menos estáveis e mais casuais, quando comparadas com as relações entre crianças em idade escolar.

No nosso estudo, os resultados obtidos são concordantes com os de Wasik (1987) e indicam que, de um modo geral, à excepção da medida nomeações negativas que, em algumas situações, apresenta valores de correlação não significativos, quer na amostra global, quer nas sub-amostras referentes à idade e ao género, as restantes medidas apresentam níveis de coerência (i.e. associação entre as medidas) estatisticamente significativos mesmo entre as crianças de três anos.

Na globalidade, os resultados mostram que, para a amostra global, as correlações entre as diferentes medidas são estatisticamente significativas para todas as associações possíveis, excepto entre as medidas escala de apreciação vs. nomeações negativas. Quanto às correlações em função da variável idade (3 anos vs. 4/5 anos), verifica-se um aumento dos valores das associações entre todas as medidas, estatisticamente significativas, incluindo a associação entre escala de apreciação vs. nomeações negativas (não significativa para o grupo de crianças de três anos). Por fim, na análise em função da variável género, verifica-se um padrão de correlações idêntico para os dois grupos, onde, à excepção das correlações entre a medida nomeações negativas vs. escala de apreciação, se observam correlações estatisticamente significativas entre todas as medidas. Quer entre as raparigas, quer entre os rapazes, os resultados indicam a existência de uma maior coerência entre as medidas nomeações positivas vs. comparação entre pares (.49 e .51 para o sexo feminino e para o sexo masculino, respectivamente).

Como se referiu anteriormente, comparativamente às crianças de três anos, os dados para as crianças de 4/5 anos evidenciam, não apenas, correlações mais fortes entre as medidas mas, também, estatisticamente significativas, em todas as associações possíveis, com valores de r que variam entre .27 e .56. Este aumento de coerência entre as medidas, à medida que a idade aumente (e em amostras independentes), é congruente com algumas investigações sobre as estruturas afiliativas, durante o pré-escolar (e.g., Santos, Vaughn, & Bost, 2008; Strayer & Santos, 1996; Vaughn & Santos, 2008) que têm vindo a sugerir uma progressiva consolidação destas estruturas de organização social, à medida que a idade aumenta. De acordo com os seus resultados, as crianças parecem tornam-se gradualmente mais precisas sobre quem são os seus amigos e, embora o número de nomeações permaneça relativamente idêntico, o número de escolhas recíprocas tende, de facto, a aumentar, o que significa que as crianças atribuem progressivamente as suas escolhas aos pares que também as nomearam nas suas primeiras três escolhas (Berndt & Hoyle, 1985).

Noutro estudo sobre a amizade (classificada a partir de escolhas sociométricas) e a competência social, durante o pré-escolar, Vaughn e colaboradores (2000) verificaram, de modo idêntico, que as crianças mais velhas, quer nas análises transversais, quer nas longitudinais, tinham significativamente mais amizades recíprocas que as crianças mais novas.

Os aumentos (a) do nível da coerência entre diferentes medidas sociais em função da idade, (b) da precisão sobre das escolhas que a crianças faz, e (c) da reciprocidade das suas relações de amizade, são consistente com as teorias do desenvolvimento social e cognitivo, que sugerem um aumento gradual do mundo social, particularmente do contexto do grupo de pares e, simultaneamente, por avanços significativos, ao nível das competências cognitivas (Flavell, Flavell, & Green, 1987; Flavell, & Miller, 1998; Flavell, Miller, & Miller, 1999).

Segundo Flavell e colaboradores (1999), quando adquirem uma compreensão mais ampla acerca da mente, como o lugar onde ocorrem os desejos, as crenças, os pensamentos e os sentimentos, as crianças têm também maiores possibilidades para construir, elas próprias, conceitos acerca dos outros, particularmente, sobre as suas características pessoais singulares, como os traços de personalidade. À semelhança do que acontece com o conhecimento não social, também no conhecimento social a compreensão da criança começa por ser relativamente simples, evoluindo progressivamente, à medida que interage com os objectos sociais e não sociais, para uma compreensão mais complexa e estruturada (Flavell, 1996; Flavell et al., 1999). No caso das relações entre os pares, permite, provavelmente, que as escolhas dos parceiros sociais, de acordo com um dado critério, sejam elas próprias suportadas por regras mais consistentes e menos voláteis.

Relativamente ao segundo objectivo deste trabalho – avaliar a frequência e estabilidade das classificações sociométricas em função da idade – os resultados obtidos mostram que o estatuto mais frequente, em todas as idades, corresponde à classificação médio, um resultado positivo, do ponto do desenvolvimento desta amostra de crianças, na medida em que, a este estatuto social, se associam, geralmente, características e competências tidas como indicadores de um crescimento social ajustado (Schaffer, 1996). Também por essa razão, como se constata em diversas investigações, as crianças cujo estatuto social é melhor caracterizado como médio são frequentemente excluídas das análises, quando se pretende estudar, por exemplo, a agressividade, o abandono/ insucesso escolar, etc. (Coie & Cillessen, 1998; Sandstrom & Coie, 1999).

Os testes estatísticos realizados (coeficiente Kappa de Cohen e coeficiente de correlação V de Cramer) apontam para ausência de estabilidade nas classificações sociométricas atribuídas às crianças, de ano para ano, nas três idades consideradas e para a ausência de associação estatisticamente significativa entre a variável idade e a variável estatuto sociométrico. Estes resultados são contraditórios com a literatura vigente, que tem indicado que o estatuto social, no grupo de pares, tende a ser relativamente estável ao longo do tempo (e.g., Cillessen et al., 2000). Entre outros aspectos, os estudos que sugerem estabilidade nas classificações sociométricas, mostram que, independentemente do sistema de classificação utilizado, as crianças populares tendem a permanecer populares, tal como as crianças rejeitadas tendem a manter-se rejeitadas (e.g., Brendgen, Vitaro, Bukowski, Doyle, & Markiewicz, 2001). Adicionalmente, as evidências disponíveis sugerem, também, que a classificação do estatuto social (particularmente o de rejeição), não só tende a ser estável num grupo em particular, como a ser consistente de forma transversal, ou seja, de grupo para grupo (Bierman, 2004).

A estabilidade na aceitação e rejeição pelo grupo é um fenómeno pertinente para alguns investigadores, por corroborar as suas perspectivas teóricas sobre o que constitui a base para a formação de um dado estatuto social, designadamente, o pressuposto de que o estatuto reflecte as competências da criança, em vez de idiossincrasias ou artefactos inerentes aos grupos de que fazem parte (Parker, Rubin, Erath, Wojslawowicz, & Buskirk, 2006). Tal como mostram investigações recentes sobre o contexto social, a reputação e outros factores grupais favoráveis à rejeição vs. aceitação pelo grupo de pares (e.g., Santos & Wineger, 1999; Abrams, Rutland & Cameron, 2003; Santos, Vaughn & Bost, 2008; Vaughn & Santos, 2008), é errado subestimar a importância que os factores ao nível do grupo desempenham, quer na emergência do estatuto social, quer na sua subsistência.

 

REFERÊNCIAS

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(*) Agradecimentos: Os autores gostariam de agradecer a todas as crianças que aceitaram participar neste estudo, financiado pela FCT (POCTI/PSI/46739/2002, PTDC/ PSI/66172/2006). Os autores gostariam ainda de agradecer a colaboração de todos os colegas que colaboraram na recolha dos dados.

Contacto: inespeceguina@gmail.com, Instituto Superior de Psicologia Aplicada, Rua Jardim do Tabaco, 34, 1149-041 Lisboa, Portugal.

(**) Bolseira FCT (SFRH/BD/23350/2005), UIPCDE, Instituto Superior de Psicologia Aplicada, Lisboa, Portugal.

(***) UIPCDE, Instituto Superior de Psicologia Aplicada, Lisboa, Portugal.

(****) Bolseiro FCT (FCT-SFRH/BD/27489/2006), UIPCDE, Instituto Superior de Psicologia Aplicada, Lisboa, Portugal.

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