Printer Friendly

Escala de condutas antissociais e delitivas: estrutura fatorial da versao Portuguesa.

Scale of Antisocial and Criminal Conducts: Factorial Structure of the Portuguese Version

A delinquencia juvenil afeta, de forma significativa, as sociedades atuais. Portugal nao tem sido excecao. Sob o ponto de vista juridico, a delinquencia juvenil em Portugal reporta-se a pratica de factos qualificados pela lei como crime, cometidos porjovens entre os 12 e os 16 anos. A este respeito, e embora a delinquencia registada pela policia tenha vindo a decrescer nos ultimos anos (Ministerio da Administracao Interna [MAI], 2013), passando de 3880 casos registados em 2010 para 1940 registos em 2013, os resultados dos ultimos estudos de delinquencia juvenil auto-revelada dao conta do crescendo da chamada pequena delinquencia associada a adolescencia (Agra & Castro, 2010; Cardoso, Perista, Carrilho, & Silva, 2013; Carvalho, 2013; Carvalho & Duarte, 2013; Pechorro et al., 2014). Em 2014 foram efetuadas 2393 participacoes as autoridades policiais, traduzindo um aumento de 23,4% deste tipo de criminalidade relativamente a 2013 (MAI, 2015).

Pela sua dimensao e implicacoes aos mais variados niveis, a delinquencia juvenil tem sido objeto de estudo de diversas areas do conhecimento, as quais tem procurado explicar as suas causas por via de caminhos teoricos-empiricos distintos e de diferentes orientacoes epistemo-metodologicas (Duarte & Cunha, 2014; Duarte, Santos, Cruz, & Grangeia, 2015; Gouveia, Santos, Pimentel, Diniz, & Fonseca, 2009; Loeber & Farrington, 2012; Morizot & Kazemian, 2015; Zaluar, 2001; Zaluar & Leal, 2001). A sua complexidade, associada aos custos pessoais, sociais e economicos, bem como a questoes de coesao e seguranca das sociedades (Gouveia et al., 2009) tem promovido, entre os/ as investigadores/as, dificeis debates, nem sempre unanimes. Um destes debates e reflexo da polissemia do conceito de delinquencia juvenil. Sendo esta uma realidade difusa e heterogenea em si mesma, integra uma multiplicidade de manifestacoes que se sobrepoem, niveis de gravidade muito diferenciados e em que se entrecruzam varios tipos de fatores de risco pessoais e sociais (Le Blanc, 2008). A busca por estas e outras fronteiras conceptuais tem estado diretamente ligada aos entendimentos coletivos e as imagens construidas em torno da infancia e da juventude (Carvalho, 2003, 2013; Carvalho & Duarte, 2013; Duarte et al., 2015) e tem exprimido diferentes posicionamentos consoante se adote uma visao restrita do conceito de delinquencia, que engloba apenas as infracoes as normas juridicas, ou se siga um olhar mais alargado, que tenta abarcar varios tipos de interdicoes sociais e diversos comportamentos ditos problematicos de criancas e jovens, onde as infracoes as lei sao apenas uma parte (Formiga, Aguiar, & Omar, 2008; Negreiros, 2008). Este olhar mais alargado, que perfilhamos, tem estado associado a ideia de que "a compreensao da delinquencia durante a adolescencia nao pode ser entendida como uma oposicao inqualificavel entre a infracao e a moral convencional ou legal" (Ferreira, 1997, p. 916), uma vez que as suas trajetorias de vida sao construidas na relacao entre as exigencias formais da lei e as pertencas e socializacoes grupais.

Nesta esteira, uma das propostas com mais impacto teorico e pratico tem sido a alimentada pelas perspetivas desenvolvimentais (Farrington, 1999, 2003; Loeber & Le Blanc, 1990; Morizot & Kazemian, 2015; Negreiros, 2008), que inclui no constructo antissocial tanto comportamentos estritamente delitivos como aqueles que, nao sendo ilegais, sao considerados danosos para a sociedade e para o bom desenvolvimento psicossocial do individuo (Loeber, Farrington, & Petechuk, 2003). Esta questao tem particular relevancia porque estas perspetivas, ao considerarem que o melhor preditor de comportamentos futuros e o comportamento passado, demonstram que e possivel identificar jovens desviantes antes destes/as se tornarem ofensores/as cronicos/as. Fazem-no atraves de mecanismos explicativos das trajetorias delinquentes, como sao a precocidade, a persistencia, a duracao e a variedade dos comportamentos delinquentes e os motivos subjacentes a pratica (Le Blanc, 2008). Neste contexto tem vindo a ser distinguidas a delinquencia ocasional, vista como uma etapa da adolescencia, da delinquencia persistente (Le Blanc, 2008; Moffitt, 1993). A delinquencia ocasional seria aquela que se caracterizaria pela sua natureza esporadica e por um numero limitado de atos delituosos de fraca gravidade, enquanto a persistente manifestar-se-ia de forma recorrente, em grau superior de gravidade, duracao e diversidade, e de aparecimento precoce.

Apesar de existir hoje uma literatura consolidada sobre os fatores de risco e as trajetorias desenvolvimentais que podem levar uma crianca/jovem a exibir problemas de conduta ou delinquentes (Loeber, 1990; Loeber & Farrington, 2012), continua a nao haver consenso sobre a natureza do conceito antissocial. Exemplo disso sao os variados modelos teoricos e instrumentos de mensuracao e avaliacao da conduta antissocial que tem sido desenvolvidos nos ultimos anos (Morizot & Kazemian, 2015). Enquanto alguns modelos tem procurado explicar o desvio social dos/as jovens por referencia ao diagnostico clinico de transtornos do comportamento (Bordin & Offord, 2000; Hare, 1996; Neumann, Hare, & Pardini, 2014); outros explicam as diferencas individuais no comportamento delinquente, tendo em conta a influencia do contexto cultural e social mais amplo, do contexto comunitario e familiar mais proximo, das relacoes interpessoais e das variaveis pessoais (Andrews & Bonta, 1994/2006; Farrington, 1999). Outros modelos ainda, procuram explicar as condutas agressivas e delitivas dos/as adolescentes e jovens atraves do seu sistema de crencas, atitudes e pensamento antissocial (Butler, Leschied, & Fearon, 2007).

Uma outra proposta de mensuracao do comportamento delinquente foi apresentada por Seisdedos (1988), que desenvolveu um modelo pragmatico que identifica dois tipos de comportamentos socialmente desviantes: os anti-sociais e os delitivos. Estes sao avaliados e medidos atraves do instrumento que esta em analise neste texto--a Escala de Condutas Antissociais e Delitivas (ECAD). O que a conduta antissocial e delitiva parecem ter em comum e que ambas interferem nos direitos e nos deveres das pessoas, ameacando o seu bem-estar (Formiga, 2005).

Reconhecendo a escassez de instrumentos de medida da delinquencia juvenil adaptados a populacao portuguesa e considerando que a ECAD reune caracteristicas favoraveis a uma analise integrada e nao restritiva do fenomeno em apreco, objetivou-se no estudo que em seguida se descreve testar a validade empirica da estrutura fatorial da versao Portuguesa da ECAD.

Metodo

Amostra

Fizeram parte da amostra deste estudo 443 estudantes do ensino profissional e universitario da zona norte de Portugal, 305 do sexo feminino e 138 do sexo masculino, com idades compreendidas entre os 15 e 23 anos de idade (M = 14,80; DP = 1,90; Mo = 20). Os estudantes eram maioritariamente de nacionalidade portuguesa (92,1%) e em 60,6% dos casos frequentavam o ensino universitario. A amostragem foi aleatoria.

Instrumentos

Escala de Condutas Antissociais e Delitivas (ECAD, Seisdedos, 1988; Adaptado para a populacao brasileira por Formiga, 2003; Formiga & Gouveia, 2003). A ECAD e uma medida comportamental composta por 40 itens, distribuidos em dois fatores: (a) condutas antissociais e (b) condutas delitivas. As condutas antissociais agregam comportamentos que desafiam a ordem social (e.g., jogar lixo no chao mesmo quando ha perto um cesto de lixo; tocar a campainha na casa de alguem e sair correndo); as condutas delitivas integram comportamentos considerados como estando a margem da lei, caracterizando uma infracao ou uma conduta faltosa e prejudicial a alguem ou mesmo a sociedade como um todo (e.g., roubar objetos dos carros; conseguir dinheiro ameacando pessoas mais fracas). Para cada item, os/as respondentes devem indicar, numa escala de Likert de 0 a 9 (0 = Nunca e 9 = Sempre), a frequencia do comportamento assinalado.

No estudo de validacao do instrumento para a populacao brasileira, desenvolvido por Formiga e Gouveia (2003), a presente escala revelou indicadores psicometricos consistentes identificando os fatores destacados acima; para as Condutas Antissociais foi encontrado um Alpha de Cronbach de 0,86 e para as Condutas Delitivas um Alpha de Cronbach de 0,92. A Analise Fatorial Confirmatoria, realizada atraves do Lisrel 8.0, comprovou as dimensoes previamente encontradas, [ji al cuadrado]/gl = 1,35; AGFI = 0,89; PHI ([R]) = 0,79, p > 0,05, na analise dos principais componentes..

Ficha de Caracterizacao Socio-Demografica. O ECAD foi acompanhado de um questionario sociodemografico, que teve como objetivo fazer uma breve caracterizacao dos/as participantes deste estudo no que respeita ao sexo, idade, nacionalidade e nivel de escolaridade, bem como realizar um controle estatistico de atributos que pudessem interferir diretamente nos resultados.

Procedimentos

O processo de adaptacao da ECAD a populacao portuguesa iniciou-se com um ajustamento dos itens da versao brasileira, por forma a que a sua redacao fosse mais congruente com a realidade portuguesa. Depois de refinados os itens, os mesmos foram sujeitos a um processo de reflexao falada (Almeida & Freire, 1997) por parte de um conjunto de jovens com idades analogas as dos/as da amostra do estudo. Para se proceder a recolha dos dados foram contactados varios estabelecimentos de ensino profissional e universitario da zona norte de Portugal. Numa primeira fase solicitou-se as Direcoes das escolas autorizacao para a realizacao do estudo, esclarecendo-se os objetivos do mesmo e clarificando-se os criterios de inclusao: pertencer a faixa etaria dos 15 aos 25 anos, nao apresentar defices cognitivos severos e compreender a lingua portuguesa. Os diretores de turma auxiliaram a equipa de investigacao no acesso as turmas, cedendo os horarios de aulas e criando uma calendarizacao que garantisse o envolvimento das diferentes turmas dos diferentes anos. Depois de selecionados/as os/as participantes, foram distribuidos e assinados os consentimentos informados, no caso dos menores de idade, pelos respetivos tutores legais, no caso dos maiores de 18 anos pelos proprios. A ECAD foi distribuida em contexto de sala de aula por investigadores/as com formacao nos dominios da Psicologia ou Sociologia, os quais forneceram aos/as participantes as instrucoes necessarias ao seu preenchimento, depois de esclarecidas todas as duvidas. O tempo medio de preenchimento foi de 30 minutos.

Analise dos Dados

Para a analise dos dados deste estudo utilizou-se a versao 21.0 do programa estatistico SPSS para Windows. Foram computadas estatisticas descritivas (tendencia central e dispersao), Alpha de Cronbach (a), teste t de Student e Analise de variancia (ANOVA one-way); alem destes calculos, realizou-se uma analise fatorial confirmatoria com recurso ao programa estatistico AMOS 21.0, com o intuito de se avaliar a consistencia estrutural do modelo ja previamente encontrado para a ECAD. Considerou-se como entrada a matriz de covariancias, tendo sido adotado o estimador ML (Maximum Likelihood).

Uma vez que esta analise estatistica e mais criteriosa e rigorosa, testou-se a estrutura teorica quanto ao modelo bifatorial. Esta analise apresenta alguns indices que permitem avaliar a qualidade de ajuste do modelo proposto (Bilich, Silva, & Ramos, 2006; Byrne, 1989; Hair, Tatham, Anderson, & Black, 2005; Kelloway, 1998; Tabachnick & Fidell, 1996; Van de Vijver & Leung, 1997). A seguir serao apresentados esses indicadores: O [ji al cuadrado] (qui-quadrado) testa a probabilidade do modelo teorico se ajustar aos dados: quanto maior o valor do [ji al cuadrado] pior o ajustamento. Entretanto, ele tem sido pouco empregue na literatura, sendo mais comum considerar sua razao em relacao aos graus de liberdade ([ji al cuadrado]/gl). Neste caso, valores ate 3 indicam um ajustamento adequado; O Goodness-of-Fit Index (GFI) e o Adjusted Goodness-of-Fit Index (AGFI) sao analogos ao R2 na regressao multipla e, portanto, indicam a proporcao de variancia-covariancia nos dados explicada pelo modelo. Os valores desses indicadores variam de 0 a 1, sendo que os valores na casa dos 0,80 e 0,90, ou superiores, indicam um ajustamento satisfatorio; A Root-Mean-Square Error of Approximation (RMSEA), com seu intervalo de confianca de 90% (IC90%), e considerado um indicador de "maldade" de ajuste, isto e, valores altos indicam um modelo nao ajustado. Assume-se como ideal que o RMSEA se situe entre 0,05 e 0,08, aceitando-se valores ate 0,10; o PCLOSE trata-se de um indicador mais ponderado, o qual testa a hipotese nula do RMSEA, devendo rejeitar-se tal hipotese quando o seu valor e proximo de zero, condicao essa que sugere ausencia de ajuste do modelo. Com isso, recomenda-se o PCLOSE > 0,05 como indicativo de modelo ajustado; O Comparative Fit Index (CFI) compara de forma geral o modelo estimado com o modelo nulo, considerando valores mais proximos de um como indicadores de ajustamento satisfatorio; O Expected Cross-Validation Index (ECVI) e o Consistent Akaike Information Criterion (CAIC) sao indicadores geralmente empregues para avaliar a adequacao de um modelo determinado em relacao a outro. Valores baixos do ECVI e CAIC expressam o modelo com melhor ajuste.Akaike'sInformation Criteria (AIC) e um criterio que utiliza a parcimonia na avaliacao do modelo, levando em conta o numero de parametros estimados. E usado quando sao comparados dois ou mais modelos. O modelo que apresenta melhor ajuste e o que possuiu menor AIC. Browne-Cudeck Criterion (BCC) e um criterio que funciona da mesma maneira que o AIC e o CAIC com a diferenca que impoe grandes penalidades para a complexidade do modelo. Bayes Information Criterion (BIC) mostra-se de forma mais consistente, uma vez que cada ajuste realizado nos componentes explicativos e gerado com base no ajuste adequado dos dados, penalizando severamente modelos com muitos parametros.

Resultados

Procurando atender ao objetivo do presente estudo efetuou-se, inicialmente, uma analise dos Alphas de Cronbach (a; cf. Tabela 1); estes apresentaram valores acima de 0,70, seja considerando a amostra total ou as duas seccoes amostrais (por exemplo, N1 e N2) ou atraves do metodo Split-Half (com o coeficiente Spearman-Brown acima de 0,80 para ambas as metades, bem como o coeficiente de Guttman de 0,84). Esta condicao sugere que a escala e confiavel para a referida amostra, isto e, os/as participantes reconhecem as questoes do instrumento a eles administrado.

Com os Alphas acima dos exigidos pela literatura, os quais contribuiram para corroborar a medida da ECAD na amostra em analise, optou-se (acrescentando mais um elemento estatistico que salvaguardasse a confianca da medida da conduta desviante) por avaliar, a partir da analise fatorial confirmatoria, a estrutura fatorial da ECAD. Empregou-se, entao, o programa estatistico AMOS 21.0, testando-se o modelo estrutural proposto pelos autores supracitados (Formiga, 2003; Formiga & Gouveia, 2003): deixando livre as covariancias (phi, 9) entre os fatores da conduta antissocial e delitiva, os resultados revelaram indicadores de qualidade de ajuste para o modelo bifatorial proximos das recomendacoes sugeridas pela literatura estatistica (Byrne, 1989; Van de Vijver & Leung, 1997): [ji al cuadrado]/gl = 1,87, GFI = 0,89, AGFI = 0,95, CFI = 0,96, RMSEA (90%IC) = 0,05 (0,04-0,05), PCLOSE = 0,99, CAIC = 2622,50 e ECVI = 3,46; comparando tais resultados com o modelo unifatorial, [ji al cuadrado]/gl = 4,21, GFI = 0,69, AGFI = 0,61, CFI = 0,78, RMSEA (90%IC) = 0,09 (0,08-0,09), PCLOSE = 0,08, CAIC = 3913,24 e ECVI = 7,02, verifica-se que os melhores indicadores sao os do modelo hipotetizado, previamente observados pelos autores supracitados.

Alem dos indicadores referidos, outros indicadores parcimoniosos (por exemplo, o AIC, BIC e BCC), garantiram o modelo esperado, justamente por serem acompanhados do CAIC e ECVI, como um indicador comparativo da estrutura fatorial: o modelo bifatoiral--AI[C.sub.modelobitatonal] = 1527,56, BI[C.sub.modelobifatorial] = 2407,68 e BC[C.sub.modelobifatorial] = 1571,53 e os indicadores do modelo unifatorial--AI[C.sub.mo-deloumtatonal] = 3103,36, BI[C.sub.modeloumtatonal] = 3757,24 e BC[C.sub.modelounifatorial] = 3135,88. E preciso destacar que os indicadores parcimoniosos (por exemplo, o AIC, BIC e BCC) podem ser tomados como um indicador comparativo para verificar a melhor organizacao empirica dos modelos; quanto menor o valor, melhor o ajustamento, pois foi mais parciomonioso em seus ajustes de medida (Maroco, Tecedeiro, Martins, & Meireles, 2008).

Considerando os indicadores antes apresentados, destaca-se que todas as saturacoes (Lambdas, X) tanto estiveram dentro do intervalo esperado [valor absoluto de 0-1] quanto foram estatisticamente diferentes de zero (t > 1,96, p < 0,05), denotando nao haver problemas da estimacao proposta da escala (cf. Tabela 2); tais resultados corroboram a existencia do modelo bifatorial hipotetizado para mensurar as condutas desviantes (condutas antissociais e delitivas) dos jovens portugueses, as quais revelaram uma associacao Phi ([fi]) positiva entre os fatores ([lambda] = 0,61). Desta forma, justifica-se a adequabilidade da estrutura fatorial da ECAD, de acordo com a versao proposta pelos autores Formiga (2003) e Formiga e Gouveia (2003), bem como a confiabilidade deste instrumento para a populacao juvenil portuguesa.

Assim sendo, observou-se que a associacao Phi (9) entre os fatores revelou boa forca associativa entre eles, bem como entre a relacao item-fator (variando de 0,37 a 0,80), sendo esse resultado confirmado quando se realizaram as estimativas de predicao, a partir da analise de regressao revelada para o modelo, ao identificar as variaveis significativas e a razao criterio que estiveram dentro do que e estatisticamente exigido (cf. Tabela 3).

De uma forma geral, e com base nos resultados deste estudo, destaca-se que a ECAD alem de fidedigna, e consistente e corrobora a estrutura bifatorial proposta previamente. Defende-se assim que reune condicoes para mensurar, de forma apropriada, as condutas antissociais e delitivas dos jovens portugueses. As varias analises estatisticas realizadas para avaliacao da escala apresentaram pois garantias psicometricas na amostra em questao, tendo por base diferentes evidencias empiricas. Os indicadores comummente tidos em conta para corroborar o modelo pretendido (por exemplo, [ji al cuadrado]/gl, GFI, AGFI, CFI, RMSEA, PCLOSE, CAIC, ECVI, AIC, BIC e BCC), bem como os Alphas de Cronbach, foram muito satisfatorios.

Reconhecida a consistencia da estrutura da escala utilizada neste estudo, procurou-se avaliar a variancia das respostas dos sujeitos em funcao do sexo e idade. Assim, em relacao a idade, atraves de uma ANOVA one-way, observou-se que no que se refere a conduta antissocial (CAS), os jovens de 15 a 16 anos obtiveram pontuacoes medias superiores (M = 36,85; DP = 36,09; [IC.sub.95%]-25,30-48,39), quando comparados com as pontuacoes das demais idades, 17 a 18 anos (M = 31,35; DP = 25,83; [IC.sub.95%]-26,40-36,31), 19 a 20 anos (M = 25,77; DP = 23,51; [IC.sub.95%]-22, 23-29,30), 21 a 23 anos (M = 27,33; DP = 24,36; [IC.sub.95%]--22,99-31,66; [F.sub.(3,442)] = 2,59, p < 0,05). Apesar de resultados nao serem estatisticamente significativos, importa salientar que os mais novos pontuaram mais alto na dimensao da conduta delitiva, quando comparados com jovens de idades mais avancadas. Os jovens de 15 e 16 anos, tambem pontuaram mais alto nas pontuacoes medias (M = 15,07; DP = 24,46; IC95%--7,25-22,90) quando comparados com outras idades, nomeadamente 17 e 18 anos (M = 11,27; DP = 21,52; [IC.sub.95%]--7,15-15,40), 19 e 20 anos (M = 7,69; DP = 14,64; [IC.sub.95%]--5,48-9,89) e 21 e 23 anos (M = 8,41; DP = 16,64; [IC.sub.95%]--5,46-11,38; [F.sub.(3.442)] = 2,34 p < 0,07X

Ainda em relacao as condutas desviantes, os jovens de 15 e 16 anos tambem pontuaram mais alto nas pontuacoes medias (M = 51,92; DP = 53,38; [IC.sub.95%]--34,85-68,99) quando comparados com jovens mais velhos: 17 e 18 anos (M = 42,63; DP = 41,97; [IC.sub.95%]--34,58-50,67), 19 e 20 anos (M = 33,45; DP = 34,42; [IC.sub.95%]--28,27-36,63) e 21 e 23 anos (M = 35,75; DP = 37,77; [IC.sub.95%]--29,03-42,46; [F.sub.(3.442)] = 3,08, p < 0,05X

Em relacao ao sexo, efetuou-se um teste t para amostras independentes, observando-se os seguintes resultados (cf. Tabela 4): as diferencas das pontuacoes medias na conduta antissocial (CAS) foram maiores para o homens (M = 35,82; DP = 30,60) do que para as mulheres (M = 25,37; DP = 22,72). Resultados semelhantes foram observados para as condutas delitivas ([M.sub.homens] = 18,28; DP = 27,42 e [M.sub.mulheres] = 5,54; DP = 9,80) e para as condutas desviantes ([M.sub.homens] = 54,10; DP = 52,77 e [M.sub.mulheres] = 30,91; DP = 29,47).

Discussao

A partir dos resultados anteriormente descritos, comprovou-se a existencia de uma relacao de interdependencia entre as condutas antissociais e as delitivas. Nesta otica, uma maior pontuacao das respostas do sujeito na conduta antissocial estara porventura associada a uma maior pontuacao na conduta delitiva. Essa condicao sugere nao apenas o carater dinamico das condutas desviantes, mas as suas implicacoes sociais, psicologicas e desenvolvimentais, como discutido na introducao.

Os diversos criterios empregues na definicao e comprovacao do numero de fatores a serem estabelecidos indicaram que a solucao bifatorial e a que representa a melhor estrutura fatorial na avaliacao da conduta desviante; esta estrutura revelou-se adequada ao considerar os indicadores psicometricos aceitaveis na literatura vigente ([ji al cuadrado]/ gl, RMR, GFI, AGFI, RMSEA, CFI, TLI, CAIC, ECVI; alpha de Cronbach); especialmente, vale a pena destacar que os indicadores parcimoniosos (por exemplo, o AIC, BIC e BCC e o PCLOSE) podem ser tomados como um indicador comparativo para verificar a melhor organizacao empirica dos modelos. Assim, quanto menor o valor, melhor o ajustamento. Ao comparar-se os diferentes modelos (por exemplo, unifatorial e bifatorial), observou-se que a melhor proposta empirica foi a da estrutura fatorial que se hipotetizou (Bilich et al., 2006; Byrne, 1989; Hair et al., 2005; Maroco et al., 2008).

O facto dos/as jovens mais novos/as da amostra terem sido aqueles/as que revelaram pontuacoes mais elevadas nas condutas antissociais e delitivas, divergindo dos resultados observados no estudo de Formiga (2003) e Formiga e Gouveia (2003) que mostram que os jovens mais velhos pontuam mais alto nas condutas desviantes, sugere repensar a questao da pretensa precocidade do desvio juvenil, ja identificada no contexto portugues pelos estudos de Carvalho (2003, 2013) apoiada nos estudos desenvolvimentais (Loeber & Farrington, 2012; Thornberry & Krohn, 2003). Se este indicador por si so nao e suficiente para explicar a genese do comportamento antissocial na infancia e adolescencia (Lemos, 2010), tem sido constatado que a pratica de delinquencia precoce constitui fator de risco acrescido para o desenvolvimento de trajetorias criminais cronicas (Carvalho, 2013; Moffitt, 1993; Piquero, Farrington, & Blumstein, 2007).

No que se refere as diferencas nas pontuacoes medias de homens e mulheres nas condutas antissociais e delitivas, constatou-se que os homens obtiveram maiores medias, corroborando a ideia de que a delinquencia nao e, como outros processos sociais, alias, imune as influencias de genero (Duarte, 2015; Duarte & Cunha, 2014). Tais resultados sugerem que os homens parecem ter uma maior propensao ao desvio social, o que pode ser justificado pelo vies cultural da instrumentalidade (Amancio, 1994), pelas expectativas sociais em torno da masculinidade hegemonica (Connell, 2005), e por uma maior abertura a possibilidades de experiencias individuais e sociais no decorrer do desenvolvimento psicossocial (Laranjeira, 2007). Estudos como os de Hunter, Figueredo, Malamuth e Becker (2004), por exemplo, apontam para uma forte relacao entre a exposicao dos jovens rapazes a modelos masculinos e o comportamento antissocial, a delinquencia e a agressao nao sexual. Sao varias as evidencias que apontam para as diferencas de genero no que respeita as praticas da delinquencia juvenil. Alguns estudos sugerem mesmo haver um desfasamento substancial no nivel de delinquencia praticado por jovens do sexo masculino e feminino, estando na origem desta assimetria fatores como o controlo social que, no caso das jovens, tende a ser mais forte e apertado (Junger-Tas, Ribeaud, & Cruyff, 2004). Nesta linha de pensamento tem vindo a ser desenvolvidos programas de intervencao com um enfoque de genero, sublinhando que jovens de diferentes sexos devem ser tratados diferentemente (Duarte & Vieites-Rodrigues, 2014; Zahn, Day, Mihalic, & Tichavsky, 2009).

Neste contexto, fatores tais como a idade e a pertenca sexual dos jovens nao podem pois ser ignorados na analise do que e e de como se manifesta a delinquencia juvenil.

Conclusoes

De forma geral, o presente estudo procurou apresentar e discutir os resultados da analise da validade empirica da estrutura fatorial da versao Portuguesa da ECAD. Ao verificar-se a sua adequabilidade a populacao juvenil portuguesa, nao somente se confirma a sua funcionalidade metodologica, como se comprova a sua consistencia teorica, assente na diade antissocialidade-delituosidade. Assim, e possivel afirmar-se que o instrumento e fidedigno, medindo os constructos a que se propoe.

A ECAD permite portanto uma compreensao da variacao da conduta desviante, especialmente quando se comparam os resultados obtidos neste estudo com outros alcancados em outros paises e em contextos politicos, sociais e educacionais distintos (e.g., Formiga, 2003; Formiga & Gouveia, 2003). Sendo o seu objetivo cimeiro a avaliacao quer da frequencia, quer da intensidade das condutas desviantes, a sua aplicacao potencia a intervencao psicossocial no sentido da prevencao dos comportamentos antissociais e delitivos, por um lado, e da sua remediacao, por outro. O potencial compreensivo e preditivo do instrumento confere-lhe assim vantagens varias ao nivel da sinalizacao de condutas problematicas, podendo servir mesmo como um regulador do comportamento juvenil desviante. Nesta otica, a ECAD podera ser considerada como uma peca no quebra-cabeca dos estudos sobre delinquencia (Formiga, Estevam, Camino, Mathias, & Santos, 2010), estimulando inclusive a reflexao sobre a influencia deste processo na dinamica criminogenica da sociedade portuguesa.

Os dados do estudo que aqui se apresentou reforcam pistas importantes para o debate sobre as caracteristicas do fenomeno no pais. Muito embora a investigacao nesta materia esteja em franco crescimento em Portugal, o facto e que escasseiam ainda estudos orientados para a avaliacao psicossocial dos/as jovens que exibem comportamentos de desvio, especialmente em grupo. Sendo esta uma caracteristica especifica da delinquencia juvenil (Andrews & Bonta, 1994/2006; Carvalho, 2013; Duarte, 2012; Le Blanc, 2008; Loeber & Farrington, 2012), importa aprofundar as dimensoes sociais (e particularmente grupais) que influenciam e condicionam o envolvimento pessoal em trajetorias desviantes. Como mostram Carvalho e Duarte (2013), e com apreensao que se vem verificando, quase um pouco por toda a Europa, que uma parte significativa da violencia urbana e praticada por criancas e jovens, cada vez mais novos, tendencialmente em grupo e nao raras vezes recorrendo ao uso de armas. A associacao a pares desviantes situa-se, para muitas criancas e jovens, num acumular de riscos. Parece-nos pois que a aposta na caracterizacao destes comportamentos pode ser uma via possivel de melhor compreensao das dinamicas que lhes estao subjacentes e de desenvolvimento de estrategias de intervencao precoce. As evidencias apontam no sentido da intervencao precoce ser eficaz na reducao de praticas delinquentes, estando comprovado que a aplicacao de sancoes punitivas se revela pouco eficiente quer na inibicao de condutas de natureza criminal quer na prevencao da recidiva (Carvalho, 2013; Duarte et al., 2015; Farrington, 2003)

Com a evidencia da consistencia fatorial do instrumento, justifica-se agora o desenvolvimento de outros estudos que afiram a convergencia entre este e outros instrumentos de medida, o que nao foi possivel fazer-se neste trabalho e se aponta como uma limitacao do mesmo. Interessante sera igualmente analisar as variaveis antecedentes e consequentes da dinamica psicossocial dos sujeitos sem historia de delituosidade (e.g., intensidade no comportamento antissocial, excesso no uso e abuso de drogas licitas e ilicitas, busca pelo sucesso e obtencao do lucro e exito sem muito esforco, dinamica familiar, personalidade), bem como a estrutura da ECAD noutros contextos sociais e culturais, quanto aos fatores influenciadores do desvio social e verificar a consistencia dessa medida a partir de uma perspectiva desenvolvimentista e ecologica em termos da faixa etaria, sexo, insercao educacional, entre outros fatores.

Cremos pois ser um modelo integrado de avaliacao psicologica e social aquele que fara mais sentido na abordagem ao problema, uma vez que os fatores de risco para o desvio juvenil coabitam numa pluralidade de sistemas e de redes que se interconectam e se interinfluenciam.

DOI: 10.1590/1678-7153.201528409

Referencias

Agra, C., & Castro, J. (2010). Relatorio Final do Observatorio da Delinquencia Juvenil. Manuscrito nao publicado, Escola de Criminologia, Faculdade de Direito, Universidade do Porto, Portugal.

Almeida, L., & Freire, T. (1997). Metodologia da investigacao em Psicologia e Educacao. Coimbra, Portugal: Associacao dos Psicologos Portugueses.

Amancio, L. (1994). Masculino e feminino: A construcao social da diferenca. Porto, Portugal: Afrontamento.

Andrews, D. A., & Bonta, J. (2006). The psychology of criminal conduct (4th ed.). Newark, NJ: LexisNexis. (Original work published 1994)

Bilich, F., Silva, R., & Ramos, P. (2006). Analise de flexibilidade em economia da informacao: Modelagem de equacoes estruturais. Revista de Gestao da Tecnologia e Sistemas de Informacao, 3(2), 93-122.

Bordin, I., & Offord, D. (2000). Transtorno da conduta e comportamento anti-social. Revista Brasileira de Psiquiatria, 22(Supl. 2), 12-15. doi:10.1590/S1516-44462000000600004

Butler, S. M., Leschied, A. W., & Fearon, P. (2007). Antisocial beliefs and attitudes in pre-adolescent and adolescent youth: The development of the antisocial beliefs and attitudes scales (ABAS). Journal of Youth Adolescence, 36(8), 1058-1071. doi:10.1007/s10964-007-9178-2

Byrne, B. M. (1989). A primer of LISREL: Basic applications and programming for confirmatory factor analytic models. New York: Springer-Verlag.

Cardoso, A., Perista, H., Carrilho, P., & Silva, M. (2013). Juvenile delinquency school failure and dropout in Portugal: Drafting a picture in different voices. Journal of Criminal Justice and Security, 4, 510-530.

Carvalho, M. J. (2003). Entre as malhas do desvio. Oeiras, Portugal: Celta.

Carvalho, M. J. (2013). Childhood, urban violence and territory: Children's perceptions of place and violence in public housing neighborhoods in Portugal. Children, Youth and Environments, 23(1), 124-154. doi:10.7721/chilyoutenvi.23.1.0124

Carvalho, M. J., & Duarte, V. (2013). Criancas, jovens e a cidade: Riscos, violencias e delinquencias em Portugal. Latitude, 7(2), 133-166.

Connell, R. (2005). Masculinities. Berkeley, CA: University of California Press.

Duarte, V. (2012). Discursos e percursos na delinquencia juvenil feminina. Vila Nova de Famalicao, Portugal: Humus.

Duarte, V. (2015). Delinquencia juvenil feminina a varias vozes. Contributos para a construcao de uma tipologia de percursos transgressivos. Sociologia Problemas e Praticas, 78, 49-66. doi:10.7458/SPP2015783640

Duarte, V., & Cunha, M. I. (2014). Violencias e delinquencias juvenis femininas: Aproximacoes a questao. In V. Duarte & M. I. Cunha (Eds.), Violencias e delinquencias juvenis femininas. Genero e (in)visibilidades sociais (pp. 9-24). Vila Nova de Famalicao, Portugal: Humus.

Duarte, V., Santos, M., Cruz, O., & Grangeia, H. (Eds.). (2015). Delinquencia juvenil: Explicacoes e implicacoes. Castelo da Maia, Portugal: Instituto Universitario da Maia.

Duarte, V., & Vieites-Rodrigues, L. (2014). Intervencao com raparigas delinquentes: Contributos para uma discussao focada no genero. In S. Gomes & R. Granja (Eds.), Mulheres e crime--Perspetivas sobre intervencao, violencia e reclusao (pp. 15-30). Vila Nova de Famalicao, Portugal: Humus.

Farrington, D. P. (1999). Predicting persisting young offenders. Juvenile delinquency in the United States and the United Kingdom. London: St. Martin's Press.

Farrington, D. P. (2003). Developmental and life-course criminology: Key theoretical and empirical issues--The 2002 Sutherland award address. Criminology, 41(2), 221-255. doi:10.1111/j.1745-9125.2003.tb00987.x

Ferreira, P. M. (1997). Delinquencia juvenil, familia e escola. Analise Social, 32(143), 913-924.

Formiga, N. S. (2003). Fidedignidade da escala de condutas anti-sociais e delitivas ao contexto brasileiro. Psicologia em Estudo,, 8(2), 133-138. doi:10.1590/S1413-73722003000200014

Formiga, N. S. (2005). Condutas anti-sociais e delitivas e relacoes familiares em duas areas urbanas na cidade de Palmas-TO. Aletheia, 22, 63-70.

Formiga, N. S., Aguiar, M., & Omar, A. (2008). Busca de sensacao e condutas anti-sociais e delitivas em jovens. Psicologia: Ciencia e Profissao, 28(4), 668-681.

Formiga, N. S., Estevam, I., Camino, C., Mathias, A., & Santos, J. (2010). Montando o quebra-cabeca da violencia entre os jovens: Testagem de um modelo teorico. Trabalho apresentado no I Congresso Internacional Adolescencia e Violencia: Perspectiva clinica educacional e juridica, Brasilia, DF, Brasil.

Formiga, N. S., & Gouveia, V. V. (2003). Adaptacao e validacao da escala de condutas anti-sociais e delitivas ao contexto brasileiro. Psico (Porto Alegre), 34(2), 367-388.

Gouveia, V. V., Santos, W. S., Pimentel, C. E., Diniz, P. K. C., & Fonseca, P. N. (2009). Questionario de comportamentos anti-sociais e delitivos: Evidencias psicometricas de uma versao reduzida. Psicologia: Reflexao e Critica, 22(1), 20-28.

Hair, J. F., Tatham, R. L., Anderson, R. E., & Black, W. (2005). Analise multivariada de dados. Porto Alegre, RS: Bookman.

Hare, R. D. (1996). Psychopathy and antisocial personality disorder: A case of diagnostic confusion. Psychiatric Times, 13(2), 39-40.

Hunter, J. A., Figueredo, A. J., Malamuth, N. M., & Becker, J. V. (2004). Developmental pathways in youth sexual aggression and delinquency: Risk factors and mediators. Journal of Family Violence, 19(4), 233-242. doi:10.1023/ B:JOFV.0000032633.37269.1d

Junger-Tas, J., Ribeaud, D., & Cruyff, M. (2004). Juvenile delinquency and gender. European Journal of Criminology, 1, 333-375. doi:10.1177/1477370804044007

Kelloway, K. (1998). Using LISREL for structural equation modeling: A researcher's guide. London: Sage.

Laranjeira, C. (2007). A analise psicossocial do jovem delinquente: Uma revisao da literatura. Psicologia em Estudo, 12(2), 221-227. doi:10.1590/S1413-73722007000200002

Le Blanc, M. (2008). O comportamento delinquente dos adolescentes: O seu desenvolvimento e a sua explicacao. In M. Le Blanc, M. Ouimet, & D. Szabo (Eds.), Tratado de criminologia empirica (pp. 295-336). Lisboa, Portugal: Climepsi.

Loeber, R. (1990). Development and risk factors of juvenile antisocial behavior and delinquency. Clinical Psychology Review, 10(1), 1-41. doi:10.1016/0272-7358(90)90105-J

Loeber, R., & Farrington, D. (Eds.). (2012). From juvenile delinquency to adult crime. New York: Oxford University Press.

Loeber, R., Farrington, D., & Petechuk, D. (2003). Child delinquency: Early intervention and prevention. Retrieved from https://www.co.ramsey.mn.us/NR/rdonlyres/82A097AE-978C-4F63-9C68-30B6829A7A2F/1745/ACE_Child.pdf

Loeber, R., & Le Blanc, M. (1990). Toward a developmental criminology. Crime and Justice, 12, 375-473. doi:10.1086/449169

Lemos, I. T. (2010). Risco psicossocial e psicopatologia em adolescentes com percurso delinquente. Analise Psicologica, 28(1), 117-132.

Maroco, J., Tecedeiro, M., Martins, P., & Meireles, A. (2008). Estrutura fatorial de segunda ordem da Escala de Burnout de Malasch para estudantes numa amostra portuguesa. Analise Psicologica, 4(26), 639-649.

Ministerio da Administracao Interna. (2013). Relatorio Anual de Seguranca Interna. Lisboa, Portugal: Autor.

Ministerio da Administracao Interna. (2015). Relatorio Anual de Seguranca Interna. Lisboa, Portugal: Autor.

Moffitt, T. E. (1993). Adolescence-limited and life coursepersistente antissocial behavior: A development taxonomy. Psychological Review, 100, 674-701. doi:10.1037/0033295X.100.4.674

Morizot, J., & Kazemian, L (Eds.). (2015). The development of criminal and antisocial behavior: Theory, research and practical applications. London: Springer.

Negreiros, J. (2008). Delinquencias juvenis: Trajetorias, intervencao e prevencao. Porto, Portugal: Livpsic.

Neumann, C. S., Hare, R. D., & Pardini, D. A. (2014). Antisociality and the construct of psychopathy: Data from across the globe. Journal of Personality. Advance online publication. doi:10.1111/jopy.12127

Pechorro, P., Goncalves, R. A., Maroco, J., Gama, A. P., Neves, S., & Nunes, C. (2014). Juvenile delinquency and psychopathic traits: An empirical study with Portuguese adolescents. International Journal of Offender Therapy and Comparative Criminology, 58(2), 174-89. doi:10.1177/0306624X12465584

Piquero, A., Farrington, D., & Blumstein, A. (2007). Key issues in criminal career research: New analyses of the Cambridge Study in Delinquent Development. Cambridge, UK: Cambridge University Press.

Seisdedos, N. (1988). Cuestionario A-D de conductas antisociales-delictivas. Madrid, Espana: TEA.

Tabachnick, B. G., & Fidell, L. S. (1996). Using multivariate statistics. Needham Heights, MA: Allyn & Bacon.

Thornberry, T. P., & Krohn, M. D. (Eds.). (2003). Taking stock of delinquency. An overview offindings from contemporary longitudinal studies. New York: Kluwer Academic.

Van de Vijver, F. & Leung, K. (1997). Methods and data analysis for cross-cultural research. Thousand Oaks, CA: Sage.

Zahn, M., Day, J., Mihalic, S., & Tichavsky, L. (2009). Determining what works for girls in the Juvenile Justice System. Crime and Delinquency, 55(2), 266-293. doi:10.n77/0011128708330649

Zaluar, A. (2001). Violence in Rio de Janeiro: Styles of leisure, drug use, and trafficking, International Social Science Journal, 53, 369-378. doi:10.11n/1468-2451.00324

Zaluar, A., & Leal, M. C. (2001). Violencia extra e intramuros. Revista Brasileira de Ciencias Sociais, 45(16), 145-164. doi:10.1590/S0102-69092001000100008

Recebido: 10/02/2015

1a revisao: 28/05/2015

Aceite fi nal: 12/06/2015

Nilton Formiga [a], Vera Duarte [b], Sofia Neves *, [b], Marcia Machadob & Francisco Machado [b]

[a] Faculdade Internacional da Paraiba, Joao Pessoa, PB, Brasil & [b] Instituto Universitario da Maia, Maia, Portugal

* Endereco para correspondencia: Instituto Uni versitario da Maia, Avenida Carlos Oliveira--Castelo da Maia, Avioso S. Pedro, Maia, Portugal 4475-690. E-mail: asneves@docentes.ismai.pt
Tabela 1

Indicadores Alphas de Cronbach do CAD em Jovens Portugueses

               Alfa de Cronbach (a)

Fatores   [N.sub.   [N.sub.1]   [N.sub.2]
          total]

CA         0,90       0,91        0,89
CD         0,91       0,92        0,88
CAD        0,93       0,94        0,92

          Alfa de Cronbach (a)

Fatores       Split-Half

          Metade 1   Metade 2

CA          0,82       0,82
CD          0,86       0,80
CAD         0,88       0,87

Notas. CA = Conduta Antissociais; CD = Condutas Delitivas; CAD =
Condutas Desviantes ([SIGMA]Conduta Antissociais e Condutas
Delitivas); [N.sub.total] = amostra geral com 443 sujeitos;
[N.sub.1] = primeira amostra com 222 sujeitos; [N.sub.2] =
primeira amostra com 221 sujeitos; Split-Half = Metade 1 (dez
itens) e 2 (dez itens) CA, Metade 1 (dez itens) e 2 (dez itens)
CD, Metade 1 (20 itens) e 2 (20 itens) CAD.

Tabela 2

Estrutura Fatorial do CAD em Jovens Portugueses

[xi]               [ji al]      [lambda]   [epsilon]
(construto)      (variaveis)                (erros)
                   [itens]

Condutas             CA1          0,56       0,31
  Antissociais       CA2          0,47       0,22
                     CA3          0,53       0,28
                     CA4          0,54       0,29
                     CA5          0,64       0,41
                     CA6          0,57       0,33
                     CA7          0,63       0,39
                     CA8          0,55       0,30
                     CA9          0,61       0,37
                     CA10         0,62       0,38
                     CA11         0,58       0,34
                     CA12         0,55       0,30
                     CA13         0,48       0,23
                     CA14         0,55       0,30
                     CA15         0,67       0,45
                     CA16         0,65       0,43
                     CA17         0,50       0,25
                     CA18         0,42       0,18
                     CA19         0,47       0,22
                     CA20         0,57       0,33
Condutas             CD1          0,37       0,14
 Delitivas           CD2          0,68       0,46
                     CD3          0,80       0,64
                     CD4          0,68       0,46
                     CD5          0,59       0,34
                     CD6          0,52       0,27
                     CD7          0,67       0,44
                     CD8          0,69       0,48
                     CD9          0,76       0,58
                     CD10         0,68       0,46
                     CD11         0,67       0,46
                     CD12         0,79       0,63
                     CD13         0,60       0,36
                     CD14         0,76       0,58
                     CD15         0,72       0,52
                     CD16         0,69       0,47
                     CD17         0,47       0,16
                     CD18         0,45       0,15
                     CD19         0,80       0,64
                     CD20         0,30       0,09

Notas. [lambda]_Escores fatoriais da estrutura; [epsilon]
(erros)_Erros de medida da estrutura; [ji al] = variaveis
(itens); [xi] = construto das Condutas Desviantes. CA =
Condutas Antissociais; CD = Condutas Delitivas.

Tabela 3

Indicadores das Estimativas Preditivas entre
Itens-Fatores da ECAD

            Variaveis             Estimativa

CAS37   [flecha siniestra]   CA     1,000
CAS35   [flecha siniestra]   CA     0,483
CAS34   [flecha siniestra]   CA     0,671
CAS30   [flecha siniestra]   CA     1,048
CAS29   [flecha siniestra]   CA     1,156
CAS28   [flecha siniestra]   CA     1,104
CAS26   [flecha siniestra]   CA     0,516
CAS24   [flecha siniestra]   CA     0,943
CAS21   [flecha siniestra]   CA     1,098
CAS18   [flecha siniestra]   CA     0,942
CAS15   [flecha siniestra]   CA     1,298
CAS12   [flecha siniestra]   CA     0,974
CAS11   [flecha siniestra]   CA     0,710
CAS10   [flecha siniestra]   CA     0,973
CAS9    [flecha siniestra]   CA     1,052
CAS5    [flecha siniestra]   CA     0,795
CAS4    [flecha siniestra]   CA     1,220
CAS02   [flecha siniestra]   CA     0,938
CAS38   [flecha siniestra]   CD     0,911
CAS01   [flecha siniestra]   CA     0,928
CD3     [flecha siniestra]   CD     1,000
CD6     [flecha siniestra]   CD     1,013
CD7     [flecha siniestra]   CD     0,974
CD8     [flecha siniestra]   CD     1,293
CD013   [flecha siniestra]   CD     1,088
CD014   [flecha siniestra]   CD     1,228
CD16    [flecha siniestra]   CD     1,232
CD17    [flecha siniestra]   CD     0,906
CD019   [flecha siniestra]   CD     1,205
CD20    [flecha siniestra]   CD     1,296
CD22    [flecha siniestra]   CD     0,767
CD23    [flecha siniestra]   CD     0,933
CD25    [flecha siniestra]   CD     0,851
CD27    [flecha siniestra]   CD     1,407
CD31    [flecha siniestra]   CD     1,105
CD32    [flecha siniestra]   CD     0,917
CD33    [flecha siniestra]   CD     1,134
CD36    [flecha siniestra]   CD     1,064
CD39    [flecha siniestra]   CD     0,951
CD40    [flecha siniestra]   CD     1,100

         DP      Razao     P <
                Criterio

CAS37    --        --      --
CAS35   0,067    7,263      *
CAS34   0,083    8,041      *
CAS30   0,115    9,107      *
CAS29   0,125    9,241      *
CAS28   0,133    8,285      *
CAS26   0,068    7,635      *
CAS24   0,104    9,042      *
CAS21   0,127    8,651      *
CAS18   0,105    8,955      *
CAS15   0,147    8,803      *
CAS12   0,118    8,272      *
CAS11   0,080    8,903      *
CAS10   0,114    8,548      *
CAS9    0,117    8,971      *
CAS5    0,096    8,246      *
CAS4    0,150    8,111      *
CAS02   0,124    7,562      *
CAS38   0,094    9,697      *
CAS01   0,110    8,457      *
CD3      --        --      --
CD6     0,134    7,567      *
CD7     0,124    7,872      *
CD8     0,171    7,577      *
CD013   0,151    7,193      *
CD014   0,178    6,897      *
CD16    0,164    7,492      *
CD17    0,119    7,606      *
CD019   0,155    7,773      *
CD20    0,172    7,548      *
CD22    0,102    7,504      *
CD23    0,119    7,847      *
CD25    0,117    7,259      *
CD27    0,180    7,798      *
CD31    0,144    7,662      *
CD32    0,121    7,563      *
CD33    0,264    4,290      *
CD36    0,164    6,487      *
CD39    0,125    7,624      *
CD40    0,215    5,128      *

* p<0,001.

Tabela 4

Diferencas da Pontuacao Media nas Condutas
Desviantes em Funcao do Sexo

              n      M      DP       t

CAS
  Mulheres   305   25,37   22,72   -3,56
  Homens     138   35,82   30,60
CD
  Mulheres   305   5,54    9,80    -5,25
  Homens     138   18,28   27,42
CAD
  Mulheres   305   30,91   29,47   -4,79
  Homens     138   54,10   52,77
COPYRIGHT 2015 Federal University of Rio Grande do Sul (JFRGS)
No portion of this article can be reproduced without the express written permission from the copyright holder.
Copyright 2015 Gale, Cengage Learning. All rights reserved.

Article Details
Printer friendly Cite/link Email Feedback
Author:Formiga, Nilton; Duarte, Vera; Neves, Sofia; Machadob, Marcia; Machado, Francisco
Publication:Psicologia: Reflexao & Critica
Date:Oct 1, 2015
Words:7342
Previous Article:Adaptacao da escala de discriminacao quotidiana para jovens Portugueses.
Next Article:Intervencao breve para reducao do consumo de alcool e suas consequencias em estudantes universitarios brasileiros.
Topics:

Terms of use | Privacy policy | Copyright © 2019 Farlex, Inc. | Feedback | For webmasters