medeiros e cosl 2013

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CORRESPONDÊNCIA VERBAL EM SITUAÇÃO LÚDICA: EFEITO DA PROBABILIDADE DE CHECAGEM* CARLOS AUGUSTO DE MEDEIROS** JÉSSICA DO AMARAL OLIVEIRA*** CLEITON DE OLIVEIRA DA SILVA****

Resumo: foi investigado o efeito da probabilidade de checagem na precisão do relato em dois experimentos: um com delineamento intragrupos e outro com intergrupos. Universitários jogaram partidas de baralho onde era vantajoso distorcer o relato, sendo manipulada a probabilidade dos relatos distorcidos serem checados e punidos. Foi encontrado que quanto maior a probabilidade de checagem menor a frequência de distorções. Palavras-chave: Comportamento verbal. Correspondência verbal. Situação lúdica. Probabilidade de checagem.

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correspondência verbal é uma área de investigação em Análise Experimental do Comportamento que pesquisa a relação entre o que as pessoas dizem e aquilo que fazem (LIOYD, 2002; BECKERT, 2005; WECHSLER; AMARAL, 2009). Sua relevância é óbvia na medida em que o acesso a diversos comportamentos a serem emitidos ou já emitidos se dá apenas por meio do relato verbal (MEDEIROS, 2013). Em geral, é muito importante que as pessoas cumpram o que se comprometeram a fazer ou que relatem com precisão o que fizeram.

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Recebido em: 20.09.2013.



Aprovado em: 25.10.2013.

** Doutor em Psicologia pela Universidade de Brasília. Coordenador do Curso de Mestrado em Psicologia do UniCEUB. Docente de graduação e mestrado no UniCEUB. Professor e supervisor de estágio clínico no Instituto Brasiliense de Análise do Comportamento. Psicólogo Clínico. Pesquisador de temas como comportamento verbal e controle por regras. E-mail: [email protected]. *** Psicóloga formada no UniCEUB. **** Psicólogo formado no UniCEUB FRAGMENTOS DE CULTURA, Goiânia, v. 23, n. 4, p. 563-578, out./dez. 2013.

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Quando Skinner (1978) propõe a sua análise funcional da linguagem, defende que o comportamento verbal sofre o mesmo tipo de influência de variáveis ambientais que os demais comportamentos operantes. Skinner pressupõe que os relatos verbais serão precisos ou distorcidos devido ao controle que sofrem de variáveis ambientais, e não de estados subjetivos subjacentes, como traços de caráter etc. Uma demonstração contundente acerca do efeito de condições de reforçamento sobre a precisão do relato de brincar em crianças foi feito por Ribeiro (2005). Em seu experimento, oito crianças passavam por duas etapas em cada sessão experimental. Em uma, elas brincavam com até seis brinquedos, e na outra, relatavam se haviam brincado ou não com cada um deles. A primeira etapa era arranjada de tal modo que só era possível brincar com no máximo três de seis brinquedos. O relato era solicitado com o experimentador mostrando uma foto de cada brinquedo e perguntando se a criança havia brincado com aquele brinquedo ou não. As condições de reforçamento para os relatos foram manipuladas em cinco fases: linha de base, em que qualquer relato era reforçado com uma ficha que seria trocada por guloseimas; reforço de relato de brincar individual – na qual cada vez que a criança dizia que havia brincado ganhava uma ficha tendo brincado ou não. Relatos de não ter brincado não resultavam em fichas. Nessa fase, como na linha de base, a segunda etapa de cada sessão era feita individualmente; reforço de relato de brincar em grupo – as contingências foram idênticas as da fase anterior, porém, a segunda etapa era feita em grupos; reforço de relato correspondente – nessa fase, também feita em grupo, apenas relatos correspondentes eram seguidos de fichas; reforço não contingente – nessa fase, as crianças ganhavam as fichas antes da etapa de relato. Praticamente não foram observados relatos não correspondentes nas fases de linha de base, reforço de relato de correspondência e reforçamento não contingente. Na fase de reforço de relato individual, apenas duas das oito crianças, começaram a distorcer sistematicamente. Na fase de reforço de relato em grupo, outras três crianças passaram a distorcer seus relatos. Três participantes não distorceram durante todo o estudo. Ribeiro (2005) concluiu que a correspondência verbal sofre efeito das contingências para relatos específicos, embora a tendência inicial, conforme defendido por Skinner (1978) seja a de relatos correspondentes. O controle por regras e por modelos também ocorreu, na medida em que as crianças que haviam distorcido na fase de reforço de relato individual instruíram as demais a distorcer na fase de reforço de relato em grupo. Tais instruções e modelos podem estar relacionados com o surgimento de relatos distorcidos em três das seis crianças restantes. Ferreira (2009) e Dias (2008) fizeram estudos similares ao de Ribeiro (2005), tendo como meta replicar os seus resultados com o relato de outras atividades. Em Ferreira, na primeira etapa as crianças executavam operações matemáticas simples e na etapa seguinte eram solicitadas a relatar quantas operações tinham feito. Obviamente, não era possível terminar todas as operações dentro do tempo. Nas fases de reforço de relato individual e em grupo, as crianças ganhavam o número de fichas correspondente ao número de operações que haviam relatado resolver, tendo de fato resolvido ou não. No estudo de Dias, a tarefa relatada era ingerir alimentos. Os estudos de Ferreira (2009) e Dias (2008) utilizaram as mesmas fases de Ribeiro (2005). Entretanto, os resultados não foram os mesmos, na medida em que nesses estudos as distorções do relato foram raras e não acompanharam as contingências de reforço de relato. Vários aspectos procedimentais foram apontados por Ferreira e Dias como hipóteses de explicação dessa diferença. Um deles chamou especial atenção para o presente trabalho. Em Ribeiro, a fase de brincar era filmada sem o conhecimento das crianças que interagiam 564

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sozinhas com os brinquedos. Em Ferreira, as crianças resolviam as operações em um papel que ficava de posse delas. Em Dias, era possível uma conferência posterior por parte do experimentador se os alimentos haviam sido ingeridos ou não. Para os participantes de Ferreira e Dias, ficava óbvia a possibilidade de uma checagem acerca de seu fazer, o que poderia acarretar na punição de relatos distorcidos. Seja pela conferência do papel onde ficavam as operações matemáticas respondidas, seja pela contagem dos alimentos que sobraram. Para os participantes, as checagens não seriam possíveis em Ribeiro, já que não eram informados de que estavam sendo filmados. Brino e de Rose (2006) também observaram um efeito similar com crianças com histórico de fracasso escolar em que o dizer consistia em ler palavras na tela do computador. O dizer consistia em relatar se havia acertado ou não a leitura de cada palavra específica. Os autores observaram que os participantes distorciam seus relatos de palavras que leram incorretamente. Algumas manipulações das condições de relato foram manipuladas, dentre elas, a presença ou ausência do experimentador. Esta variável teve um efeito claro, uma vez que na presença do experimentado ocorria um grande aumento na precisão do relato. Brino e de Rose atribuem esse resultado a possibilidade de punição representada pelo experimento presente, o qual teria acesso ao fazer e ao dizer. As diferenças procedimentais entre Ribeiro (2005) e Ferreira (2009) e Dias (2008) e a presença do experimentador no estudo de Brino e de Rose (2006) talvez possam ser resumidas com a seguinte hipótese: “a probabilidade de checagem/conferência entre o dizer e o fazer interfere na correspondência verbal”. Possibilidade já apontada por Lioyd (2002). O presente estudo pretendeu investigar essa questão de forma sistemática em dois experimentos. Os dois experimentos utilizaram um jogo de cartas criado especialmente para esse estudo. Nesse jogo, na maior parte do tempo, era vantajoso distorcer relatos porque aumentava a probabilidade de ganhar a partida. Foram manipuladas as probabilidades em que os relatos eram checados, com base em valores que caiam num dado. No experimento 1, realizado delineamento de sujeito único, 12 participantes jogavam uma partida por probabilidade de checagem 1/6 e outra partida com probabilidade de checagem 1/2. No experimento 2, 18 participantes foram divididos em três grupos. Os participantes de um grupo jogavam com probabilidade de checagem de 1/2, o outro com 1/3 e o último com 1/6. Em ambos os experimentos foram comparadas as porcentagens e frequências de relatos distorcidos em função da probabilidade de checagem. EXPERIMENTO I No experimento 1, metade dos participantes jogou a primeira partida com probabilidade de checagem de 1/2 e a segunda com a de 1/6. A outra metade jogou as duas partidas na ordem inversa. Era esperado que os participantes, independentemente da ordem de exposição às probabilidades de checagem, apresentassem maiores porcentagens de distorções nas partidas de probabilidade de checagem de 1/6. MÉTODO Participantes Participaram desse experimento 12 estudantes de um centro universitário de Brasília, com idades entre 20 a 32 anos, sendo que dos 12 participantes, seis eram mulheres e seis FRAGMENTOS DE CULTURA, Goiânia, v. 23, n. 4, p. 563-578, out./dez. 2013.

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eram homens. Todos os participantes eram ingênuos com relação aos procedimentos e concordaram participar voluntariamente da pesquisa pela assinatura do termo de consentimento livre e esclarecido. Essa pesquisa foi autorizada pelo Comitê de Ética em Pesquisa do Centro Universitário de Brasília. Local O experimento foi realizado em uma sala de aula de uma Faculdade Particular de Brasília, sendo que a sala possuía cerca de 35m². A sala era iluminada por 18 lâmpadas fluorescentes de 40 watts cada uma. A sala continha mesas com carteiras para os alunos, duas cadeiras, uma mesa retangular do professor, um aparelho multimídia, um computador, um quadro branco, um aparelho de ar-condicionado e duas janelas no fundo. A temperatura foi mantida pelo aparelho de ar-condicionado. A sala permaneceu com porta e janelas fechadas e sem interrupções durante a aplicação das sessões experimentais. Para a realização das sessões, eram utilizadas a mesa do professor e as cadeiras. Os demais equipamentos e mobiliários não foram utilizados no estudo. Materiais Para esse experimento, foram usados dois naipes de um baralho comum com a retirada do rei (K) de cada naipe. Foi utilizado um dado com seis faces. Também foram utilizados protocolos de registros, instruções escritas com as regras do jogo e o termo de consentimento livre e esclarecido. PROCEDIMENTO Os 12 participantes foram divididos em dois grupos, com três homens e três mulheres em cada. O grupo 1/2 – 1/6 jogou primeiro uma partida com probabilidade de checagem 1/2 e depois jogou uma segunda partida probabilidade de checagem 1/6. O grupo 1/6 – 1/2 jogou as partidas na ordem inversa. Esses dois grupos foram criados para verificar se a ordem de exposição às probabilidades de checagem poderia interferir nos resultados. Os participantes não eram instruídos de que jogariam partidas com probabilidades de checagem diferentes no início do experimento. Só eram informados disso nas instruções específicas de cada partida. Cada partida do jogo era disputada por duas pessoas, uma jogando contra a outra. Os grupos foram organizados em pares de oponentes. Cada grupo tinha um par formado por homens, um par formado por mulheres e um para misto. Tal manipulação foi feita para balancear o efeito do gênero. No início do jogo, cada oponente recebia uma pilha de 12 cartas colocada virada com a face das cartas para baixo. Venceria a partida aquele oponente que conseguisse se desfazer de todas as cartas de sua pilha primeiro. As partidas eram divididas em rodadas. A cada rodada, os jogadores tiravam duas cartas de sua pilha. Viam as cartas, mas não deveriam mostrá-las para o oponente. Cada carta tinha um valor específico: o “A” valia um ponto, o “2” valia dois pontos, o “3” valia três pontos e assim por diante até o “10”. As figuras valiam 10 cada uma. Os participantes em ordem alternada ao longo das rodadas, deveriam dizer o valor 566

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que fizeram, sendo este correspondente ou não ao das cartas. Aquele jogador que relatasse o maior valor vencia a rodada, podendo descartar as duas cartas de sua mão com a face virada para baixo em uma terceira pilha chamada de lixo. Se os jogadores relassem o mesmo valor, a rodada era invalidada e os jogadores deveriam embaralhar as cardas da mão em suas próprias pilhas. Porém, antes de fazê-lo, o participante que relatara primeiro deveria jogar o dado. Dependendo do valor que saísse no dado, os jogadores deveriam mostrar as suas cartas. Em caso de distorção de um oponente apenas, ele perdia a rodada e deveria embaralhar todo o lixo em sua pilha. Caso os dois oponentes distorcessem seus relatos, a rodada era invalidada e ambos dividiriam o lixo em partes iguais para embaralharem as cartas em suas pilhas. Se nenhum oponente distorcesse, a rodada terminava normalmente com o jogador com a maior pontuação descartando as cartas de sua mão. Dependendo do valor que o dado caísse, não era necessário mostrar as cartas e vencia a rodada quem tivesse relatado o maior valor. Nas partidas de probabilidade de checagem de 1/2, os participantes deveriam mostrar as cartas caso o dado caísse em algum número par. Nas partidas de probabilidade de checagem de 1/6, os participantes deveriam mostrar as cartas apenas se o dado caísse no número seis. Antes do início do jogo, os participantes deveriam ler as seguintes instruções: O jogo que você está prestes a jogar consiste em um jogo de cartas. O objetivo do jogo é tentar eliminar todas as cartas da sua pilha para o lixo. O primeiro a eliminar todas as suas cartas vence. O jogo se inicia com par ou impar. Quem vencer inicia o jogo. Em seguida, cada um deve tirar as duas cartas de cima da sua pilha de forma que fique visível para você, mas de forma oculta do seu oponente, que está à sua frente. Quem tirou o maior número no dado inicia a rodada dizendo o valor total de suas cartas. Sua pilha possui cartas de Ás à Q (dama), sendo que Ás = 1; 2, 3, 4, 5, 6, 7, 8 e 9 valem seus respectivos valores; J = 10; Q = 10. Em seguida é a vez de o seu oponente fazer o mesmo. Após ambos terem dito seus respectivos valores, o primeiro a ter se pronunciado deve jogar o dado. Se o dado cair em 1, 2, 3, 4 ou 5, o jogador que tiver dito o maior número vence a rodada e não precisa mostrar suas cartas, o que lhe permite descartar as suas cartas no lixo. O jogador que perdeu a rodada deve embaralhar as suas cartas em sua pilha. No caso de empate, ambos embaralham suas cartas em suas pilhas. Caso o dado caia , ambos devem revelar as suas cartas para o oponente. Se ambos tiverem dito os valores iguais as suas cartas, o jogador que tiver dito maior número vence, o que lhe permite descartar as suas cartas no lixo e seu oponente deve embaralhar suas cartas em seu pilha. No caso de empate, ambos devem embaralhar suas cartas em suas pilhas. Se, por outro lado, o dado cair ,e um dos participantes tiver dito valor diferente das suas cartas, este perde a rodada e deve embaralhar todas as cartas do lixo em seu pilha. O que ganhou, descarta suas cartas no lixo. Caso os dois digam valores diferentes dos de suas cartas, o lixo é divido entre os jogadores. Na rodada seguinte, o que falou por último deve iniciar a rodada. A vez de iniciar a rodada é alternada de rodada para rodada. Alguma dúvida? Podemos iniciar então?

Após lerem as instruções e relatarem não terem mais dúvidas, era iniciado o jogo. Por um par ou impar, os oponentes decidiam quem iniciava a partida fazendo o primeiro relato. A partir daí, os oponentes alternavam a vez a relatar. FRAGMENTOS DE CULTURA, Goiânia, v. 23, n. 4, p. 563-578, out./dez. 2013.

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Para o registro das cartas tiradas e dos relatos dos participantes, ficava um experimentador atrás de cada oponente. Esses experimentadores também garantiam que os participantes jogassem de acordo com as regras do jogo. Os experimentadores, fora situações de desrespeito às regras do jogo, permaneciam em silêncio durante toda a partida. As frequências e porcentagens de relatos distorcidos foram as principais variáveis dependente do estudo, sendo analisadas em função das probabilidades de checagem, da ordem de exposição às probabilidades de checagem, da vez de relatar na rodada e da pontuação das duas cartas na mão dos jogadores. RESULTADOS De acordo com a Figura 1, é possível observar que, independentemente da ordem de exposição às probabilidades de checagem, os participantes apresentaram maiores porcentagens de distorções na probabilidade de checagem de 1/6 do que na de 1/2. Todos os participantes distorceram mais em 1/6, com exceção de MP, que distorceu mais 1/2 e JC, que apresentou uma diferença muito pequena entre as porcentagens de distorções. A Figura 2 traz as frequências de distorções de acordo com a vez de relatar na rodada. Nela, fica clara uma maior frequência de distorções quando os participantes eram os segundos a relatar, principalmente para os do grupo 1/6 – 1/2. Nesse grupo, apenas dois participantes distorceram quando primeiros a relatar e só fizeram isso na partida de 1/6. Já para o outro grupo, os resultados foram variados, sendo que todos Os participantes distorceram também quando primeiros a relatar. Inclusive, o participante RV distorceu mais quando primeiro a relatar, tanto na partida de 1/6 quanto na de 1/2. Ainda nessa figura, é possível verificar que a frequência geral de distorções foi baixa, não excedendo oito distorções em uma mesma partida. Muitos participantes distorceram apenas uma vez.

Figura 1: Porcentagem de relatos distorcidos em relação ao número de rodadas de cada partida por participante em função da probabilidade de checagem Nota: os participantes foram apresentados de acordo com o grupo a que pertenciam 568

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Figura 2: Frequência de distorções por participante nos seus grupos em função da vez de relatar em cada rodada

A Figura 3 apresenta a porcentagem de distorções por grupo em função de três categorias que agrupam as pontuações possíveis de serem feitas com as cartas do jogo: 3-8; 9-14; e 15-20. Para os dois grupos, foi possível observar um efeito claro dessa variável, na medida em que os participantes apresentaram porcentagens maiores nas categorias de pontuação mais baixas. Na categoria 15-20, praticamente não se observaram distorções.

Figura 3: Porcentagens médias de relatos distorcidos para os dois grupos em função da categoria de pontos das cartas da mão dos participantes

DISCUSSÃO EXPERIMENTO I Conforme o esperado foi observado um claro efeito da probabilidade de checagem sobre a correspondência verbal nesse estudo. O que corrobora a sua hipótese inicial, a qual atesta que, quanto menor a checagem da correspondência, maior a probabilidade de relatos não correspondentes (Lioyd, 2002). Tais resultados podem ajudar a compreender a diferença FRAGMENTOS DE CULTURA, Goiânia, v. 23, n. 4, p. 563-578, out./dez. 2013.

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nos resultados dos estudos de Ferreira (2009) e Dias (2008) em relação ao estudo de Ribeiro (2005). Assim como, estão de acordo com o observado por Brino e de Rose (2006) nas condições em que o relato era feito na presença do experimentador. Outras variáveis, além da probabilidade de checagem apresentaram efeito sobre a porcentagem de distorções, como a ordem de exposição às probabilidades de checagem. Ter passado primeiro pela probabilidade de checagem 1/6 diminuiu a porcentagem de distorções quando exposto à probabilidade 1/2. Esse efeito pode ter se dado, provavelmente pelo fato do comportamento dos participantes do grupo 1/6 – 1/2 já estar sob o controle das contingências do jogo, de modo que o aumento na probabilidade de checagem em três vezes pode ter sido eficaz em suprimir os relatos distorcidos. No outro grupo, como a primeira probabilidade foi a de 1/2, os participantes aprenderam a jogar com essa probabilidade de checagem sem nenhum outro parâmetro. Talvez, por conta disso, tenham arriscado mais distorcer seus relatos. A porcentagem de distorções desse grupo acompanhou a diminuição da probabilidade de checagem. A vez de relatar na rodada também teve claro efeito sobre a frequência de distorções, principalmente para o grupo 1/6 – 1/2. Quando primeiros a relatar, os participantes desse grupo nas partidas 1/2 praticamente não arriscaram distorcer quando primeiros. Aparentemente, só distorceram quando o relato do oponente era maior que o valor das cartas que tiraram das próprias pilhas. O mesmo efeito foi observado no outro grupo, só que de forma mais moderada. Parece que diante de uma probabilidade maior de punição (probabilidade de checagem 1/2) não é vantajoso correr riscos mesmo que a probabilidade de ganho seja baixa. Em outras palavras, nas partidas de probabilidade de checagem de 1/2, mesmo quando o participante tirava uma baixa pontuação e deveria relatar primeiro, tendia a relatar com precisão correndo o risco de perder a rodada. Ainda havia a possibilidade de o oponente relatar um valor menor ainda. Porém, quando segundo a relatar, se o oponente já tivesse relatado um valor maior que o de suas cartas, a rodada já estava perdida se ele não distorcesse o próprio relato, o que tornava o risco de punição mais vantajoso. Esse efeito não foi tão claro no grupo 1/2 – 1/6 provavelmente porque tais participantes aprenderam a jogar na probabilidade 1/2, não tendo rodadas suficientes para aprenderem essa estratégia mais refinada. As categorias de pontos também interferiram nas porcentagens de distorções. Replicando as condições de linha de base de Ribeiro (2005), foi observado que os participantes não distorciam se não houvesse contingência para tanto. Logo, se a pontuação fosse alta, não havia necessidade de correr riscos de ter seu relato distorcido punido. Esse efeito está de acordo com a análise de vez na rodada. Se o oponente relatou um valor abaixo de o de suas cartas, o participante tenderia a relatar com precisão, já que este relato já seria suficiente para vencer a rodada sem riscos de punição. Obviamente, essa situação não é totalmente equivalente às linhas de base de Ribeiro, já que no presente estudo havia uma contingência intermitente de punição que favorecia a correspondência. Talvez fosse útil fazer uma partida em que a contingência de punição não estivesse em vigor e se verificasse se os participantes distorceriam mesmo que os relatos correspondentes fossem suficientes para o reforçamento. De acordo com o que foi observado por Ribeiro, os participantes não distorceriam em tais condições. A frequência total de distorções foi relativamente baixa. Uma das explicações para isso foi o fato de que havia um experimentador atrás de cada participante. A presença desse experimentador pode ter diminuído a probabilidade de distorções para alguns participantes. Este efeito foi observado por Brino e de Rose (2006). O experimento 2 veio testar essa pos570

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sibilidade utilizando um aparato de registro que dispensava tantos experimentadores. Só era necessário um experimentador para garantir que os participantes jogassem de acordo com as regras. O experimento 2 também objetivou eliminar o efeito de ordem de exposição às probabilidades de checagem. Para tanto, utilizou um delineamento de grupo. Essa alteração possibilitou que cada participante jogasse duas partidas com uma mesma probabilidade de checagem, o que propiciaria uma segunda partida com o comportamento dos participantes mais sob o controle das contingências do jogo. Além disso, possibilitou a inserção de uma probabilidade de checagem intermediária, a de 1/3. EXPERIMENTO 2 O experimento 2 teve como objetivo verificar o efeito da probabilidade de checagem em um delineamento intergrupos. Dezoito participantes foram divididos em três grupos. Os participantes dos três grupos jogaram duas partidas com a mesma probabilidade de checagem. Um grupo jogou com a probabilidade de checagem 1/2, um segundo grupo jogou com probabilidade de checagem 1/3 e um último grupo jogou com probabilidade de checagem de 1/6. Diante da baixa frequência de distorções observada no experimento 1, todo um aparato computadorizado foi desenvolvido para a coleta de dados. Com esse aparado, não era mais necessária a presença de um experimentador atrás de cada participante para registro das cartas colhidas da pilha e do valor relatado de cada participante. Era esperado que o uso desse aparato aumentasse a frequência total de distorções dos participantes em relação ao experimento 1. Também era esperado efeito da probabilidade de checagem sobre frequência e porcentagem de distorções, de modo que, quanto menor a probabilidade de checagem, maiores as frequências e porcentagens de distorções. MÉTODO Participantes Os participantes da pesquisa foram selecionados aleatoriamente, totalizando 18 universitários de ambos os sexos com idade variando entre 18 e 30 anos, sendo nove mulheres e nove homens, todos ingênuos com relação ao procedimento. Todos os participantes assinaram o TCLE consentindo voluntariamente a sua participação no estudo, que foi aprovado pelo CEP – UniCEUB. Local O local onde foram realizadas as sessões experimentais foi o mesmo do experimento 1. Materiais e Equipamentos Os materiais foram os mesmos do experimento 1, com exceção do aparato para registro das sessões experimentais que foi utilizado nesse experimento. Como mostra na Figura 4, foi utilizado um tabuleiro de MDF, medindo 80cm x 80cm forrado com papel contact da cor preta, e uma moldura de dois cm de espessura, na cor FRAGMENTOS DE CULTURA, Goiânia, v. 23, n. 4, p. 563-578, out./dez. 2013.

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rosa florescente. Na mesma cor rosa florescente, foram demarcados no tabuleiro dois retângulos medindo 12cm x 8cm localizados próximos às extremidades do tabuleiro, destinados a área onde cada jogador colocaria a sua pilha de cartas, foi delimitado um retângulo maior posicionado no centro do tabuleiro, medindo 25cm x14 cm destinado a área de descartes das cartas (o lixo). Neste tabuleiro foram adaptados dois suportes de cartas confeccionados em chapas de ferro de 1,8 mm espessura medindo, 9cm de largura por 14cm de comprimento com angulação de 45 graus. Acopladas ao tabuleiro, foram utilizadas três micro câmeras para o registro das cartas colocadas nos suportes de metal; um microcomputador equipado com uma placa de vídeo para gerenciar as micro-câmeras de vídeo; trinta metros de cabo coaxial; um microfone de lapela para registro das verbalizações dos participantes e um gravador de áudio digital.

Figura 4: Foto ilustrativa do tabuleiro utilizado no jogo

Procedimentos Os 18 participantes foram divididos em três grupos. Cada grupo era formado por três pares de oponentes, sempre na mesma configuração: um homem jogando contra um homem, uma mulher jogando contra uma mulher e uma mulher jogando contra um homem. Os participantes eram colocados um de cada lado do tabuleiro, posicionados diante dos suportes de metal. Eles liam uma instrução idêntica à do experimento 1. As únicas mudanças eram em relação aos trechos que falavam da probabilidade de checagem, os quais eram específicos para cada grupo. No grupo 1/2, os participantes precisavam mostrar as cartas toda vez que o dado caísse em algum número par. No grupo 1/3, os participantes mostravam as cartas quando o dado caia no número 1 ou no número 3. No grupo 1/6, os participantes mostravam as cartas quando o dado caia no número seis. Cada participante jogava duas partidas com a mesma probabilidade de checagem a depender de qual grupo fazia parta. Essa manipulação foi feita para que os comportamentos 572

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dos participantes ficassem mais sob o controle das contingências do jogo nas segundas partidas, e não em estado de transição como provavelmente acontecia nas primeiras partidas. As variáveis dependentes foram a frequência e a porcentagem de distorções, as quais foram analisadas em função do grupo, das categorias de pontuação, da partida e da vez de relatar na rodada. RESULTADOS De acordo com a Figura 5, que traz as frequências de distorções médias e por participantes em seus grupos, foi possível observar um número baixo de distorções, com exceção dos participantes P11 e P12 do grupo 1/3 e dos participantes P17 e P18 do grupo 1/6. Onze dos 18 participantes não distorceram mais do que cinco vezes, sendo que três participantes do grupo 1/2 não distorceram durante todo o experimento. A diferença entre a frequência de distorção entre os grupos 1/3 e 1/6 em relação ao grupo 1/2 foi clara em termos de médias e em análises individuais. Os participantes do grupo 1/3 foram os que apresentaram maiores frequências de distorções. Foi observada uma grande variabilidade entre os participantes de cada grupo.

Figura 5: Frequências de distorções médias e por participantes em função do grupo Com relação ao efeito da vez na rodada, é possível observar maiores frequências de distorções quando os participantes eram os primeiros a relatar (Figura 6). Esse efeito foi mais evidente para os participantes do grupo 1/3, em que praticamente todos os seus participantes distorceram mais quando primeiros a relatar. Para os demais grupos, a diferença foi pequena, principalmente para o grupo 1/6, em que houve um empate nas frequências de distorções quando primeiro e segundo a relatar para a metade dos participantes.

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Figura 6: Frequência de distorções médias e por participante nos seus grupos em função da vez de relatar em cada rodada

Ao se comparar a frequência de distorções médias dos grupos e de seus participantes em função da primeira e da segunda partida observam-se mais distorções na segunda partida (Figura 7). Novamente foi observada uma grande variabilidade entre os participantes, de modo que as médias dos grupos não representam adequadamente os dados individuais.

Figura 7: Frequência de distorções médias e por participante nos seus grupos em função da partida disputada

Dos 15 participantes que apresentaram distorções durante o estudo, sete o fizeram com mais frequência na segunda partida. Dois participantes do grupo 1/6 e um do grupo 1/3 apresentaram a mesma frequência de distorções nas duas partidas. Alguns participantes distorceram apenas na primeira partida (P7, P8 e P15) e outros apenas na segunda (P3 e P16). As porcentagens médias gerais de distorções em função das categorias de pontos mostram um efeito decrescente em relação ao aumento da categoria de pontos (Figura 8). Nessa figura fica claro que, quanto maior a pontuação tirada nas cartas, menor a probabilidade de emissão de relatos distorcidos. 574

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Figura 8: Porcentagens gerais de relatos distorcidos em função da categoria de pontos das cartas da mão dos participantes

DISCUSSÃO EXPERIMENTO 2 Os resultados do experimento 2 replicaram parcialmente os resultados do experimento 1. Os participantes do grupo 1/2 distorceram menos que os participantes do grupo 1/6. Entretanto, os participantes do grupo 1/3 foram os que mais distorceram. Esse resultado não era esperado, já que a probabilidade de punição para relatos distorcidos do grupo 1/3 era maior do que a do grupo 1/6. Algumas hipóteses podem ser levantadas para tal efeito. Em primeiro lugar, dois participantes do grupo 1/3 (P11 e P12) apresentaram frequências de distorções muito altas em relação aos demais participantes. Seus dados impactaram de forma drástica na média do grupo, já que o número de participantes de cada grupo era de apenas seis. Seria recomendada a replicação de esse estudo com um número maior de participantes por grupo, de modo que os dados desviantes não enviesassem as médias dos grupos. A outra hipótese explicativa de uma maior frequência de distorções no grupo 1/3 que no grupo 1/6 reside na grande variabilidade dos dados individuais. Essa variabilidade, não amortizadas pelo número reduzido de participantes, torna as médias pouco representativas, de modo que a comparação intergrupos fica prejudicada. A variabilidade pode ter decorrido do fato de que os participantes só jogaram em uma probabilidade de checagem. Com exceção da probabilidade 1/2, que claramente especificava alta probabilidade de punição para distorções, as demais probabilidades, sem um parâmetro de comparação (e.g. ter jogado partidas com outras probabilidades), não exerceram controle discriminativo sobre o comportamento dos participantes. Em outras palavras, como os participantes só jogavam em uma probabilidade de checagem não tinham como discriminar se essa probabilidade de punição era alta ou baixa. Esses resultados podem ser explicados pelo um controle preponderante do comportamento dos participantes por regras (SKINNER, 1984) em detrimento do controle pelas contingências do jogo. Seriam necessárias mais partidas para que o controle pelas instruções fosse substituído pelas contingências do jogo. FRAGMENTOS DE CULTURA, Goiânia, v. 23, n. 4, p. 563-578, out./dez. 2013.

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Outra hipótese desse estudo não foi comprovada, a de que seriam observadas mais distorções em geral em comparação com o experimento 1. Ao se comparar as Figuras 2 e 5, observa-se que as frequências foram similares. A presença de um experimentador atrás de cada participante não pareceu suprimir mais as distorções do que a presença de apenas um experimentador mediando o seguimento das regras do jogo. Esse resultado não replica o obtido por Brino e de Rose (2006). Um procedimento totalmente informatizado poderia lançar luz sobre o efeito supressor de ouvintes sobre a precisão do relato verbal. Medeiros (2012) realizou tal estudo, utilizando o mesmo jogo, só que forma informatizada, em que o participante jogava contra o computador. Os relatos eram feitos todos no computador, ficando o participante sozinho com a máquina. Medeiros (2012) observou frequências de distorções muito maiores que as obtidas nesse estudo. Conforme esperado, ainda que moderadamente, os participantes distorceram mais na segunda partida que na primeira. Esse efeito sugere que os participantes desenvolvem estratégias para jogar (e.g. distorcer os relatos) que não fazem parte das regras do jogo, porém, que não representam transgressões dessas regras. Quanto mais partidas, maiores as chances dessas estratégias serem modeladas pelas próprias contingências do jogo. Com uma única partida em cada probabilidade de checagem, como ocorreu no experimento 1, fica difícil que o reforçamento diferencial das contingências do jogo possa selecionar as variações de respostas. Mesmo esse estudo tendo duas partidas, esse número ainda pareceu insuficiente para que o controle por regras fosse transferido para as contingências do jogo. A grande variabilidade entre os participantes na comparação da frequência de distorções em função da partida serve de evidência. Para alguns participantes, como P7 e P8 (grupo 1/3) e P15 (grupo 1/6), punições para relatos distorcidos na primeira partida podem ter suprimido os seus relatos distorcidos na segunda partida. Outra possibilidade de explicação desses resultados é o baixo valor reforçador de vencer o jogo para alguns participantes. Desse modo, terminar logo o jogo teria um valor reforçador maior do que vencer a partida. Para tais participantes, a melhor estratégia seria não distorcer, o que faria com o que a partida terminasse mais rápido. Aqueles participantes que passaram a distorcer apenas na segunda rodada (P3 e P16), ou que aumentaram muito a frequência de distorção na segunda partida (P5, P11, P12 e P17), podem ter seus resultados explicados pelo efeito da aprendizagem. Também foi observada uma grande variabilidade ao se comparar a frequência de distorções quando 1º e 2º a relatar. Os resultados desse estudo não corroboraram aqueles obtidos no experimento 1. A grande variabilidade observada nessa análise não permite fazer grandes inferências acerca do efeito dessa variável em função da probabilidade de checagem. Uma análise que talvez se mostrasse útil foi realizada por Brito (2012). Num estudo muito similar ao experimento 1, Brito manipulou a magnitude da punição para relatos distorcidos. Brito observou que quando em magnitude baixa de punição, os participantes distorciam muito quando primeiros a relatar, principalmente quando suas cartas eram de baixo valor (menor categoria de pontos). Já nas partidas de alta magnitude de punição, os participantes tendiam a distorcer de acordo com o valor relatado pelo oponente. Logo, a análise de distorções em função da vez da rodada é mais pertinente quando se cruzam os resultados com a categoria de pontos na mão de cada jogador. Por fim, conforme o esperado e de acordo com o experimento 1, a análise do efeito da categoria de pontos demonstra que os participantes tenderam a distorcer mais nas menores faixas de pontos. Esses resultados fortalecem as constatações de Brino e de Rose (2006) e de Ribeiro (2005) de que os relatos distorcidos ocorrerão apenas quando houver contingências 576

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para tal. No caso do estudo de Brino e de Rose, leituras corretas tendiam a serem relatadas com precisão, ao passo que, leituras incorretas não. No presente estudo, cartas altas tendiam a ser relatadas com precisão, ao passo que cartas baixas não. Já no estudo de Ribeiro, praticamente não se observou relatos de não ter brincado com brinquedos que de fato a criança tinha brincado. DISCUSSÃO GERAL Ambos os experimentos corroboraram a pressuposição de que relatos precisos ou distorcidos são comportamentos verbais, como tal, sofrem influência de variáveis ambientais (SKINNER, 1978). Diferentemente de Ferreira (2009) e Dias (2008), no presente estudo, foi observado o efeito das contingências manipuladas sobre a correspondência verbal. A despeito da demonstração do efeito de variáveis ambientais como a probabilidade de punição sobre a precisão do relato verbal, os resultados dos dois experimentos requerem que se leve em consideração outros fatores que acabam interferindo no efeito das variáveis independentes originais do estudo. Fatores como vez para relatar, categorias de pontos, aprendizagem do jogo e valor reforçador de vencer a partida podem ter interagido com a probabilidade de punição. Isso sem falar em variáveis históricas pessoais, que podem ser responsáveis pelos resultados daqueles participantes que não distorceram durante todo o estudo. O valor reforçador de vencer a partida merece uma discussão a parte. Nos demais estudos sobre correspondência, é muito comum observar o uso de economia de fichas (FERSTER; CULBERTSON; PERROT-BOREN, 1978). Com esse procedimento, reforçadores materiais como guloseimas, pequenos brinquedos ou materiais escolares são utilizados para fortalecer relatos distorcidos e precisos. O jogo criado para esse experimento visava prescindir desses reforçadores, fazendo com que as vitórias das partidas e das rodadas fossem eficazes como reforçadores para controlar os relatos. Ao se comparar os resultados dos experimentos 1 e 2 com os dos demais estudos sobre correspondência na literatura, não restam dúvidas de que tais reforçadores foram eficazes. Entretanto, podem ser responsáveis pela grande variabilidade entre os participantes, já que vencer jogos de cartas não é reforçador para todas as pessoas. Medeiros (2012), além de realizar o seu estudo de forma computadorizada, utilizou um vale presente que seria sorteado entre os participantes, cuja probabilidade de ganho era afetada pelo desempenho nas partidas. Medeiros (2012) observou uma frequência de distorções muito maior que a desse estudo. Entretanto, como a sua metodologia diferiu em mais de um aspecto em relação aos experimentos 1 e 2, não se pode dizer, pelos seus resultados, que magnitude foi um fator relevante. Por outro lado, uma sugestão de novas pesquisas poderia incluir o uso de reforçadores materiais para aumentar a magnitude do reforçador de vencer rodadas e partidas. Os experimentos 1 e 2 demonstraram claramente o efeito da probabilidade de checagem sobre a precisão de relatos verbais. Esses resultados fortalecem a reflexão sugerida por Lioyd (2002) acerca das consequências dadas arbitrariamente a relatos cujos quais dificilmente podem ser conferidos, como no contexto psicoterápico ou hospitalar. VERBAL CORRESPONDENCE IN LUDIC SITUATIONS: CHECKING THE PROBABILITY EFFECT Abstract: it was investigated the effect of the probability of checking the accuracy of the doing and saying correspondence using two experiments: one with intra-group and other with inter-groups FRAGMENTOS DE CULTURA, Goiânia, v. 23, n. 4, p. 563-578, out./dez. 2013.

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experimental design. Undergraduates played matches deck where it was advantageous to emit distorted reports, the probability of the distorted reports are checked and punished were manipulated. It was found that the higher the probability of checking low frequency distortion. Keywords: Verbal behavior. Verbal correspondence. Playful task. Accuracy checking probability. Referências BECKERT, Marcelo Emílio. Correspondência verbal/não-verbal: pesquisa básica e aplicações na clínica. In: ABREU-RODRIGUES, Josele; RODRIGUES-RIBEIRO, Michela. Análise do Comportamento: pesquisa, teoria e aplicação. Porto Alegre: Artmed, 2005. BRINO, Ana Leda de Faria; DE ROSE, Júlio Cesar. Correspondência entre auto-relatos e desempenhos acadêmicos antecedentes em crianças com história de fracasso escolar, Revista Brasileira de Análise do Comportamento, v. 2, n. 1, p. 67-77, 2006. BRITO, Rayana Lima. Efeitos da magnitude da punição na correspondência verbal em situação lúdica. Monografia de conclusão de curso de graduação em Psicologia do Centro Universitário de Brasília, Brasília, DF, 2012. DIAS, Juliana Soares. Análise de correspondência de comer e relatar de crianças. Dissertação (Mestrado) – Universidade Católica de Goiás, Goiânia, 2008. FERREIRA, Jaqueline V. Correspondência fazer-dizer em crianças na resolução de operações matemáticas. Monografia (TCC de Psicologia – Centro Universitário de Brasília, Brasília, DF, 2009. FERSTER, Charles B.; CULBERTSON, Stuart; PEROT-BOREN, Mary Carol. Princípios do Comportamento. São Paulo: HUCITEC, 1978. LLOYD, Kenneth. E. A review of correspondence training: suggestions for a revival. The Behavior Analyst, v. 25, p. 57-73, 2002. MEDEIROS, C. A. Mentiras, indiretas, desculpas e racionalizações: manipulações e imprecisões do comportamento verbal. In: COSTA, Carlos Eduardo et al. Comportamento em Foco 2. São Paulo: Associação Brasileira de Psicologia e Medicina Comportamental – ABPMC, 2013, 157-170. MEDEIROS, Fabio Hernandez. Contingências de reforçamento positivo e punição negativa na correspondência verbal. Monografia (TCC de Psicologia) – Centro Universitário de Brasília, Brasília, 2012. RIBEIRO, Antônio de Freitas. Correspondência no auto-relato da criança: aspectos de tatos e de mandos. Revista Brasileira de Análise do Comportamento, v. 1, p. 275-285, 2005. SKINNER, Burrus Frederic. Contingências de reforço. 2.ed.Tradução de R. Moreno. São Paulo: Abril Cultural, 1984. SKINNER, Burrus Frederic. O comportamento verbal. Tradução de M. P. Villalobos. São Paulo: Cultrix; Edusp, 1978. WECHSLER, Amanda Muglia; AMARAL, Vera Lúcia Raposo do. Correspondência verbal: um panorama nacional e internacional das publicações. Temas em Psicologia, v. 17, n. 2, p. 497-447, 2009. 578

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