Escala de perceção dos alunos sobre a sua identificação escolar: Construção e
estudo psicométrico
Ao longo das últimas décadas, tem-se vindo a reconhecer que níveis elevados de
envolvimento na escola estão associados a uma redução nos comportamentos de
risco e a uma melhoria nos resultados académicos e trajetórias escolares
(Appleton, Christenson, & Furlong, 2008; Veiga, Galvão, Festas, &
Taveira, 2012). Para além dessa participação ativa dos alunos, reconhece-se
também que o sentimento concomitante de identificação com a escola pode
igualmente atenuar as trajetórias de desenvolvimento negativas (Center for
Disease Control, 2009; Finn, 1989).
O presente estudo descreve o processo de construção e estudo psicométrico de
uma escala que tem como propósito medir as perceções de alunos (ensino básico e
secundário) relativamente ao seu grau de identificação escolar. Wenger (2007)
define identificação como parte do processo de construção da identidade,
traduzindo-se nas relações de investimento, que podem ser de associação ou
diferenciação, de participação ou não participação. Esta identificação
caracteriza a identidade do aluno, que se desenvolve na dinâmica de como ele
próprio se vê enquanto aluno e de como se posiciona e participa dentro e fora
da sala de aula (Freire, Carvalho, Freire, Azevedo, & Oliveira, 2009).
Ligação aluno-escola
É possível encontrar na literatura uma variedade de termos que procuram
traduzir o conceito de ligação do aluno à escola (Libbey, 2004). A terminologia
tipicamente segue uma determinada ênfase teórica. Entre os termos usados
encontram-se school connection (Brown, Leigh, & Barton, 2000), school
membership (You, Ritchey, Furlong, Shochet, & Boman, 2011) e school bonding
(Whiteside-Mansell et al., 2015). Todos estes conceitos têm em comum a crença
de que os adultos e pares na escola se interessam pelo aluno como indivíduo e
como aprendiz; que há um valor intrínseco em fazer parte da comunidade de
aprendizes que é a escola; e que o aluno faz parte integrante dessa comunidade
(Gee, 2000; Klapam & Flum, 2012). Whiteside-Mansell et al. (2015)
conjeturam que a confusão nos termos usados se deva em parte às dimensões
hipotéticas propostas pela teoria multidimensional de controlo social (Hirschi,
1969). Para caracterizar a ligação do aluno à escola, esta teoria propõe as
dimensões de vinculação, compromisso, aceitação das regras escolares, e
envolvimento.
Em contraste com a teoria de controlo social, o modelo de participação-
identificação (Finn, 1989; Voelkl, 2012) usa o termo identificação escolar para
traduzir o conceito de ligação do aluno à escola. Segundo este modelo, existem
fortes indícios de que a identificação escolar incorpora componentes de
pertença e valorização.
Firestone e Rosenblum (1988), a partir de entrevistas realizadas a alunos do
ensino secundário, constataram a existência de dois tipos de comprometimento
dos alunos que se traduzem na valorização daquilo que aprendem na escola e no
sentimento de pertença ao meio escolar. Finn (1989) descreve um modelo de
participação-identificação e destaca a importância do desenvolvimento de uma
ligação do aluno à escola. Segundo Finn, os alunos que se sentem identificados
com a escola (a) têm internalizado um sentimento de pertença (de que fazem
parte do meio escolar e de que a escola constitui uma parte importante da sua
experiência) e, (b) valorizam o sucesso no alcance dos objetivos escolares.
Voelkl (1996, 1997, 2012) definiu identificação como uma dimensão afetiva de
envolvimento (implicando mais uma vertente de emoção do que de cognição) que se
desenvolve ao longo do percurso escolar, residindo os antecedentes da
identificação num determinado momento da escolaridade de um aluno nos anos
escolares prévios. A dimensão de valorização reflete o sentimento de que para o
aluno a escola e o sucesso académico são importantes quer a um nível pessoal
quer a um nível prático. A dimensão de pertença inclui a perceção da parte do
aluno de que a escola é parte importante da sua experiência, e a de que ele é
relevante no seio da comunidade escolar, sentindo-se confiante e respeitado.
Essa subdivisão encontra-se também no trabalho de Libbey (2004) que concluiu
que o sentimento de pertença do aluno em relação à escola pode ser avaliado no
seu aspeto funcional ou na sua vertente afetiva.
A identificação escolar foi considerada um fator protetivo, quer para rapazes
quer para raparigas, contra o abuso de substâncias, absentismo, atividade
sexual precoce, violência e desistência da escola (Center for Disease Control
and Prevention, 2009). A conceptualização de Finn (1989) defende que os alunos
que demonstram um maior envolvimento escolar desenvolvem um maior sentimento de
identificação com a escola. Essa identificação irá influenciar uma maior
participação nas atividades escolares, diminuindo o mau comportamento nas
aulas, a delinquência e o abandono escolar. Em contraste, os alunos que não se
sentem identificados com a escola poderão experimentar sentimentos de
desconforto, desadequação, revolta, hostilidade e desconfiança em relação ao
meio escolar, resultando na possibilidade de um abandono escolar precoce. O
desenvolvimento de sentimentos de identificação com a escola (ou não
identificação) é o reflexo das experiências escolares do aluno, traduzindo-se
num processo caracterizado por uma dinâmica evolutiva de escolaridade e de
desenvolvimento de identidade. Voelkl (2012) defende que, à medida que a idade
avança e se sobe nos níveis de escolaridade, se verificam alterações das
disposições face à escola. Estas disposições são o resultado de percursos e
dinâmicas continuadas, sejam elas caracterizadas pelo sucesso ou pelo
insucesso. A solidificação dessas disposições pode gerar espirais de
identificação, ou de resistência, com as experiências escolares (Abrantes,
2003).
Medidas de identificação escolar
Encontram-se descritas na literatura algumas medidas da identificação escolar e
construtos afins (Brown, Leigh, & Barton, 2000; Goodenow, 1993; Voelkl,
1996; Whiteside-Mansell et al., 2015). Goodenow (1993) estudou alunos
provenientes de contextos urbanos e suburbanos, que frequentavam o ensino
básico e o ensino secundário. A escala Psychological Sense of School Membership
(PSSM) é composta por 18 itens. Existe em versões de língua inglesa e espanhola
que detêm bons indicadores de consistência interna. Encontramos também alguma
evidência da validade do construto através das associações observadas entre os
sentimentos de pertença à escola e as expectativas dos alunos em relação ao seu
sucesso académico, bem como a valorização que dão à educação. Normalmente a
escala tem sido tratada como unidimensional. Contudo, You et al. (2011)
examinaram as propriedades psicométricas da PSSM e identificaram três fatores:
rejeição, aceitação, e relações de amizade.
Voelkl (1996) construiu uma escala composta por 16 itens, que revela bons
índices de fiabilidade (.84) na medição das atitudes dos alunos para com a
escola e a educação escolar. Embora a escala seja descrita como unidimensional,
Voelkl salienta a possibilidade de uma solução bidimensional, uma vez que as
subescalas demonstram indicadores de fiabilidade aceitáveis (pertença: .76;
valorização: .73).
Brown et al. (2000) notaram que a dimensão pertença é tratada na literatura
como compreendendo elementos de poder (a sensação de controlo sobre um sistema
social); compromisso (a compreensão de que o sistema é coerente com objetivos e
crenças pessoais); e crença (a compreensão de que o sistema é válido).
Construíram então uma medida composta por estas três dimensões teóricas e mais
a dimensão geral pertença. Na sua solução fatorial encontraram apoio empírico
para as escalas crença e compromisso. A dimensão pertença subsumiu a dimensão
de poder.
Mais recentemente, Whiteside-Mansell et al. (2015) construíram, na tradição da
teoria de controlo social, uma medida sucinta do construto school bonding, que
descreveram como psicometricamente sã e adequada para crianças da faixa etária
de 10 a 15 anos (Brief Survey of School Bonding - BSSB). Numa abordagem
integradora e reducionista, construíram essa medida que revelou, adicionalmente
a outras dimensões, dois fatores representativos da vinculação: (a) Power/
connect ou seja "the degree to which students feel a connection with
adults in the school, (…) have an active role in the school, (…) [and that]
there are adults to support them" (p. 265); e (b) Connectedness/Belong,
"the student's feeling of connectedness to peers, feeling a part of
the school, and feeling closeness to teachers" (p. 266).
O presente estudo
A literatura tem mostrado que o construto de identificação escolar é um
preditor útil para resultados escolares de vária ordem (Voelkl, 2012) e para
comportamentos de risco (Center for Disease Control and Prevention, 2009).
Assim, a estimativa de níveis de identificação escolar é importante quer para a
investigação, quer para a avaliação de intervenções educacionais, sociais ou
psicológicas. Face a essa importância em avaliar a identificação escolar, a
questão da dimensionalidade do construto torna-se de grande interesse. Neste
sentido, poderá revelar-se como útil o desenvolvimento de um instrumento
simples, com boas características de medida, capaz de estimar níveis de
identificação escolar entre os adolescentes e pré-adolescentes portugueses, e
que discrimine e clarifique as subdimensões do construto. Já existem alguns
instrumentos candidatos para desempenhar essa função. Contudo, a sua falta de
clareza relativamente à dimensionalidade do construto, resultado de uma
diversidade de perspetivas teóricas, conduz-nos a uma outra proposta de
solução.
Assim, o presente estudo propõe descrever o processo de construção e estudo
psicométrico de uma escala que possa ser utilizada junto da população de alunos
que frequentam o ensino básico e secundário em Portugal, com o intuito de medir
as suas perceções relativamente ao grau de identificação escolar. Seguiremos as
noções teóricas principais de Voelkl (2012) e Finn (1989), aproveitando ideias
paralelas encontradas no trabalho de Goodenow (1993). Pressupomos a existência
de, pelo menos, duas componentes do construto (valorização e pertença).
Contudo, de forma a estudar a estrutura da escala, e considerando as conclusões
de Voelkl (1996) relativamente à validade quer de uma solução unidimensional,
quer de uma solução bidimensional, submeteremos os itens a uma Análise Fatorial
Exploratória (AFE), não colocando qualquer restrição inicial relativamente aos
componentes principais a extrair. Posteriormente, e de forma a testar o modelo
estrutural (resultante da AFE) proposto para descrever a dimensionalidade da
escala, realizar-se-á uma Análise Fatorial Confirmatória (AFC).
Método geral
Amostragem
A população alvo do presente estudo consiste em alunos do ensino básico e
secundário que frequentam anos de transição entre ciclos de estudo. Assim,
pretendendo-se uma amostra alargada e abrangente, que considerasse a
diversidade inerente ao universo dos alunos que frequentam os 6º, 7º, 9º e 10º
anos, a amostra foi constituída através de um processo de estratificação multi-
estágio, a nível de Portugal continental.
Numa primeira fase, procedeu-se a uma recolha da informação relativa ao número
de alunos matriculados nos ensinos básico e secundário do ensino regular de
acordo com o nível de ensino, o ciclo de estudo, e o ano de escolaridade, por
Unidades Territoriais para Fins Estatísticos (NUTS II - dados referentes
ao ano letivo de 2010/2011). Em seguida, procedeu-se à recolha de informação
relativa a todos os estabelecimentos de ensino regular (públicos e privados),
constituindo-se uma listagem das escolas, segundo o nível de ensino, por NUTS
II, distrito e concelho (estes dados foram obtidos através do Roteiro das
Escolas, sito no Portal da Educação do Ministério da Educação).
Numa segunda fase, a partir do total dos alunos matriculados nos 6º, 7º, 9º e
10º anos, por NUTS II, procedeu-se ao cálculo da percentagem de alunos, por
NUTS II, em cada um dos anos de escolaridade. Através das percentagens obtidas,
foi então calculado, em proporção, o número de alunos a serem eleitos para
participar no estudo, por NUTS II e respetivo ano de escolaridade. Agregou-se a
esta informação o número total de escolas que lecionavam, respetivamente, os
6º, 7º, 9º e 10º anos, por concelho e NUTS II.
O passo seguinte consistiu na seleção aleatória de 50% dos concelhos, agregados
por NUTS II, para cada ano de escolaridade. Compilou-se então uma listagem das
escolas situadas nos concelhos selecionados, a partir da qual se selecionaram
5% das escolas. Este passo permitiu obter o número, e lista, de escolas, por
NUTS II, por ano de escolaridade, onde foi aplicado o inquérito por
questionário.
Finalmente procedeu-se à definição do número de turmas necessárias por cada
escola (esta estimativa teve por base o pressuposto, conservador, de que por
cada turma seriam recolhidos 15 questionários, e tendo em consideração o número
mínimo requerido de alunos necessários para a amostra, por NUTS II e ano de
escolaridade).
A amostra final foi constituída por 1089 alunos, designadamente, do 6º ano
(25.7%), 7º ano (31.7%), 9º ano (26.6%) e 10º ano (16.0%) distribuídos por 45
estabelecimentos de ensino público do território de Portugal continental. As
idades variam dos 10 aos 25 anos (M=13.4; DP=1.7; Mdn=13), sendo que 41.4% têm
idades compreendidas entre os 10 e os 12 anos, 46.8% têm idades compreendidas
entre os 13 e os 15 anos, e 11.8% têm idades superiores a 15 anos. Esta amostra
é constituída por alunos, na sua grande maioria de nacionalidade portuguesa
(95.9%), sendo que 52% são do sexo feminino.
Instrumento
O questionário foi desenvolvido por uma equipa multidisciplinar que incluiu
psicólogos (de educação e clínicos), professores (de educação em ciências) e
sociólogos. Os itens foram construídos com base do trabalho de Voelkl (1996).
Apesar de esta informação ter servido de base, os itens construídos e
utilizados no presente estudo não constituem tradução dos itens da escala de
Voelkl uma vez que esta autora apresentou apenas uma abreviação dos itens (por
exemplo, "Proud of school", "Participate in
activities", Get a good job", "School important").
A escala inicial integra 21 itens onde se pretendeu aceder à perceção dos
alunos sobre a sua identificação escolar (Tabela_1). Assim, os alunos deveriam
responder até que ponto consideram que afirmações como "Identifico-me com
a minha escola" ou "O meu futuro depende do que faço na
escola", descrevem a sua realidade escolar. O questionário também incluiu
uma secção sociodemográfica e uma secção respeitante às trajetórias escolares
do aluno. Os itens resultantes foram apresentados como afirmações às quais os
alunos se posicionavam numa escala de quatro pontos, ancorada semanticamente
nos extremos (Sempre=3; Nunca=0).
Procedimento geral
A recolha de dados foi autorizada pelo Departamento de Monitorização de
Inquéritos em Meio Escolar da Direção Geral de Inovação e Desenvolvimento
Curricular. Após contato telefónico, foi enviada para as escolas, via correio,
toda a documentação (questionários, pedidos de autorização a serem entregues
aos encarregados de educação, instruções para os professores lerem às suas
turmas, instruções para as Direções das escolas, e envelope com franquia para
devolução dos questionários).
Para realização das análises estatísticas, recorremos ao software SPSS 22.0 e
AMOS 22.0. Com o objetivo de efetuar análises exploratórias e confirmatórias, a
base de dados foi dividida, aleatoriamente, ao meio usando o procedimento
"split file" do SPSS, que resultou em duas subamostras (N1=548;
N2=541). Destas duas subamostras foram excluídos ("list-wise") os
casos com valores "missing". As subamostras resultantes disponíveis
para a realização das AFE e AFC ficaram respetivamente com 354 e 388 elementos.
ESTUDO 1: CONSTRUÇÃO E ANÁLISE FATORIAL EXPLORATÓRIA
Caracterização da subamostra
A subamostra foi constituída por 354 alunos, designadamente, do 6º ano (24.0%),
7º ano (33.1%), 9º ano (26.6%) e 10º ano (16.4%). As idades variam dos 11 aos
25 anos (M=13.4; DP=1.7; Mdn=13), sendo que 39.9% têm idades compreendidas
entre os 10 e os 12 anos, 49.0% têm idades compreendidas entre os 13 e os 15
anos, e 11.1% têm idades superiores a 15 anos. Os alunos, na sua grande
maioria, são de nacionalidade portuguesa (97.4%); 55% são do sexo feminino.
Abordagem estatística
Procedemos em primeiro lugar à recodificação dos itens negativamente conotados,
prosseguindo com a análise das correlações item-total da escala, para efeitos
de depuração da escala. Os itens foram então submetidos a uma Análise Fatorial
Exploratória (AFE) com extração de fatores pela técnica dos componentes
principais e rotação ortogonal (varimax), obrigando os itens a uma associação
exclusiva a apenas um fator. Como critério de exclusão de itens, definiu-se o
peso fatorial de .30 como o mínimo para a aceitação de cada item. Também
recorremos à análise da consistência interna (alpha de Cronbach) das subescalas
que operacionalizavam os fatores, excluindo os itens cuja correlação com o
total da sua subescala fosse inferior a .20.
Resultados
Foram eliminados oito itens por problemas de distribuição. Excluímos ainda um
outro item por apresentar uma fraca correlação item-total (r≤.20). Os restantes
12 itens foram submetidos a uma análise fatorial exploratória, com rotação
varimax e usando o critério de término de Kaiser, que resultou na extração de
três fatores, que explicavam 51.3% da variância total dos resultados. Na Tabela
1 apresentamos os loadings dos itens em F1, F2 e F3.
Cinco itens agregaram-se a F1, quatro itens agregaram-se a F2 e três itens
ficaram agregados a F3. Para F1 obtivemos um α=.68, fator que designámos como
"Valorização pessoal/intrínseca" (VaPI). Para F2 obtivemos α=.71,
fator que designámos como "Valorização no sentido prático/
utilitarista" (VaPU). Finalmente para F3 obtivemos α=.54. Uma análise das
correlações item-total corrigidas originou a eliminação do item 12 que
aumentava para .68 o valor de α. Este fator foi designado como
"Sentimentos de Pertença e Bem-Estar" (PBE). Finalmente,
verificámos associações significativas entre a VaPI e PBE (r=.25, p<.01); VaPU
e PBE (r=.29, p<.01); e VaPI e a VaPU (r=.46, p<.01).
ESTUDO 2: ANÁLISE FATORIAL CONFIRMATÓRIA
Caracterização da subamostra
A subamostra foi constituída por 388 alunos, designadamente, do 6º ano (22.9%),
7º ano (27.6%), 9º ano (28.1%) e 10º ano (21.4%). As idades variam dos 11 aos
17 anos (M=13.5; DP=1.6; Mdn=14), sendo que 38.0% têm idades compreendidas
entre os 10 e os 12 anos, 49.0% têm idades compreendidas entre os 13 e os 15
anos, e 13.0% têm idades superiores a 15 anos. Esta amostra é constituída por
alunos, na sua grande maioria de nacionalidade portuguesa (96.1%), sendo que
55% são do sexo feminino.
Abordagem estatística
Nesta análise assumimos um modelo hipotético, constituído por três variáveis
latentes (VaPI, VaPU, e PBE) e respetivas variáveis observadas/itens.
Pretendemos assim averiguar a adequabilidade do modelo teórico aos dados
empíricos.
De forma a testar a identidade do modelo teórico recorremos à estatística do
Qui-quadrado (χ2
) e aos índices de adequabilidade do ajustamento CFI (Comparative fit índex,
Bentler, 1990), RMSEA (Root mean square of approximation, Steiger & Lind,
1980, citado por Steiger, 1990), e PNFI (Parcimonious normed-fit índex, Mulaik
et al., 1989).
O χ2
permite-nos ter uma ideia ampla sobre o ajuste do modelo, avaliando a
magnitude da discrepância entre a matriz de covariância dos dados observados na
amostra e a matriz de covariância implícita do modelo proposto. A hipótese nula
do teste é de que o modelo se ajusta à população. Uma vez que se trata de um
teste de significância estatística, é bastante sensível ao tamanho da amostra,
sendo comum a rejeição do modelo quando é utilizada uma grande amostra como
acontece no presente estudo. Para contornar as limitações do χ2
também iremos recorrer à interpretação do índice de aderência CFI (comparative
fit índex, Bentler, 1990). O CFI, tal como o NFI (normed-fit índex, Bentler
& Bonnet, 1980), compara o modelo hipotético com o modelo independente (que
considera um cenário onde não há nenhuma correlação entre qualquer par das
variáveis observadas). A utilização do CFI em detrimento do NFI, justifica-se
pelo facto do primeiro ser um dos índices menos sensíveis ao tamanho da
amostra, sendo que valores superiores a 0,90 revelam um bom ajuste do modelo
(Hu & Bentler, 1999). Reconhecido como um dos critérios mais informativos
sobre modelação de equações em estruturas de covariância, o RMSEA (root mean
square of approximation, Steiger & Lind, 1980, citado por Steiger, 1990)
tem em consideração o erro de aproximação na população. O RMSEA favorece a
parcimónia, ou seja, opta normalmente pelo modelo com menor número de
parâmetros, sendo que valores inferiores a 0.6 indicam um bom ajuste do modelo
(Hu & Bentler, 1999). Uma outra característica relevante do RMSEA diz
respeita à estimação de intervalos de confiança (IC) calculados para o valor do
índice, cujo limite inferior será próximo de 0 e o limite superior deverá ser
menor que 0,08 (Hooper, Coughlan, & Mullen, 2008; Pilati & Laros,
2007). Finalmente, o PNFI (parcimonious normed-fit índex, Mulaik et al., 1989)
fornece informações sobre o ajuste do modelo por meio da relação entre o número
de parâmetros estimados e a sua qualidade de aproximação na população. Trata-se
de um índice que penaliza a complexidade do modelo, o que resulta em valores
consideravelmente mais baixos em comparação a outros índices de ajuste do
modelo. Mulaik et al. (1989) referem a possibilidade de obtenção de valores que
rondam 0.50; no entanto, uma vez que a literatura não refere o valor limite de
PNFI que corresponde a um bom ajuste do modelo, torna-se mais difícil a sua
interpretação e, como tal, este convém ser reportado em conjunto com outros
índices de ajuste (Hooper et al., 2008).
Como base empírica para a melhoria de ajuste dos modelos teóricos a partir da
sua reespecificação, se necessário, consideramos a inspeção dos índices de
modificação, estratégia que nos permite excluir os itens cujo erro de
mensuração se correlaciona com o de outros itens, considerando o número de
inter-relações e a sua contribuição para o decréscimo do χ2
(Diniz & Almeida, 2005). Contudo, os índices de modificação não devem, por
si só, guiar o processo de reespecificação de um modelo, devendo basear-se em
conhecimento teórico a priori (Hooper et al., 2008), pelo que, na sua ausência,
optaremos por não os seguir. Também teremos em consideração a relação entre a
variância dos itens associada à variância do respetivo fator (R2
) e a variância dos itens que surge associada ao seu erro. Assim, sempre que o
R2
obtido para um dado item seja muito baixo (≤.15), este será eliminado por ser
pouco preciso. Para o estabelecimento da unidade de mensuração dos fatores de
primeira ordem do modelo, o coeficiente de regressão não-estandardizado de um
dos seus itens foi igualizado a um (1.00), passando a escala dos fatores a ser
a mesma da dos itens. Finalmente, procedemos à análise da consistência interna
(alpha de Cronbach) das subescalas (Cortina, 1993; Sijtsma, 2009).
Resultados
O primeiro teste do modelo tridimensional hierárquico revelou que a solução
encontrada não era admissível. Presumindo tratar-se de um problema de
especificação do modelo, procedemos à inspeção dos índices de modificação do
modelo fornecidos pelo programa, verificando que o item 3 tinha o seu erro de
mensuração intercorrelacionado com o do item 4 [decréscimo esperado de 12.4 no
χ2
(41, N=388)=124.62, p<.001]. Decidimos pelo estabelecimento desta relação,
justificando-a pelo facto de serem dois itens pertencentes ao mesmo construto.
Verificámos ainda que a precisão do item 5 era muito baixa (R2
=.15), pelo que o eliminámos.
Testámos novamente o modelo e apesar de se verificar já que o valor do CFI era
>.95, o valor do χ2
ainda era significativo, verificando-se que os limites inferior e superior do
IC do RMSEA ainda eram bastante elevados (.049 e.083 respetivamente), sendo o
valor do RMSEA=.07, portanto superior ao valor recomendado (.06) para este
índice.
Após análise da matriz de resíduos estandardizados, verificámos que o item 9
tinha o seu erro de mensuração intercorrelacionado com o de sete outros itens.
O item 9 estava assim a contribuir bastante para o desajuste do modelo, sendo
que apenas uma das sete covariâncias era substantivamente justificada ao nível
dos fatores de primeira ordem. Por este motivo optámos pela exclusão do item 9
e voltámos a testar o modelo. Apresenta-se na Figura_1 o novo teste. A Figura_1
indica um bom ajuste do modelo aos dados empíricos: o valor χ2
não é significativo (p>.05), o CFI>.95, o vetor que representa o limite
inferior do intervalo de 90% do RMSEA passa pela origem (0.0), e a
probabilidade do RMSEA<.05 é >.05.
O peso fatorial dos itens revelou-se de elevada magnitude (β>.50). O item 4 era
o que melhor representava a VaPI (R2=.50), o item 8 a VaPU (R2
=.64), e o item 10 o PBE (R2
=.80). Relativamente à estrutura latente do modelo, verificámos que VaPI era o
fator que melhor representava a Identificação Escolar (R2=.62), seguido pela
VaPU (R2
=.57) e por PBE (R2
=.32).
Apresentam-se na Tabela_2 os valores de consistência interna das subescalas
finais, bem como os valores médios e respetivos desvios padrão dos itens de
cada subescala.
As três subescalas apresentam boa homogeneidade (correlação média interitens:
VaPI=.42; VaPU=.57; PBE=.63), e aceitáveis/boas consistências internas.
As correlações entre as subescalas foram todas positivas e significativas
(p<.01): VaPI e PBE (r=.36); VaPU e PBE (r=.33); e VaPI e VaPU (r=.47).
Discussão geral
Construímos e realizámos a validação fatorial de uma escala que pretende aceder
às perceções dos alunos sobre a sua identificação escolar. Neste primeiro passo
da sua validação, a escala revela boa capacidade de discriminação entre os
sujeitos, assegurando assim os critérios de sensibilidade. O número de itens
que constava da proposta inicial da escala foi substancialmente reduzido. As
dimensões distintas explicam mais de 50% da variância total da escala.
Quer a AFE, quer a AFC, deram origem a uma solução tridimensional. A análise
fatorial exploratória revelou três dimensões distintas: (a) Valorização
Pessoal/Intrínseca (VaPI); (b) Valorização no sentido Prático/Utilitarista
(VaPU); e (c) Sentimentos de Pertença e Bem-Estar (PBE). A análise fatorial
confirmatória foi concretizada através da modelação da equação estrutural
proposta para descrever a dimensionalidade da escala, tomando em conta os erros
de mensuração e as especificações causais entre conjuntos de itens e cada uma
das dimensões. Constatou-se que a subescala VaPI apresenta uma consistência
interna aceitável e uma boa homo geneidade, e as subescalas VaPU e PBE uma boa
consistência interna e uma boa homogeneidade.
A estrutura encontrada na escala ajuda a clarificar a dimensionalidade do
construto identificação escolar. Os resultados corroboram as conclusões de
Firestone e Rosenblum (1988), Finn (1989) e Voelkl (1996, 1997, 2012) de que a
identificação escolar se traduz em sentimentos de pertença e valorização.
Não encontrámos indícios de dimensões como a rejeição, aceitação, e relações de
amizade. Concluímos que o PSSM de Goodenow (1993), em contraste com o nosso
instrumento, mede algo fundamentalmente diferente, apresentando diferenças não
só nos seus itens, mas também relativamente ao construto subjacente. O
instrumento PSSM parece centrar-se sobretudo nas perceções dos alunos
relativamente à aceitação/rejeição que sentem na sua interação com os outros
membros do meio escolar, e nas percepções de como os outros os veêm e como
estas percepções os fazem sentir. Os nossos itens e dimensões não focam as
relações com os outros, mas antes se focalizam na relação do aluno com a
escola, no sentido de perceber que utilidade prática esta tem para si, mas
também se a mesma constitui ou não um local onde vai construindo a sua
autoconfiança e a sua sensação de autoeficácia, e de se aquilo que aprende na
escola tem para si um valor que transcende uma utilidade meramente prática.
Somos levados a uma conclusão semelhante em relação ao instrumento de Brown et
al. (2000), especialmente nas dimensões de crença e compromisso.
Relativamente à escala BSSB de Whiteside-Mansell et al. (2015), os fatores que
representam componentes da vinculação parecem ser semelhantes à dimensão a que
chamámos "Sentimentos de Pertença e Bem-Estar". A primeira (Power/
connect) focaliza as relações entre o aluno e os agentes educativos no sistema
escolar, procurando caracterizar em que medida os alunos sentem uma ligação
afetiva com os adultos na escola. A segunda (Connectedness/Belong) focaliza
mais o sentimento do aluno de ligação afetiva com os seus pares e com a própria
escola.
Os resultados obtidos expandem o corpo de conhecimento traduzido na literatura
sobre a identificação escolar, no sentido em que os sentimentos de valorização
do aluno em relação à escola surgem refletidos em duas dimensões distintas
(VaPI e VaPU). Previamente, foram descritas duas dimensões de identificação
escolar (Finn, 1989; Firestone & Rosenblum, 1988; Voelkl, 1996, 1997,
2012). O modelo fatorial apresentado no presente artigo confirma a componente
relativa aos sentimentos de pertença, mas distingue duas dimensões relacionadas
com os sentimentos de valorização do aluno em relação à escola - uma dimensão
relativa a sentimentos de valorização pessoal e outra dimensão relativa a
sentimentos de valorização da escola assente numa perspetiva mais utilitarista,
ou de maior sentido prático. As três dimensões que resultaram das nossas
análises têm muitas semelhanças com as dimensões valuing e belonging de Voelkl.
Segundo Voelkl, valuing "… is represented by students' assessment
of the general importance of school and of the utility of everyday schooling
for one's future success" (1996, p. 762). Mais tarde, Voelkl (2012)
incluiu também sentimentos do aluno: "feeling that school outcomes have
personal importance and/or practical importance, that is, that they are
worthwhile" (p. 198).
Assim, a dimensão VaPU refere-se a uma valorização da escola num sentido mais
instrumental, onde o aluno reconhece o valor prático daquilo que aprende na
escola, e que se traduz, por exemplo, em itens como "O meu futuro depende
do que faço na escola" ou "Para mim tirar boas notas é garantia de
um bom futuro".
Já a dimensão VaPI traduz uma valorização da escola no sentido em que o aluno
se sente identificado com a escola porque esta o valoriza, fá-lo sentir-se
confiante. Como escreve Voelkl,
Personal importance can evolve from an internal sense of fulfillment (e.g.,
interest, enjoyment, satisfaction from completing school tasks)… or external
sources (e.g., satisfactory grades, encouragement from teachers or parents)
(2012, p. 198).
Notam-se aqui semelhanças relativamente ao nosso item (invertido), "Não
me importo com as notas desde que passe de ano"; "Os meus
professores nunca me consideraram um bom aluno" (invertido); e
"Tenho capacidades para entrar na universidade". Aliás, é de
acentuar que, nas análises das correlações entre as três dimensões resultantes,
a associação mais forte é precisamente entre estas duas subdimensões da
dimensão valuing (r=.47, p<.001).
A distinção relativa aos sentimentos de valorização não é, de facto, totalmente
omissa na literatura já existente. Voelkl (2012) refere a possibilidade da
dimensão valorização incluir sentimentos de auto-realização ou derivar apenas
de uma perspetiva mais utilitarista da escola, como algo que é necessário para
atingir uma meta. No entanto, a autora atribui maior relevo à existência ou não
no aluno deste sentimento de valorização, não atribuindo o mesmo relevo às
razões que o consubstanciam. Como tal, acreditamos residir aqui o motivo para a
sua não distinção da valorização pessoal e valorização utilitarista como
dimensões distintas.
No nosso estudo, as análises foram efetuadas numa população heterogénea
relativamente à variável idade dos alunos. As escalas resultantes podem ser
úteis para o estudo de relações entre as diferentes componentes da
identificação escolar e outras variáveis do processo de ensino e aprendizagem
(por exemplo, feedback, envolvimento escolar e as eventuais trajetórias
escolares).
Futuras investigações deverão analisar o comportamento das escalas em subgrupos
etários e por ano de escolaridade. Recomenda-se o recurso a outras técnicas que
permitam analisar a validade concorrente, convergente, divergente e preditiva
da escala. De interesse especial seria um estudo que comparasse e contrastasse
as dimensões de vinculação da BSSB com as dimensões de pertença que emergiram
do nosso estudo. É importante o desenvolvimento de novas investigações que
permitam, por um lado, corroborar os resultados obtidos e, por outro, dar
seguimento a este estudo que foi um primeiro passo na validação das escalas que
permitem aceder a diferentes aspetos da identificação escolar dos alunos.
