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Nas últimas décadas, houve um grande crescimento quanto à oferta do ensino superior, o que leva à necessidade de se investigar o processo de aprendizagem e de permanência dos estudantes universitários (Hsieh, 2014). O ingresso no ensino superior é usualmente uma experiência desafiadora, visto que a universidade tende a ser um contexto mais exigente que o ensino médio, demandando maior resiliência e autonomia do estudante (Dembo, 2004).
Para a realização das diversas tarefas acadêmicas do contexto universitário é necessário que os estudantes estejam motivados e engajados. A motivação para aprender pode ser compreendida como um fenômeno dinâmico e multifacetado, que tem importante papel na aquisição de conhecimento e no desempenho acadêmico, em diferentes níveis de ensino. Nesse sentido, as metas de realização (ou metas de aprendizagem) consistem no motivo pelo qual o estudante se envolve em uma determinada atividade relacionada à aprendizagem (Bzuneck & Boruchovitch, 2016).
As metas de realização podem ser definidas em quatro grandes grupos: aprender, performance-aproximação, performance-evitação e alienação acadêmica, sendo esta última menos estudada no que diz respeito aos instrumentos de avaliação da motivação (Bzuneck & Boruchovitch, 2016). A meta aprender estaria relacionada com um maior esforço intelectual e pessoal na busca pelo conhecimento, no sentido de consolidar as informações e dominar os conteúdos acadêmicos, gerando emoções positivas que impulsionam a novas aprendizagens (Ames, 1992). Os alunos com metas do tipo performance, diferentemente da meta aprender, estão mais centrados no resultado do seu desempenho. Nas metas performance-aproximação, o objetivo primordial é demonstrar alta capacidade, procurando deixar evidente um desempenho superior ao restante do grupo. Já os orientados pela meta performance-evitação objetivam eludir os desfechos negativos, se protegendo da degradação por parte dos outros. Assim, desempenham seu comportamento com o intuito de não serem considerados “os piores” em relação aos demais colegas (Ames, 1992; Bzuneck & Boruchovitch, 2016).
A meta aprender tem se mostrado positivamente relacionada aos fatores de personalidade de socialização, conscienciosidade e abertura à experiência, enquanto a meta performance-aproximação tem se mostrado associada à conscienciosidade. Por sua vez, a meta performance-evitação tem apresentado associação com a abertura à experiência (Briley et al., 2014; Debicki et al., 2016; McCabe et al., 2013). Quanto à sintomatologia clínica, temse verificado uma associação negativa entre a meta aprender, ansiedade e depressão (Sideridis, 2005). Ao mesmo tempo, observa-se uma associação positiva entre meta performance-aproximação e estresse, assim como uma associação positiva entre meta performance-evitação, estresse, ansiedade e depressão (Sideridis, 2005; Smith et al., 2002; Tuominen-Soini et al., 2008).
Especificamente quanto aos aspectos acadêmicos, a meta aprender tem sido associada positivamente com um perfil de estudantes altamente autorregulados, em especial devido ao uso de estratégias de aprendizagem mais efetivas (Merett et al., 2020). Nesse sentido, estudantes que apresentam metas focadas no aprender tendem a possuir trajetórias universitárias esperadas de acordo com o andamento do seu curso, ou seja, tendem a não ficar retidos na universidade (Moreno et al., 2019). Observa-se também uma associação positiva entre o desempenho acadêmico com meta aprender e meta performance-aproximação, e negativa com a meta performance-evitação (Hsieh et al., 2007; Tuominen-Soini et al., 2008).
No Brasil, Zenorini e Santos (2010) desenvolveram a Escala de Motivação para Aprendizagem para avaliar as três dimensões de motivação em estudantes de ensino médio. Através de análise de componentes principais, as autoras identificaram a estrutura prevista teoricamente após a eliminação de alguns itens, tendo obtido estimativas de fidedignidade aceitáveis (o instrumento final contou com 28 itens). Com o intuito de utilizar a escala com estudante de nível superior, Santos et al. (2013) adaptaram a redação de alguns itens do instrumento e o testaram em uma amostra de universitários, denominando-o Escala de Avaliação da Motivação para Aprendizagem de Universitários (EMAPRE-U). Nesse estudo, as autoras empregaram análise de componentes principais e novamente identificaram a estrutura de três dimensões, com os itens apresentando cargas conforme o esperado nos componentes. Vale ressaltar a correlação moderada e positiva observada entre performanceevitação e performance-aproximação (0,40), indicando serem aspectos motivacionais distintos, ainda que relacionados. A meta aprender apresentou correlação baixa com ambas as motivações de tipo performance.
Posteriormente, Santos e Mognon (2016) utilizaram análise fatorial confirmatória para analisar o ajuste dos dados ao modelo previsto pelo instrumento. Uma primeira análise revelou indicadores de ajuste abaixo do desejado, e os índices de modificação indicaram que dois pares de itens apresentavam erros correlacionados. As autoras analisaram o conteúdo dos itens e concluíram que, nos pares, os conteúdos eram muito similares, e assim optaram por eliminar um item em cada par (ficando a escala com 26 itens). Após essa re-especificação do modelo, os resultados foram aceitáveis, ainda que os índices de ajuste não tenham sido excelentes. Santos e Mognon (2016) observaram correlações mais elevadas entre meta performance-aproximação e performance-evitação (0,49), assim como entre meta aprender e as metas performance-aproximação (-0,35) e performance-evitação (-0,53). Vale ressaltar que, nesse estudo, as correlações eram entre traços latentes e não de escores derivados de subescalas.
Embora a EMAPRE-U não seja uma escala extensa e já tenha sido testada em amostras universitárias, propõe-se neste estudo o teste de uma versão breve desse instrumento. Entende-se que a possibilidade de se contar com uma escala breve da EMAPREU possa ser útil para a pesquisa e mesmo para a clínica. Não é incomum que em contextos de pesquisa sejam aplicados diversos instrumentos a fim de se investigar determinado construto e suas associações. Em especial, no que se refere às variáveis motivacionais no processo de aprendizagem, o repertório conceitual é amplo, o que leva a estudos muitas vezes complexos e extensos. Para isso, instrumentos breves que mantenham a qualidade conceitual e psicométrica do original são alternativas interessantes, diminuindo a extensão do tempo de pesquisa e aumentando as chances de aderência dos participantes. Por sua vez, mesmo que não seja uma escala com foco clínico, a EMAPRE-U em versão abreviada pode contribuir para triagens de perfil motivacional de estudantes, auxiliando na elaboração de intervenções voltadas aos universitários.
Esta pesquisa teve por objetivo, então, propor uma versão breve para a Escala de Avaliação da Motivação para Aprendizagem de Universitários (EMAPRE-U), analisando suas propriedades psicométricas. Três análises distintas foram realizadas a partir de dados coletados com uma amostra de estudantes universitários. Inicialmente, os dados de uma subamostra foram utilizados em uma análise fatorial exploratória com o intuito de selecionar os itens para a versão breve. Em seguida, uma análise fatorial confirmatória foi executada com uma outra subamostra (independente da primeira) para verificar os índices de ajuste do modelo subjacente ao instrumento (obtendo assim evidências de validade relacionadas à estrutura da medida). Por fim, os escores das subescalas da versão breve foram correlacionados com outras variáveis (considerando a amostra total), a fim de se obter evidências de validade por correlação com construtos teoricamente relacionados. As expectativas de correlação foram: a) correlação positiva entre a meta aprender e os fatores de personalidade socialização, conscienciosidade e abertura, e negativa com neuroticismo; b) correlação negativa do sofrimento psicológico com a meta aprender e positiva com as metas performance-aproximação e performance-evitação (mais forte com esta última); e c) correlação positiva entre desempenho acadêmico e meta aprender e performanceaproximação, e negativa com performance-evitação. Ainda, os escores da versão breve foram correlacionados com os escores da versão integral do instrumento.
Método
Participantes
A amostra total do estudo foi composta por 525 estudantes universitários de primeiro ano (57,7% mulheres), com média de idade de 21,2 anos (DP = 7,35). Eram provenientes de 62 cursos diferentes, sendo 52,2% das áreas de ciências sociais e humanas e 47,3% das áreas de ciências e tecnologia. A renda familiar informada por 51% da amostra foi de até 4000 reais mensais. Em relação à escolaridade de pais e mães, os participantes relataram que a maioria dos seus pais (61,7%) e de suas mães (67,9%) tinham ao menos o ensino médio completo.
Instrumentos
Escala de Avaliação da Motivação para Aprendizagem - EMAPRE-U (Santos et al., 2013). O instrumento avalia três metas de realização relacionadas à aprendizagem: meta aprender, com 12 itens, meta performance-aproximação, com nove itens e meta performanceevitação, com sete itens, totalizando 28 itens. As questões são respondidas em uma escala de três pontos (1 = concordo, 2 = não sei e 3 = discordo). Na segunda e na terceira análises realizadas neste estudo, foi utilizado um conjunto selecionado de 15 dos 28 itens originais, caracterizando a versão breve da escala.
Depression, Anxiety and Stress Scale - DASS-21 (Machado, 2013). Instrumento composto por três subescalas para avaliação de sintomas relacionados à depressão, ansiedade e estresse, adaptado e validado para o contexto brasileiro. As respostas são pontuadas em uma escala do tipo Likert (4 pontos), que variam entre “não se aplicou a mim de forma alguma” a “aplicou-se muito a mim ou na maior parte do tempo”. Neste estudo, o instrumento foi considerado uma medida geral de sofrimento psicológico (general distress), conforme sugestão de Zanon et al. (2021). Para tanto, foi calculada a médias dos escores em depressão, ansiedade e estresse. A consistência interna do conjunto de 21 itens neste estudo foi 0,93.
Marcadores Reduzidos para Avaliação da Personalidade no Modelo dos Cinco Grandes Fatores (Hauck Filho, Machado, Teixeira, & Bandeira, 2012). Instrumento reduzido de 25 itens, que busca mensurar a personalidade no modelo dos Cinco Grandes Fatores a partir de adjetivos descritivos avaliados em uma escala Likert de 5 pontos. Neste estudo, a consistência interna observada para cada uma das escalas foi: 0,70 (Neuroticismo), 0,79 (Extroversão), 0,78 (Socialização), 0,80 (Conscienciosidade) e 0,60 (Abertura à Experiência).
Desempenho Acadêmico Percebido Autorrelatado. Avaliado através de item único: “Como você classificaria seu desempenho acadêmico?”. As opções de resposta foram: muito ruim, ruim, razoável, bom e muito bom.
Procedimentos
Os dados utilizados nesta pesquisa foram provenientes de um projeto de pesquisa mais amplo relacionado à autorregulação da aprendizagem aprovado previamente pelo Comitê de Ética em Pesquisa da Universidade Federal do Rio Grande do Sul [CAAE n. 30845714.4.0000.5334]. Os dados foram coletados online e todos os participantes foram esclarecidos sobre a pesquisa através de um termo de consentimento livre e esclarecido, com o qual concordaram antes de responder aos instrumentos.
Análise de Dados
Três análises principais foram realizadas. A primeira envolveu uma subamostra aleatória da amostra total (n = 200) e teve por objetivo fornecer resultados para reduzir para cinco itens cada uma das três subescalas originais da escala. Para tanto, foi feita uma análise fatorial exploratória no programa Factor versão 10.10.03 (Ferrando & Lorenzo-Seva, 2017), considerando uma matriz de correlações policóricas (apropriada para variáveis com escala de mensuração ordinal). O método de extração de fatores empregado foi o ULS (Unweighted Least Squares), com rotação direct oblimin. A segunda análise foi feita com outra subamostra da amostra total (n = 325), constituindo-se em uma análise fatorial confirmatória com os itens selecionados na primeira análise. O objetivo foi verificar se os dados se ajustavam ao modelo de três dimensões proposto originalmente com uma amostra independente da primeira. Foi utilizado o programa Mplus versão 8.1 (Muthén & Muthén, 2017) com o estimador Weighed Least Squares Mean and Variance Adjusted (WLSMV), apropriado para dados ordinais. Os índices de ajuste utilizados e os valores considerados satisfatórios foram: Comparative Fit Index (CFI ≥ 0,95), Tukey-Lewis Index (TLI ≥ 0,95), Root Mean Square Error of Approximation (RMSEA ≤ 0,06 ou ≤ 0,08 com intervalo de confiança de 90%) e Weighted Root Mean Square Residual (WRMR<0,90) (Schreiber et al., 2006). Na terceira análise, que teve o objetivo de verificar o padrão de correlação das escalas reduzidas com construtos teoricamente relacionados, foram empregadas correlações bivariadas, considerando a amostra total (n = 525). Além disso, a precisão das escalas foi estimada utilizando-se o indicador alpha (primeira e segunda análises) e a confiabilidade composta e a variância média extraída (segunda análise).
Resultados
Análise Fatorial Exploratória (AFE)
Previamente à AFE, foi examinada a distribuição das respostas nos 28 itens, considerando a subamostra aleatória (n = 200). Verificou-se que o item 21 apresentou baixíssimo poder de discriminação, com 197 respondentes marcando a opção "concordo" (assimetria = 9,52 e curtose = 95,7). Em função disso, este item foi eliminado das análises subsequentes. Em seguida, procedeu-se à AFE. A Tabela 1 exibe os resultados desta análise realizada com os 27 itens, além de média, desvio-padrão, assimetria e curtose. A matriz de correlação mostrou-se adequada para fatoração de acordo com o teste de Kaiser-Meyer-Olkin (KMO = 0,87) e a estatística de Bartlett (2177,9; g.l. = 351; p < 0,001). Uma vez que o modelo teórico apresenta três dimensões, foram retidos três fatores para rotação (uma análise paralela também sugeriu a retenção de três fatores). Os três fatores explicaram 54,87% da variância total (respectivamente, 23,9%, 20,0% e 11,9%). Observa-se que, à exceção do item 7, todos os itens apresentaram cargas relevantes (ao menos 0,40) nos fatores a que se referiam teoricamente (e cargas menores nos outros fatores).
Tabela 1 Dados descritivos e Análise Fatorial Exploratória dos Itens da EMAPRE-U
| Item | M | DP | Assim. | Curtose | Fator 1 | Cargas Fatoriais Fator 2 |
Fator 3 |
|---|---|---|---|---|---|---|---|
| Meta Aprender | |||||||
| 1 | 1,26 | 0,54 | 2.00 | 2,99 | 0,46 | 0.20 | -0,02 |
| 2 | 1,40 | 0,65 | 1,37 | 0,62 | 0,50 | -0,09 | 0,08 |
| 5 | 1,38 | 0,59 | 1,32 | 0,71 | 0,75 | 0,00 | -0,12 |
| 7 | 1,33 | 0,59 | 1,63 | 1,52 | 0,30 | -0,17 | -0,15 |
| 10 | 1,38 | 0,62 | 1,41 | 0,82 | 0,62 | 0,04 | -0,01 |
| 12 | 1,22 | 0,51 | 2,35 | 4,60 | 0,81 | -0,03 | -0,03 |
| 14 | 1,82 | 0,77 | 0,32 | -1,26 | 0,53 | -0,04 | 0,14 |
| 19 | 1,26 | 0,49 | 1,75 | 2,20 | 0,46 | -0,13 | -0,05 |
| 23 | 1,62 | 0,70 | 0,71 | -0,72 | 0,80 | -0,02 | 0,18 |
| 25 | 1,22 | 0,79 | 2,26 | 4,23 | 0,56 | -0,09 | 0,20 |
| 28 | 1,56 | 0,73 | 0,88 | -0,51 | 0,64 | -0,02 | -0,19 |
| Meta Performance-Aproximação | |||||||
| 3 | 1,77 | 0,80 | 0,45 | -1,29 | 0,14 | -0,01 | 0,79 |
| 4 | 1,98 | 0,84 | 0,04 | -1,58 | 0,09 | 0,02 | 0,88 |
| 8 | 1,96 | 0,88 | 0,08 | -1,69 | 0,15 | -0,01 | 0,73 |
| 11 | 1,84 | 0,86 | 0,33 | -1,56 | -0,07 | 0,13 | 0,71 |
| 13 | 2,19 | 0,85 | -0,37 | -1,51 | -0,26 | -0,17 | 0,56 |
| 15 | 1,98 | 0,87 | 0,04 | -1,68 | -0,04 | 0,14 | 0,80 |
| 17 | 2,66 | 0,61 | -1,62 | 1,41 | -0,15 | 0,11 | 0,65 |
| 20 | 2,43 | 0,75 | -0,87 | -0,67 | -0,11 | -0,29 | 0,46 |
| 24 | 2,55 | 0,50 | -1,24 | 0,13 | -0,08 | -0,15 | 0,70 |
| Meta Performance-Evitação | |||||||
| 6 | 2,03 | 0,89 | -0,05 | -1,72 | -0,02 | 0,68 | -0,14 |
| 9 | 2,39 | 0,81 | -0,81 | -0,99 | 0,09 | 0,91 | 0,06 |
| 16 | 2,51 | 0,75 | -1,13 | -0,29 | -0,06 | 0,77 | 0,07 |
| 18 | 2,27 | 0,85 | -0,54 | -1,39 | -0,23 | 0,42 | 0,09 |
| 22 | 2,47 | 0,17 | -1,03 | -0,60 | -0,02 | 0,83 | 0,03 |
| 26 | 2,56 | 0,71 | -1,30 | 0,19 | -0,05 | 0,83 | 0,01 |
| 27 | 2,57 | 0,71 | -1,36 | 0,25 | -0,05 | 0,81 | -0,05 |
A partir da análise das cargas fatoriais e do conteúdo dos itens foram selecionados cinco itens de cada fator para compor a versão abreviada. Em relação às cargas fatoriais, o critério básico para seleção foi apresentar carga mínima de 0,50 no fator esperado e inferior a 0,30 nos demais fatores. Correlações item-restante foram exploradas como critério adicional no processo de seleção de itens. Em termos teóricos, buscou-se manter itens com diversidade de conteúdo. Os itens selecionados foram: 5, 10, 12, 14 e 25 (meta aprender), 4, 8, 11, 15 e 24 (meta performance-aproximação) e 6, 9, 16, 22 e 26 (meta performance-evitação). As estimativas de fidedignidade das subescalas, pelo alpha de Cronbach, foram: 0,72 (meta aprender; correlações item-restante de 0,43 a 0,55), 0,82 (meta performance-aproximação; correlações item-restante entre 0,43 e 0,73) e 0,84 (meta performance-evitação; correlações item-restante entre 0,59 e 0,72).
Análise Fatorial Confirmatória (AFC)
Nesta etapa, o modelo de três dimensões foi avaliado através de AFC utilizando-se como indicadores os 15 itens selecionados a partir da AFE. Nesta análise foi utilizada uma subamostra aleatória (n = 325) da amostra total, distinta da subamostra usada na AFE. Foram testados dois modelos: de dois fatores correlacionados (agrupando-se as dimensões de meta performance) e de três fatores correlacionados (modelo originalmente proposto para o instrumento). O modelo de dois fatores foi testado porque na literatura há alguma controvérsia quanto à distinção entre as metas performance de aproximação e de evitação (ver Santos & Mognon, 2016; Zenorini & Santos, 2010), e assim buscou-se verificar se os itens selecionados diferenciariam estas dimensões.
Os índices de ajuste obtidos para o modelo de dois fatores foram: χ2 = 952,53 (g.l. = 89, p < 0,001), CFI = 0,721, TLI = 0,670, RMSEA = 0,173 (IC 90%: 0,163 - 0,183) e WRMR = 3,221. Já os valores para o modelo de três fatores foram: χ2 = 216,88 (g.l. = 87, p = 0,005), CFI = 0,958, TLI = 0,949, RMSEA = 0,068 (IC 90%: 0,057 - 0,079) e WRMR = 1,216. Verifica-se que o modelo de três fatores correlacionados apresentou um ajuste adequado, enquanto o de dois fatores não. A Tabela 2 apresenta os conteúdos dos 15 itens incluídos na AFC e seus respectivos coeficientes padronizados. As correlações entre os fatores (no modelo estrutural) foram: 0,22, p = 0,001 (meta aprender com meta performance-aproximação), -0,27, p < 0,001 (meta aprender com meta performance-evitação) e 0,08, p = 0,255 (meta performance-evitação com meta performance-aproximação). Para estimar a precisão da medida, foram calculadas a confiabilidade composta (CC) e a variância média extraída (VME) em cada fator. Os seguintes valores foram obtidos: meta aprender (CC = 0,86 e VME = 0,55), meta performance-aproximação (CC = 0,89 e VME = 0,62) e meta performanceevitação (CC = 0,93 e VME = 0,72), todos considerados adequados (Hair et al., 2009). Já as estimativas de fidedignidade das subescalas pelo alpha de Cronbach foram: 0,71 (meta aprender; correlações item-restante entre 0,44 e 0,51), 0,80 (meta performance-aproximação; correlações item-restante entre 0,44 e 0,71) e 0,84 (meta performance-evitação; correlações item-restante entre 0,56 e 0,71).
Tabela 2 Análise Fatorial Confirmatória - EMAPRE-U Breve
| Fator | Coef. | R2 |
|---|---|---|
| Fator Meta Aprender | ||
| 5.Faço minha s tarefa s académicas p arque estou interessado nelas. | 0,786 | 0,618 |
| 10. Uma razão pela qual eu faço minhas tarefas acadêmicas é que eu gosto delas | 0,694 | 0,482 |
| 12. Uma razão importante pela qual faço as tarefas acadêmicas é porque eu gosto de aprender coisas novas. | 0,742 | 0,551 |
| 14. Quanto mais dificil a matéria,maiseu gosto de tentar compreender. | 0,697 | 0,486 |
| 25. Gosto de tarefas difíceis e desafiadoras. | 0,787 | 0,619 |
| Fator: Meta Performance-Aproximação | ||
| 4.E importante para mim. fazer as tarefas melhor que os meus colegas. | 0,928 | 0,860 |
| 8. Na minha turma eu quero me sair melhor que os demais. | 0,895 | 0.801 |
| 11. Sinto-me ban sucedido na aula quando sei que o meu trabalho foi melhor que dos meus colegas. | 0,711 | 0,505 |
| 15. Para mim é importante conseguir concluir tarefas que meus colegas não conseguem. | 0,673 | 0.453 |
| 24. Ser o primeiro da classe é o que me leva a estudar. | 0,674 | 0,455 |
| Fator Meta Performance-Evitação | ||
| 6. Não respondo aos questionamentos feitos pelo professor, por medo de falar alguma “besteira”. | 0,868 | 0.754 |
| 9. Não participo dos debates em sala de aula, porque não quero que os colegas riam de mim | 0,898 | 0,806 |
| 16. Não me posiciono nas discussões em sala de aula,pois não quero que os professores achem que sei menos que os meus colegas. | 0,819 | 0,671 |
| 22. Uma razão pela qual eu não participo da aula é evitar parecer ignorante. | 0,868 | 0,754 |
| 26. Não questiono o professor quando tenho dúvidas na matéria, para não dar a impressão de que sou menos inteligente que os meus colegas. | 0,771 | 0,594 |
Nota: modelo de três fatores correlacionados. Coef. = coeficiente padronizado.
Correlações com Construtos Teoricamente Relacionados
Após a seleção dos cinco itens indicadores de cada dimensão do modelo e da confirmação da estrutura da versão abreviada do instrumento, foram gerados escores para cada subescala (calculando-se a média dos itens). Os escores das subescalas foram então correlacionados com fatores de personalidade, sofrimento psicológico e desempenho acadêmico autorrelatado, considerando a amostra total (n = 525). Em acréscimo, foram calculadas as correlações entre as subescalas breves e suas versões originais (com todos os itens). A Tabela 3 mostra os resultados destas correlações.
Tabela 3 Correlações das Metas de Realização (Subescalas Breves) com Personalidade, Sofrimento Psicológico, Desempenho Acadêmico e Subescalas Originais
| 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7 | B | 9 | 10 | 11 | 12 | |
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| l.M. Apd(b) | - | |||||||||||
| 2.M. P-Apx (b) | 14 | - | ||||||||||
| 3.M. P-Evit (b) | -20 | 08 | - | |||||||||
| 4. Extroversão | 11 | -02 | -39 | - | ||||||||
| 5. Socialização | 07 | -11 | 02 | 11 | - | |||||||
| 6. Conscienc. | 21 | 07 | 07 | -04 | 40 | - | ||||||
| 7. Neurotic. | -29 | 02 | 31 | -27 | -12 | -16 | - | |||||
| 8. Abertura | 17 | 10 | -21 | 23 | 16 | 00 | -08 | - | ||||
| 9. Soft. Psic. | -19 | 04 | 26 | -11 | -07 | -14 | 55 | 02 | - | |||
| 10.Des. Acad. | 35 | 22 | -23 | 08 | 12 | 38 | -20 | 14 | -22 | - | ||
| 11. M. Apd(o) | 89 | 11 | 27 | 13 | 13 | 32 | -33 | 20 | -25 | 41 | - | |
| 12. M. P-Apx (o) | 11 | 95 | 06 | 04 | -10 | 06 | 00 | 12 | 05 | 20 | 08 | - |
| 13. M. P-Evit (o) | 22 | 10 | 98 | -39 | 02 | 04 | 31 | -19 | 27 | -25 | -29 | 08 |
Nota: Correlações significativas marcadas em negrito (p <0,01) e itálico (p <0,05). O zero-virgula das conelações foi omitido para facilitar a visualização. M. Apd = Meta Aprendizagem; M. P-Apx = Meta performance-Aproximação; M. P-Evit = Meta Performance-Evitação. Conscienc. = Conscienciosida de. Neurotic. = Neuroticismo. Soft. Pric. = Sofrimento Psicológico. Des. Acad. = Desempenho acadêmico. As letras (b) e (o) indicam as escalas breves e originais. As correlações envolvendo a variável desempenho acadêmico foram estimadas com correlação de Spearman: as demais são correlações de Pearson.
Verifica-se que, em geral, as associações emergiram de acordo com as expectativas. A meta aprender correlacionou-se positivamente com extroversão, conscienciosidade e abertura à experiência (de modo fraco), mas não com socialização, e negativamente com neuroticismo e sofrimento psicológico (também com fraca magnitude). O sofrimento psicológico ainda se correlacionou positivamente com a meta performance-evitação. O desempenho acadêmico, por sua vez, se correlacionou positivamente com meta aprender e meta performanceaproximação, e negativamente com meta performance-evitação. Observe-se ainda as elevadas correlações (entre 0,89 e 0,98) entre os escores das subescalas breves com os escores das escalas originais.
Discussão
O objetivo deste estudo foi propor uma versão breve para a EMAPRE-U e testar suas propriedades psicométricas, verificando o ajuste dessa versão ao modelo de três dimensões de metas de realização relacionadas à aprendizagem: meta aprender, meta performanceaproximação e meta performance-evitação (Ames, 1992; Santos et al, 2013). A AFE indicou a presença de três fatores relevantes subjacentes ao conjunto dos itens, confirmando estudos anteriores que investigaram a estrutura fatorial do instrumento (Santos et al, 2013; Santos & Mognon, 2016; Zenorini & Santos, 2010). Nesta pesquisa, porém, foram identificados alguns itens com estatísticas de assimetria e curtose elevados, em especial o item 21, o que ensejou a remoção deste item da AFE que se seguiu.
A AFE foi usada em uma subamostra para selecionar os itens da versão breve, juntamente com critérios teóricos e análise de correlações item-restante na definição das subescalas reduzidas. O processo de seleção de itens possibilitou compor uma versão breve do instrumento com cinco itens por dimensão. Apesar do pequeno número de itens, todas as subescalas compostas pelos itens selecionados apresentaram consistência interna satisfatória (alpha superior a 0,70), assim como correlações item-restante apropriadas, nem baixas nem altas demais (entre 0,43 a 0,73).
A AFC, realizada com uma subamostra diferente da primeira, forneceu evidências de validade quanto à estrutura trifatorial da versão breve da EMAPRE-U. Os índices de ajuste obtidos, à exceção do WRMR, foram todos bons, inclusive nominalmente superiores aos obtidos por Santos e Mognon (2016) com uma versão de 26 itens do instrumento. Assim, conclui-se que a versão breve da escala preserva a característica tridimensional do instrumento original. Destacam-se ainda as estimativas de fidedignidade obtidas (confiabilidade composta, variância média extraída e alpha de Cronbach), que se situaram entre satisfatórias a excelentes. No conjunto, estes resultados indicam que a escala breve é capaz de prover avaliações suficientemente precisas das metas de motivação para aprendizagem em universitários.
Em relação à validade da versão breve, destacam-se as elevadas correlações observadas entre as subescalas originais e as subescalas da versão reduzida, superiores a 0,89. No mínimo, cerca de 80% da variância mensurada pelas subescalas originais foi também mensurada pelas subescalas breves. Isso sugere que, apesar da diminuição no número de itens, não houve uma perda substancial na capacidade da escala breve de capturar a variabilidade relevante relacionada aos construtos (dimensões). Esse resultado respalda o uso da versão breve como uma alternativa à escala completa quando esta não puder ser utilizada.
As correlações com outras variáveis (personalidade, sofrimento psicológico e desempenho acadêmico autorrelatado) também forneceram evidências de validade complementares para a EMAPRE-U breve. Conforme as expectativas, a meta aprender apresentou correlação positiva com conscienciosidade e abertura à experiência, e negativa com neuroticismo (todas correlações de baixa magnitude). A meta aprender mostrou-se ainda fracamente relacionada com extroversão. Não se observou correlação com socialização, como era esperado. Essas correlações são compreensíveis, na medida em que a meta aprender envolve curiosidade para aprender coisas novas (relação com abertura) e persistência frente aos desafios (relação com conscienciosidade). A meta aprender tem sido associada com a crença de que o esforço, o interesse e o cuidado em realizar as tarefas relacionam-se ao sucesso escolar (Arens & Watermann, 2021). A associação com extroversão (ainda que de magnitude muito baixa), ao invés da socialização, sugere que o gosto pelo aprender e o engajamento nas tarefas que levam ao aprendizado podem ter a ver mais com a capacidade de comunicar-se com os demais do que com a habilidade de estabelecer relações de ajuda ou de afeto.
A relação negativa do neuroticismo e do sofrimento psicológico com a meta aprender sugere que a afetividade negativa dificulta o desenvolvimento da motivação intrínseca para o aprendizado. Aliado a esse resultado, Ferradas et al. (2020) apontaram que a autoestima tem tido um efeito positivo direto na meta aprender, indicando que maiores níveis de autoestima encorajam os estudantes a se envolveram em atividades acadêmicas a fim de melhorarem suas habilidades. Dessa forma, ainda que esse estudo tenha sido correlacional e inferências causais ou direcionais não sejam sustentadas pelos dados, é plausível supor que os estados afetivos (positivos ou negativos) são um fator antecedente ao desenvolvimento da motivação para aprender, ainda que os resultados do aprendizado possam contribuir para a manutenção ou mesmo para a mudança dos afetos. De acordo com as expectativas, a meta aprender ainda apresentou correlação positiva com o desempenho acadêmico, o que está em conformidade com a literatura (Hsieh et al., 2007; Tuominen-Soini et al., 2008).
Embora não antecipadas, a correlação negativa da meta performance-aproximação com socialização e a correlação positiva com abertura (ambas pequenas) indicam possibilidades que podem ser exploradas em futuras investigações. Uma vez que a meta performance-aproximação se refere a uma motivação impulsionada pela comparação aos demais na busca por sobressair-se, faz sentido que pessoas com saliência nessa meta sejam menos propensas à empatia e à consideração pelos outros, ao mesmo tempo em que apresentam alguma tendência a experimentar coisas novas a fim de atingir seus objetivos.
A meta performance-aproximação não apresentou relação com o sofrimento psicológico como se esperava. Embora seja razoável supor que pessoas motivadas pela comparação com os demais possam sofrer de algum grau de ansiedade ou estresse, é possível também que essa relação dependa de outros fatores. Tem-se verificado que a meta performance-aproximação pode ser mais complexa de ser definida. Por exemplo, no geral, ela tem sido associada com desfechos mal adaptativos, principalmente quando o foco recai na demonstração de competência. Contudo, é possível que se associe com resultados positivos se o foco do estudante recai na busca pela superação de parâmetros externos (Senko & Dawson, 2017). Assim sendo, podem existir variáveis moderadoras não consideradas neste estudo que devem ser exploradas através de novas pesquisas. Ainda, de acordo com as expectativas, a meta performance-aproximação mostrou-se correlacionada positivamente com o desempenho acadêmico autorrelatado, em consonância com outros estudos (Hsieh et al., 2007; TuominenSoini et al., 2008).
Por sua vez, a meta performance-evitação apresentou correlação negativa com extroversão, abertura e desempenho acadêmico, e correlação positiva com neuroticismo e sofrimento psicológico. As associações encontradas com abertura, neuroticismo, sofrimento psicológico e desempenho acadêmico eram esperadas, pois a meta performance-evitação reflete um padrão motivacional associado com afetos negativos e com características inibitórias. Já a relação negativa com extroversão (de magnitude moderada) merece consideração. Embora não tivesse sido antecipada, ela sugere que os comportamentos evitativos nos cenários educacionais podem estar relacionados não apenas a um maior sofrimento psicológico, mas também a uma dificuldade de comunicar-se com os demais e de estabelecer relações sociais. Nesse sentido, Grajcevci e Shala (2021) identificaram que a meta performance-evitação pode relacionar-se mais com uma postura de dependência e obediência em sala de aula, em especial quanto à figura do professor, o que pode dificultar a construção de uma relação de trocas e diálogos.
Isso é especialmente relevante de ser levado em consideração no contexto da educação superior, no qual os estudantes são tipicamente jovens em transição para a vida adulta que não apenas buscam uma formação na universidade, mas também um espaço de pertencimento e reconhecimento. A dificuldade em se relacionar com os demais - em especial quando o estudante é oriundo de camadas sociais não familiarizadas com os valores e a cultura da universidade, ou quando o próprio contexto discrimina o estudante - pode ser um fator que acaba promovendo um padrão motivacional evitativo para o aprendizado, o que pode levar a um baixo desempenho e até mesmo à evasão.
Por fim, cabe destacar o padrão de correlações entre as três subescalas que diferiu, em parte, do observado em outras pesquisas. A meta aprender apresentou correlação positiva e baixa com a meta performance-aproximação, o que corresponde aos resultados de Santos et al. (2013) e Zenorini e Santos (2010), mas diverge da correlação negativa observada por Santos e Mognon (2016). A meta aprender mostrou-se ainda correlacionada negativamente com a meta performance-evitação, o que está de acordo com os achados de Santos e Mognon (2016), embora a magnitude não tenha sido tão elevada na presente pesquisa. Finalmente, as diferenças mais evidentes aparecerem na correlação entre as metas performance-aproximação e performance-evitação. Nos estudos de Santos et al. (2013) e Santos e Mognon (2016), a correlação foi positiva e de magnitude moderada, enquanto neste estudo a correlação foi insignificante. Estas discrepâncias talvez possam ser atribuídas a diferentes perfis das amostras, e é um tópico que requer estudos adicionais no futuro.
De um modo geral, os resultados desta pesquisa são favoráveis ao uso da versão breve da EMAPRE-U, pois as evidências sugerem que é um instrumento capaz de produzir mensurações com validade e fidedignidade satisfatórias. Ressalte-se que a subescala meta aprender é a que mais se diferenciou da subescala original, pois apenas cinco de 12 itens foram mantidos. Esta dimensão motivacional é sem dúvida a mais diversificada entre as três no que diz respeito à amplitude de potenciais indicadores comportamentais ou cognitivos. Isso é evidente pela maior heterogeneidade das cargas fatoriais observadas na AFE, em média de valores mais baixos do que nos outros fatores. Esta subescala é também a que apresentou mais itens com valores de assimetria e curtose elevados, sugerindo uma concentração das respostas em um ou dois dos pontos da escala e, portanto, com menor poder de captar as diferenças individuais. Embora o foco deste estudo tenha sido na proposição de uma versão breve da EMAPRE-U, os resultados sugerem a necessidade de aprimoramentos da escala original, em especial no que diz respeito à dimensão meta aprender.
Algumas limitações deste estudo também precisam ser consideradas. Em especial, destaca-se o perfil restrito da amostra, proveniente de apenas uma instituição pública federal e composta somente por estudantes de primeiro ano. A pouca experiência acadêmica, tanto em termos de cursar disciplinas quanto de ter o desempenho testado, pode ter sido uma fonte de viés nas respostas dadas ao instrumento. Além disso, a medida de personalidade utilizada foi também uma medida curta e com precisão abaixo do desejado, o que pode ter afetado as correlações observadas. Ainda, o desempenho acadêmico foi avaliado através de um item único, em escala ordinal, e baseado na percepção individual sobre atingir ou não as expectativas subjetivas de desempenho.
Apesar destas limitações, a versão breve da EMAPRE - U tem potencial para ser utilizada em contextos de pesquisa e mesmo clínicos. Por ser um instrumento curto, possibilita a ampliação de estudos sobre motivação para aprender, associando com outras variáveis de interesse de pesquisa. Sua contribuição também pode servir como uma ferramenta de rastreamento para a prática clínica, visando auxiliar na compreensão dos processos de aprendizagem em situações de prejuízos no desempenho e nas habilidades correlatas emocionais e cognitivas. Essa compreensão mais acurada pode dar suporte ao planejamento de estratégias de intervenção junto ao estudante, instrumentalizando-o para conhecer melhor suas potencialidades e como lidar com as barreiras encontradas para aprender.
Por fim, é preciso salientar que, ao reconhecerem o papel que a motivação para aprender tem sobre os processos educativos, professores podem propor estratégias que ampliem as experiências bem-sucedidas de aprendizagem. Dessa maneira, é possível promover maior confiança nos estudantes quanto às suas próprias capacidades, bem como colaborar para que esses criem estratégias autônomas e mais bem adaptadas para lidar com as exigências internas e externas no contexto educacional.
