Método

Resultados

A AFC dos itens da versão reduzida do QPAE permitiu observar bons índices de ajuste: modelo de estrutura heptafatorial, com χ²_WLSMV [378]=537,804, p≤0,001; χ²/gl=1,422; CFI = 0,966; TLI = 0,961; GLI = 0,991; SRMR=0,053; RMSEA=0,055 (IC90%=0,051 a 0,060). Na Tabela 1, é possível observar as saturações dos 28 itens do QPAE nos respectivos fatores. Inclui-se, ainda, os coeficientes de consistência interna, a média e o DP de cada fator.

Os valores psicométricos obtidos sugerem que a estrutura dimensional do questionário proposta pelos autores se replicou satisfatoriamente no nosso estudo, defendendo a especificidade das sete dimensões de expectativas. Além disso, os resultados apontam para níveis adequados de saturação dos quatro itens que integram cada uma das sete dimensões do questionário, obtendo-se ainda adequados índices de consistência interna. Esses coeficientes situam-se de acima de 0,70 em todos os valores de α (intervalo de valores entre 0,71 e 0,93).

A AFC dos 40 itens do QAES, distribuídos em oito itens por cada um dos cinco fatores, apresentou bons índices de ajuste: χ²_WLSMV[730] = 1186,729, p<0,001; χ²/gl =1,626; CFI=0,913; TLI = 0,907; GLI = 0,977; SRMR=0,073; RMSEA=0,071 (IC90%=0,068 a 0,075). Na Tabela 2, apresentam-se as saturações dos 40 itens do QAES nos respectivos fatores, assim como os valores de média e DP dos fatores e os coeficientes de consistência interna avaliados por meio dos valores de α.

A estrutura dimensional proposta pelos autores na versão original do questionário replica-se no nosso estudo, registrando-se índices satisfatórios de ajuste dos dados empíricos recolhidos. Os resultados mostram que os oito itens dentro de cada um dos cinco fatores do questionário apresentam bons índices de saturação, o que deixa também antecipar os bons índices de consistência interna dos itens por dimensão. Nesse questionário, os índices de alfa são superiores a 0,85 de consistência interna, variando entre 0,85 (F4) e 0,95 (F1).

A AFC dos itens da EEA apresentou índices razoáveis de ajuste: χ²_WLSMV [208]=390,002, p<0,001; χ²gl=1,875; CFI = 0,839; TLI = 0,822; GFI = 0,950; SRMR=0,095; RMSEA=0,082 (IC90% = 0,075 a 0,090). Replicou-se o modelo original em que 14 itens estão relacionados com o envolvimento acadêmico com atividades obrigatórias e nove itens reportam-se ao envolvimento com atividades não obrigatórias. Na Tabela 3, apresentam-se as saturações dos itens nos respectivos fatores, assim como os coeficientes de consistência interna, média e DP dos fatores.

A estrutura dimensional proposta pela autora na versão original do questionário replica-se no nosso estudo, mas apenas razoavelmente. Alguns dos índices de ajuste do modelo ficam aquém dos valores exigidos, nomeadamente os coeficientes CFI e TLI. Essa situação deixa antever alguns problemas nos níveis de saturação dos itens no respectivo fator. Os índices de consistência interna dos itens nas duas dimensões consideram-se adequados, melhor na dimensão das atividades curriculares (α=0,84), situando-se em 0,79 na dimensão das atividades extracurriculares.

Discussão

O Brasil, enquanto país de dimensão continental e bastante diferenciado nas suas regiões, apresentou aumento significativo de cursos superiores federais e, consequentemente, do número de matrículas em regiões mais distantes das capitais e grandes centros do país, possibilitando entrada de estudantes oriundos de camadas sociais menos favorecidas e de famílias que nunca frequentaram a ES. Nesse sentido, utilizar instrumentos de avaliação psicológica de estudantes da ES na esfera federal levando em consideração essa pluralidade acadêmica presente em dez campi com distância geográfica de até 500 Km, possibilitou uma heterogeneidade na amostra relevante para validade dos construtos investigados. Mais, especificamente, o presente artigo descreve um estudo de validação baseada na estrutura interna de três instrumentos de avaliação psicológica junto de estudantes do Instituto Federal situado na Região Nordeste do Brasil. Esses instrumentos estão voltados para a avaliação de construtos relacionados à trajetória acadêmica dos estudantes do 1º ano, como expectativas, adaptação e envolvimento acadêmicos, para estudo da sua validade estrutural e aos coeficientes alfa para análise da consistência interna dos itens dentro de cada dimensão.

O QPAE apresenta uma estrutura heptafatorial, avaliando Formação Acadêmica de Qualidade (F1), Compromisso Social e Acadêmico (F2), Ampliação das Relações Interpessoais (F3), Oportunidade de Internacionalização e Intercâmbio (F4), Perspectiva de Sucesso Profissional (F5), Preocupação com Autoimagem (F6) e Desenvolvimento de Competências Transversais (F7), conforme estudos prévios de validação do questionário (^{Deaño et al., 2015}; ^{Fleith et al., 2020}; ^{Marinho-Araujo et al., 2015}). A validação da estrutura interna apresentou um bom ajuste aos dados empíricos, com indicadores de CFI, TLI e GLI acima de 0,90, bem como SRMR e RMSEA abaixo de 0,60 (^{Hair Jr. et al., 2005}; ^{O`Rourke & Hatcher, 2013}), cujos resultados satisfatórios do questionário também foram encontrados em outros estudos (^{Almeida et al., 2018}; ^{Deaño et al., 2015}; ^{Fleith et al., 2020}; ^{Marinho-Araujo et al., 2015}), nomeadamente bom índice de saturação dos itens nos respectivos fatores, com cargas superiores a 0,47.

Observamos também que os fatores com maiores médias divergiram de outros estudos que utilizaram o QPAE, sendo as expectativas acadêmicas com foco em compromisso social e acadêmico, bem como nas relações interpessoais mais valorizadas que em outros estudos (^{Fleith et al., 2020}), cujo fator individual de formação acadêmica e perspectiva de sucesso profissional prevaleceram. Assim, podemos refletir que as expectativas estão associadas ao contexto social e ao perfil de instituição dos estudantes. Aqui parece destacar também a importância de investimento institucional em aspectos além da abordagem acadêmica de qualidade e de carreira de sucesso, mas envolvendo também componentes de interação social, de construção de identidade e de troca de conhecimento e oportunidades de trabalho por meio da potencialização de relações interpessoais (^{Farias & Almeida, 2020}; ^{Marinho-Araujo et al., 2015}; ^{Soares et al., 2018}).

Em relação à precisão dos instrumentos no QPAE índices variados de fidedignidade, com base no valor de alfa de Cronbach, foram obtidos com valores satisfatórios de α, ou seja, acima de 0,70 em todos os fatores avaliados. Tal resultado corrobora com os dados encontrados em outros estudos (^{Almeida et al., 2018}; ^{Deaño et al., 2015}; ^{Fleith et al., 2020}; ^{Marinho-Araujo et al., 2015}), os quais apresentam valores de α superiores a 0,70 nos sete fatores.

A validade estrutural do QAES também foi satisfatória e equivalente à versão original brasileira apresentada por ^{Santos et al. (2015)}, ou seja, uma estrutura pentafatorial para os 40 itens. A escala original, realizada com estudantes portugueses, proposta por ^{Araújo et al. (2014)}, refere seis dimensões acrescentando a dimensão Projeto de carreira e propondo um possível fator de segunda ordem. Em ambos os casos, no entanto, os índices de ajuste tiveram valores acima de 0,90, nomeadamente CFI, TLI e GLI, bem como RMSEA e SMRM abaixo de 0,80. Tais resultados corroboram com outros estudos que utilizaram AFC do QAES, tanto no Brasil (^{Santos et al., 2015}) como em Portugal (^{Araújo et al., 2014}).

Observamos que as dimensões com maiores médias neste estudo foram, respectivamente, Adaptação institucional, Projeto de carreira e Adaptação social, resultado similar ocorreu em outros estudos usando o QAES (^{Igue et al., 2008}), demonstrando possivelmente impacto do contexto universitário, relação com escolhas de curso e de carreira entre os estudantes, bem como percepção positiva sobre as integrações sociais e sua relevância na ES (^{Igue et al., 2008}; ^{Polydoro, 2000}; ^{Tinto, 2007a}).

Neste estudo, também se observou uma precisão satisfatória do instrumento em análise, com α acima 0,85 nos cinco fatores. Apesar do número ainda limitado de investigações que contemplam a utilização do QAES, as conclusões dos estudos de validação do instrumento já realizados revelam qualidades psicométricas bastante satisfatórias (^{Araújo et al., 2014}; ^{Lunard, 2016}; ^{Santos et al., 2015}; ^{Tomás et al., 2014}).

A EEA, por último, revelou uma convergência com o modelo original no que tange à validade baseada na estrutura interna da EEA, apresentando uma estrutura bifatorial, porém observamos uma divergência quanto ao número de itens com cargas relevantes (valor de corte >0,40). Neste estudo, encontramos indicadores com valores de ajuste abaixo dos valores de referência, como CFI (0,839) e TLI (0,822), bem como valores dentro dos padrões aceitáveis incluindo GFI (0,950), SRMR abaixo de 0,10 e RMSEA aproximado de 0,08. Esses valores remetem a uma reavaliação da estrutura fatorial dessa escala, bem como refletem a necessidade de outros estudos aprofundando a temática de envolvimento acadêmico com atividades obrigatórias e não obrigatórias com amostras mais diversificadas, a fim de se avançar com os estudos voltados a sua validação em diferentes contextos. Acreditamos que a amostra não teve vivência acadêmica suficiente (amostra com estudantes do 1º ano da ES), bem como o número elevado de itens por fator podem gerar resíduos elevados e, consequentemente, diminuir o ajuste do modelo (^{Hair Jr. et al., 2005}; ^{Igue et al., 2008}). No estudo desenvolvido por ^{Fior et al. (2013)}, as cargas fatoriais variaram entre 0,35 (item 31, fator 2) e 0,80 (item 34, fator 1), enquanto no nosso estudo apresentaram variação de 0,07 (item 14) e 0,77 (item 19), ambos da dimensão Envolvimento acadêmico em atividades obrigatórias. Os itens 14 “Copio os trabalhos e os exercícios dos colegas” e 1 “Faço anotações durante as aulas” (F1), bem como item 3 “Participo de congressos e eventos científicos fora da universidade” apresentam coeficientes de saturação do limiar de 0,40, usualmente exigido. Esses valores podem sugerir que, em futuras utilizações da escala, esses itens possam não integrar a versão da escala a aplicar, aliás, cada uma das dimensões fica ainda com um bom número de itens para a sua avaliação.

Destacamos ainda que encontramos médias mais elevadas associadas ao F1 (atividades obrigatórias), resultado que corrobora com os resultados encontrados em outros estudos brasileiros (^{Fior et al., 2013}). Acreditamos que esse envolvimento prioritariamente com atividades acadêmicas curriculares está possivelmente atrelado às exigências do curso e ao tempo necessário destinado a tais atividades.

Historicamente, as atividades de ensino prevaleceram nas vivências universitárias, sendo fundamentais para conclusão do curso. Por outro lado, apesar de diversos estudos abordando a importância de atividades de pesquisa, extensão, monitoria, esportivas, políticas, dentre outras, elas ainda são limitadas pelo excesso de carga horária das atividades obrigatórias (^{Fior et al., 2013}; ^{Fior & Mercuri, 2018}; ^{Porto & Gonçalves, 2017}).

Por fim, com base na precisão dos fatores presentes na EEA, observamos índices satisfatórios de α, corroborando com dados da literatura da área. Neste estudo, encontramos índices de α variando entre 0,84 (F1) e 0,79 (F2). Apesar de literatura restrita frente à validação desse instrumento em outros cenários, também encontramos resultados similares dos índices de fidedignidade, com valores de α de 0,82 do fator Envolvimento com atividades obrigatórias e 0,76 do domínio envolvimento com as atividades não obrigatórias (^{Fior et al., 2013}).

Em síntese, a pesquisa em questão objetivou apresentar três estudos de propriedades psicométricas, sendo estes com base na AFC e testes de precisão por meio do alfa de Cronbach. Percebeu-se que os itens dos instrumentos QPAE, QAES e EEA se agruparam de forma adequada em relação às dimensões originais, sugerindo em alguns casos melhores índices de validade se alguns itens forem eliminados (situação mais evidente nos dois fatores da escala de envolvimento acadêmico). Por outro lado, os índices de fidedignidade dos fatores, nomeadamente valores de α se mostraram acima dos parâmetros previstos na literatura.

Embora os objetivos do presente estudo tenham sido contemplados, existem algumas limitações a serem consideradas. Uma delas foi o viés amostral, por tratar-se de uma amostra por conveniência não permite que os resultados sejam generalizados, sendo adequado apenas ao contexto em que o estudo foi realizado. Outra limitação se relaciona à utilização de amostra de uma única região do Brasil e de apenas um instituto federal, bem como a falta de invariância de gênero e área científica. Mesmo sendo uma limitação, certo de que tendo sido usadas amostras com um número significativo de estudantes, algumas oscilações foram observadas nos índices de validade e precisão face aos estudos originais dos mesmos questionários, sugerindo a importância desse tipo de estudos quando se pretende estudar os fenômenos da adaptação e vivência acadêmica dos estudantes de outras regiões do Brasil. Assim, sugerimos a realização de outros estudos que possam validar os instrumentos em outros contextos sociais, como outras regiões do país e alunos de diferentes situações socioeconômicas, possibilitando debate mais amplo e utilizações dessas escalas de forma mais segura e válida junto a estudantes de ES.

Por fim, acreditamos que o estudo contribui para o avanço científico na área de avaliação psicológica, pois reuniu evidências de validade e precisão de três importantes instrumentos para análise da trajetória acadêmica em instituições de ES. Isso possibilita mais credibilidade em estudos futuros, bem como intervenções institucionais frente às especificidades do público estudantil, usando instrumentos de expectativas, adaptação e envolvimento acadêmicos para desenvolver modelos institucionais com diferentes construtos, ampliando as possibilidades de sucesso acadêmico no curso e no vínculo com a IES.