Escala de Hábitos de Estudo: evidências de validade de construto¹

 

Study Habits Scale: evidences of construct validity

 

Escala de Hábitos de Estudio: evidencias de validez de constructo

 

 

Patrícia Nunes da Fonsêca^2,I; Deliane Macedo Farias de Sousa^I; Rildésia S. V. Gouveia^II; José Farias de Souza Filho^II; Valdiney V. Gouveia^III

^IUniversidade Federal da Paraíba
^IICentro Universitário de João Pessoa
^IIIUniversidade Federal da Paraíba

 

 

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RESUMO

Este artigo objetivou reunir evidências de validade de construto da Escala de Hábitos de Estudo (EHE). No Estudo 1 participaram 242 estudantes do ensino fundamental e médio, com média de idade de 14,3 anos. Eles responderam a EHE e perguntas demográficas. Por meio de análise dos componentes principais foi observada uma estrutura unidimensional, cujo alfa de Cronbach (consistência interna) foi 0,65. No Estudo 2 participaram 249 estudantes dos mesmos níveis educacionais, com idade média de 14,6, que responderam os mesmos instrumentos. Testou-se a estrutura unidimensional por meio de análise fatorial confirmatória. Os indicadores de ajuste desse modelo foram satisfatórios, apoiando a unidimensionalidade da escala. Sua consistência interna foi com alfa de Cronbach (0,74) e confiabilidade composta (0,70), apoiando este parâmetro da EHE. Concluiu-se que essa medida apresenta evidências de validade de construto, podendo ser utilizada em pesquisas futuras.

Palavras-chave: hábitos de estudo; escala; validade; precisão.

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ABSTRACT

This article aimed to gather evidences of construct validity of the Study Habits Scale (SHS). In Study 1 participated 242 students in elementary and secondary education, with a mean age of 14.3 years. They answered the SHS and demographic questions. A onedimensional structure was identified by principal components analysis, with Cronbach's alpha (internal consistency) of 0.65. In Study 2 participants were 249 students in the same educational levels, with mean age of 14.6 (sd = 2.12), who answered the same instruments. The unidimensional structure was tested by confirmatory factorial analysis. The fit indexes of this model were satisfactory, supporting the unidimensionality of this scale. Its internal consistency was assessed by Cronbach's alpha (0.74) and composite reliability (0,70), supporting this parameter of the SHS. In conclusion, this measure shows evidence of construct validity, which suggests its use in future research.

Keywords: habits of study; scale; validity; reliability.

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RESUMEN

Este artículo objetivó reunir evidencias de validez de constructo de la Escala de Hábitos de Estudio (EHE). En el Estudio 1 participaron 242 estudiantes de enseñanza básica y secundaria, con media de edad de 14,3 años. Ellos respondieron a EHE y preguntas demográficas. Por medio de análisis de los componentes principales fue observada una estructura unidimensional, cuyo alfa de Cronbach (consistencia interna) fue 0,65. En el Estudio 2 participaron 249 estudiantes de los mismos niveles educacionales, con edad media de 14,6, que respondieron los mismos instrumentos. Se testó la estructura unidimensional por medio de análisis factorial confirmatoria. Los indicadores de ajuste de ese modelo fueron satisfactorios, apoyando la unidimensionalidad de la escala. Su consistencia interna fue con alfa de Cronbach (0,74) y confiabilidad compuesta (0,70), apoyando este parámetro de la EHE. Se concluyó que esa medida presenta evidencias de validez de constructo y que se puede utilizar en investigaciones futuras.

Palabras-clave: hábitos de estudio; escala; validez; fiabilidad.

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O conhecimento e os avanços tecnológicos têm crescido rapidamente, exigindo do homem posturas adaptativas frente a esta realidade mutante. Na educação, especificamente, o professor é demandado a desenvolver no estudante uma atitude de pesquisador, capacitando-o a realizar uma análise reflexiva dos fenômenos e tornando-o ator ativo de sua própria aprendizagem (Pimenta & Lima, 2009). É nesse contexto social, em que o estudante aprende a aprender, que são exigidas habilidades e hábitos de estudo que permitam aos jovens atender às exigências cada vez maiores do mercado de trabalho (Nunes, 2006).

Aprendendo a aprender, o estudante desenvolve autonomia intelectual, capacidade e iniciativa de buscar novos conhecimentos, assegurando sua liberdade de pensamento e expressão (Duarte, 2001). Também começa a descobrir estratégias de aquisição, elaboração, descoberta e construção de conhecimentos, o que propicia uma aprendizagem significativa de sua realidade imediata, assim como de conteúdos formais da escola. É nesse processo que o jovem vai dando encaminhamento à formação de hábitos de estudos, que vêm a ser uma ferramenta indispensável para o desenvolvimento de tais habilidades e aprendizagens.

A formação de hábitos de estudo permite ao jovem se manter atualizado na sociedade do conhecimento, buscando informações, construindo saberes e adaptando as exigências de sua formação profissional, aspectos exigidos pelas empresas para manutenção e promoção funcional. Nesse contexto, conforme argumentam Tavares e cols.(2003), a aprendizagem torna-se um processo diário de construção e reconstrução do conhecimento.

Segundo Bastos e Keller (1997), o hábito é uma qualidade estável e permanente, boa ou má, que torna a ação mais fácil, quase automática. Não pode ser traduzido como um comportamento de inércia ou passividade, mas como uma aptidão adquirida que permite a execução de determinadas ações com maior facilidade e, comumente, rapidez (Jovilet, 2008). Havendo necessidade de adaptação, os hábitos podem ser modificados.

No presente estudo, contudo, considera-se um tipo específico de hábito, correspondendo ao de estudo, isto é, descreve uma habilidade que o aluno desenvolve de forma consciente para alcançar a realização de atividades de forma concentrada e persistente. Portanto, ter um hábito de estudo significa dedicar horas diárias às atividades acadêmicas, permitindo ao aluno estudar um assunto com vista à fixação dos conteúdos de interesse. Na execução dessa atividade, exige-se por parte do indivíduo que haja uma motivação intrínseca com o fim de que suas atitudes concretizem a sua pretensão, que no caso, compreende estudar e aprender determinado conteúdo ou prática. Nesse sentido, a motivação é um fator importante no momento do estudo, já que é propulsor do engajamento dos alunos nas atividades escolares e potencializador dos aspectos cognitivos, tais como atenção e concentração (Watkins & Coffey, 2004).

O hábito de estudo ajuda no processo de autorregulação e, consequentemente, na aprendizagem. O aluno autorregulado se torna capaz de selecionar as estratégias de estudo que melhor se adequam a cada tipo de disciplina, garantindo maior compreensão e aprendizagem dos conteúdos acadêmicos (Zimmerman, 2001). Assim, o jovem tem consciência de suas capacidades e limitações, condição que o auxiliará na tomada de decisão no que diz respeito à dedicação de horas e ao montante de esforço a dispensar em seus estudos e sacrifícios a serem realizados.

No Brasil, tem-se percebido que os alunos dos ensinos fundamental, médio e superior não apresentam hábitos de estudos definidos e, pior, para estes jovens e o próprio sistema educacional esta prática (o hábito de estudo) não é estimulada pelos professores (Watanabe, Cassetari, Santos, Lombard-Platet, & Di Domenico, 2001). A ausência de hábitos de estudo definidos vem acarretando, principalmente, baixos índices de desempenho acadêmico, fato observado nos estudantes de 4ª série (5º ano) e 8ª série (9º ano) do Ensino Fundamental, e 3º ano do Ensino Médio apresentados pelo Instituto Nacional de Estudos e Pesquisas Educacionais Anísio Teixeira – Inep (2007), tanto daqueles de escolas públicas como privadas, sinalizando que não é um problema específico de determinado tipo de instituição.

Watanabe e cols.(2001) realizaram uma pesquisa visando levantar os hábitos dos estudantes de Psicologia de 1º e 5º anos, adotando o instrumento conhecido como Programação de Hábitos e Desempenho no Estudo – PHD (Del Nero, 1977). Nessa pesquisa observaram que a população investigada não possuía hábitos de estudo eficientes. A maior dificuldade apresentada era manter a atenção concentrada nas explicações, comprometendo a compreensão do conteúdo da aula. Também verificaram percentuais de insuficiência sobre as categorias método de estudo e apontamentos. Diante de tais resultados, esses autores mostraram a necessidade de ações preventivas no que se refere à elaboração de programas e reflexões do corpo docente sobre didática e estratégias de ensino, bem como intervenções psicopedagógicas específicas que contribuam para a adoção de uma metodologia de estudo eficiente, focada em hábitos de estudo.

É importante ressaltar que ter condições adequadas de estudo é fundamental para que essa prática venha a ocorrer com sucesso, pois, de acordo com Grácio e Rosário (2004), muitos estudantes universitários apresentaram desempenho acadêmico baixo por falta de condições adequadas de estudo. Por exemplo, na sociedade atual de consumo e ações desordenadas, corriqueiramente se observam jovens alunos que estudam ouvindo música, alimentandose, deitados na cama ou conectados ao MSN, situações que em nada favorecem o desenvolvimento de hábitos de estudo; contrariamente, estimulam a falta de atenção que, fatalmente, dificulta o aprendizado, levando o aluno ao desestímulo e, em alguns casos, ao fracasso escolar.

Oliveira e Oliveira (2007), analisando o comportamento de 336 estudantes dos cursos de Psicologia, Odontologia, Enfermagem, Farmácia e Ciências Contábeis, de três universidades privadas do estado de Minas Gerais, evidenciaram, no geral, que os estudantes apresentaram boas condições de estudo, preferencialmente aqueles do sexo feminino. Entretanto, observaram que estudantes do curso de enfermagem apresentaram melhores índices de hábitos de estudo do que aqueles de Psicologia, Odontologia e Ciências Contábeis. Esses autores argumentam que a vantagem dos índices dos estudantes de enfermagem sobre os demais se deve ao fato de estes estarem inseridos em uma universidade de maior status social, o que faz com que apresentem maior dedicação, tempo de estudo, motivação e melhores hábitos e condições de estudo. Tais aspectos contribuem para que os estudantes tenham uma boa formação acadêmica e uma probabilidade maior de se destacarem no mercado de trabalho. Parece bastante evidente, pois, que os hábitos de estudo compreendem um construto importante, capaz de explicar o sucesso ou desempenho acadêmico dos jovens (Nagaraju, 2004).

Medidas de Hábitos de Estudo

Como indicado, o hábito de estudo é uma variável relevante na promoção e consecução de uma aprendizagem eficaz. Nesse sentido, é fundamental contar com instrumentos que ajudem a coletar informações sistemáticas sobre as atitudes e os comportamentos a respeito de jovens no contexto brasileiro. Com esse propósito em mente, realizou-se uma busca no Index Psi (2010) tomando como referência a expressão-chave "escala de hábitos de estudo", tendo sido encontradas cinco publicações nacionais; destas, quatro não apresentavam qualquer relação com o tema objeto de interesse, e uma mostrava as propriedades psicométricas de uma Escala de Condições de Estudo (descrita a seguir) em amostra de estudantes universitários (Oliveira & Oliveira, 2007). Utilizando a expressão "hábitos de estudo", foram identificados cinco estudos, sendo que apenas dois tratavam da temática aqui abordada; o primeiro apresentava um estudo sobre os hábitos de estudo de alunos do curso de Psicologia de uma instituição privada e utilizava como instrumento a Programação de Hábitos e Desempenho no Estudo (descrito a seguir) (Watanabe e cols., 2001), e o segundo relatava os hábitos de estudo de enfermeiros por meio da adaptação do Padrão de Estudo Eficiente (PEE) (Clos, Santos, Silva, & Anjos, 1993). Efetuando a busca no Google Acadêmico (2010) com a expressão "escala de hábitos de estudo", identificou-se uma única referência, que não se relacionava diretamente com o foco do presente artigo. Para refinar a busca, utilizou-se a expressão "hábitos de estudo". A partir desses termos foram identificadas 1.050 referências, cinco estudos tratavam da temática aqui abordada.

Tendo em conta os artigos encontrados a respeito nas buscas realizadas, identificaram-se três instrumentos específicos de uso no Brasil: 1) Programação de Hábitos e Desempenho no Estudo (PHD), desenvolvida por Del Nero (1977). Ele compreende um instrumento de múltipla escolha composto por 36 questões que abordam temas correlatos aos hábitos de estudo, como: o método de estudo, apontamentos, compreensão, concentração, desempenho em provas e distribuição de tempo; 2) Escala de Condições de Estudo, desenvolvida por Oliveira e Oliveira (2007). Ela é composta por 19 itens distribuídos em quatro fatores: empenho, preparo e aspecto temporal no estudo; fatores ambientais relacionados ao estudo; estratégias de aprendizagem utilizadas no estudo; e estratégias de pesquisa no estudo. O alfa de Cronbach indicado para o total de itens foi 0,78; e 3) Comportamentos Habituais de Estudo e Aprendizagem. Construída originalmente para o contexto português por Bessa e Tavares (2001), esta medida é composta por 25 itens distribuídos em cinco fatores que correspondem às seguintes estratégias de autorregulação: estratégias cognitivas de transformação e manipulação da informação; estratégias cognitivas de organização e planejamento de rotinas; estratégias cognitivas e metacognitivas de gestão e monitorização; estratégias cognitivas de aquisição e seleção da informação; e estratégias afetivas de reforço motivacional. O alfa de Cronbach para o conjunto de seus itens foi 0,85.

Analisando os instrumentos citados, percebe-se que todos reúnem um conjunto grande de itens, podendo produzir cansaço no respondente e, consequentemente, sua desistência em responder ou fazê-lo de forma inadequada (exemplo, deixando itens sem resposta, utilizando um único nível da escala de resposta, respondendo ao acaso). Destaca-se igualmente que nem todos avaliam diretamente os hábitos de estudo; por exemplo, o terceiro (Comportamentos habituais de estudo e aprendizagem) está mais voltado para estratégias de aprendizagem. Diante desse cenário, ao menos duas alternativas pareciam plausíveis: (a) construir um instrumento específico para o contexto brasileiro, procurando que tivesse poucos itens, sem comprometer seus parâmetros psicométricos; ou (b) procurar adaptar um previamente elaborado em um contexto cultural diferente, avaliando evidências de tais parâmetros. Essa segunda alternativa pareceu mais parcimoniosa. Portanto, decidiu-se procurar um instrumento que fosse breve e permitisse seu uso em contexto escolar.

A Escala de Hábitos de Estudo (EHE), construída por Hodapp e Henneberger (1983), define o construto como um processo contínuo que visa adquirir componentes necessários à prática do estudo, a saber: motivação para estudar, estratégia de aprendizagem e organização do tempo de estudo. A motivação diz respeito aos aspectos subjetivos que direcionam o comportamento para um determinado fim (exemplo, Item 8. Se não resolve um exercício imediatamente, desiste ou adia). Segundo Carita, Silva, Monteiro e Diniz (1997), o aluno motivado tem maior nível de concentração e persistência nas tarefas escolares, o que permite obter satisfação quando atinge os objetivos estabelecidos. De modo semelhante à motivação, as estratégias de aprendizagem utilizadas durante o estudo também vêm a ser relevantes durante o desenvolvimento dos hábitos, pois o aluno que tem a capacidade de pensar sobre seu próprio processo de aprender é capaz de selecionar a atividade mais adequada para ser executada durante seus estudos (exemplo, Item 7. Copiar dos colegas as respostas dos exercícios ao invés de fazê-los).

Sobre isso, Boruchovitch (1999) afirma que as estratégias de aprendizagem expressam comportamentos dos alunos sobre a construção do conhecimento e, portanto, estão intrinsecamente relacionadas com os hábitos de estudo. Além desses dois componentes, ressalta-se ainda a organização temporal dos momentos de estudo, já que a definição prévia de horários ajuda na autonomia do estudante e na economicidade de energia durante o processo de aprendizagem, evitando preocupação, estresse e ansiedade nos dias que antecedem a avaliação (exemplo, Item 4. Existem dias nos quais não estuda ou faz os exercícios escolares).

A Escala de Hábitos de Estudo tem sido utilizada por pesquisadores com a finalidade de testar um modelo de explicação do desempenho acadêmico que inclui os hábitos de estudo, a ansiedade, a autoeficácia e a habilidade de matemática como variáveis antecedentes (Musch & Bröder, 1999; Ping, 2005). No presente artigo, o objetivo geral foi descrever sua adaptação à realidade brasileira, reunindo evidências de seus parâmetros psicométricos.

Estudo 1. Análise Exploratória da Escala de Hábitos de Estudo

 

Método

Amostra

Participaram 242 estudantes de escolas particulares (53,7%) e públicas (46,3%) de João Pessoa (PB). Tais indivíduos cursavam a 6ª (7º ano; 23,2%) e 8ª (9º ano; 38,4%) séries do Ensino Fundamental e 2º Ano do Ensino Médio (38,4%). A maioria desses participantes era do sexo feminino (57,4%), com idades variando entre 11 e 20 anos (m = 14,3; dp = 1,88). Tratou-se de uma amostra de conveniência, tendo participado os jovens que, presentes em sala de aula, concordaram em colaborar voluntariamente.

Instrumentos

Os participantes receberam um livreto que continha duas partes principais:

Escala de Hábitos de Estudo (EHE). Originalmente construída em inglês por Hodapp e Henneberger (1983), composta de oito itens que avaliam a percepção dos alunos acerca de seus hábitos de estudar (por exemplo, Item 1. Algumas vezes fico escutando música, assistindo televisão ou lendo quando deveria estar estudando; Item 2. Muitas vezes me sinto distraído quando quero estudar). Para respondê-los, o estudante utiliza uma escala de cinco pontos, variando de 1 = Completamente falso a 5 = Completamente verdadeiro.

Informações Demográficas. Os participantes responderam quatro perguntas de natureza demográfica, visando caracterizá-los, sem a intenção de identificação; a propósito, enfatizava-se que não assinassem ou colocassem seu nome em qualquer parte do livreto. As perguntas demográficas foram idade, sexo, escolaridade e tipo de escola (pública ou privada).

Com o fim de produzir uma versão brasileira da EHE, empregou-se o procedimento de back translation (tradução reversa). Nesse sentido, inicialmente, essa escala foi traduzida do inglês para o português por um pesquisador bilíngue, e logo tal versão foi retraduzida para o inglês por uma professora do curso de Letras, com habilitação em Língua Inglesa. Seguiu-se, finalmente, a comparação das duas versões em inglês, contando com a colaboração de uma terceira pessoa, também bilíngue. Não foi constatada a necessidade de qualquer modificação substancial da versão em português, mantendo-se os significados do que se pretendia expressar com cada item. Porém, antes de aplicá-la, procedeu-se a sua validação semântica. Na oportunidade, consideram-se 20 estudantes da 6ª série (7º ano) do ensino fundamental de uma escola pública. Procurou-se verificar se os itens e o formato da escala de respostas eram compreensíveis. Novamente, não foram observadas modificações substanciais, adotando-se a versão traduzida pelos especialistas.

Procedimento

Os pesquisadores entraram em contato com as direções de três instituições de ensino, escolhidas por conveniência, com o fim de obter permissão para aplicar os questionários. Após seu consentimento, a aplicação foi efetuada por dois colaboradores devidamente treinados. As turmas foram escolhidas pelo pesquisador e, conforme a disponibilidade dos professores e do quadro de aulas, a aplicação ia sendo realizada em ambiente coletivo de sala de aula. No caso, os colaboradores se apresentavam e solicitavam a participação dos estudantes no sentido de responderem individualmente o questionário, identificado como pretendendo conhecer como pensavam e agiam no seu diaa- dia. Indicou-se que a participação seria voluntária, sendo assegurado a todos o anonimato. Deram-se oralmente as instruções gerais de como proceder no preenchimento dos questionários; os colaboradores permaneceram em sala de aula durante toda a coleta, disponibilizando-se a esclarecer dúvidas eventuais. O tempo médio para concluir a participação foi de aproximadamente 15 minutos.

Análise dos Dados

Utilizou-se o PASW (versão 18). Calcularam-se estatísticas descritivas (medidas de tendência central e dispersão) e foi realizada análise de componentes principais (CP). Nesse caso, procurou-se previamente conhecer a adequação de se realizar esse tipo de análise, considerando dois critérios: Kaiser-Meyer-Olkim (KMO), que precisa ser de ao menos 0,60 para dar suporte a este tipo de análise, e o Teste de Esfericidade de Bartlett, cujo valor do qui-quadrado necessita ser estatisticamente significativo (Tabachnick & Fidell, 2001). Posteriormente, calculou-se uma análise paralela para averiguar o número de componentes a extrair (O´Connor, 2000). Finalmente, foi calculada a consistência interna (alfa de Cronbach) da estrutura resultante, bem como foi realizada uma ANOVA univariada para conhecer o efeito de variáveis demográficas nas pontuações da escala.

Considerações éticas

O presente estudo foi avaliado e aprovado pelo Comitê de Ética em Pesquisa com Seres Humanos, do Hospital Universitário Lauro Wanderley (CEP/HULM), sob o protocolo de nº 140/11. Após a explicação dos procedimentos da pesquisa, foi garantida aos pais dos participantes a confidencialidade dos resultados e solicitada a permissão para a participação de seus filhos na pesquisa, que ocorreu com a assinatura do Termo de Responsabilidade, conforme recomendam as resoluções 196/96 e 251/97 do Conselho Nacional de Saúde. Em média, os participantes tardaram 15 minutos para concluir sua participação no estudo.

 

Resultados

Os dois indicadores considerados apoiaram a adequação da matriz de correlações para efetuar a análise fatorial: KMO = 0,73 e Teste de Esfericidade de Bartlett, χ² (28) = 203,88, p < 0,001 (Tabachnick & Fidell, 2001). No passo seguinte, procurou-se conhecer o número de fatores que poderiam ser extraídos dessa matriz, tendo sido considerados três critérios: (1) Kaiser (valores próprios maiores do que 1), (2) Cattell (scree plot, isto é, distribuição gráfica dos valores próprios) e (3) análise paralela. De acordo com o critério de Kaiser, verificaram-se três componentes (2,34, 1,10 e 1,02), que explicaram conjuntamente 55,8% da variância total. Não obstante, inspecionando a distribuição gráfica dos valores próprios (critério de Cattell), observa-se que é mais adequada a retenção de um único componente. Foi considerado ainda o resultado da análise paralela, que teve como referência os parâmetros do banco de dados, isto é, 242 participantes e oito itens, realizandose 1.000 simulações, cujos valores próprios superiores a 1 foram 1,30, 1,27, 1,16, 1,09 e 1,02. Essa análise revelou a existência de no máximo um componente, pois o valor próprio do segundo componente observado (1,10) foi inferior ao segundo valor dessa análise (1,27), o que permite não considerá-lo.

Com isso, pareceu mais acertado assumir uma estrutura unifatorial, conforme o modelo teórico que embasa a medida em questão. Desse modo, procedeu-se a uma nova análise CP, desta vez atendendo à recomendação de extrair um único componente. Os resultados dessa análise são mostrados na Tabela 1.

 

 

De acordo com a Tabela 1, o componente geral pode ser denominado hábitos de estudo, reunindo os seis itens que apresentaram saturações variando de 0,33 (Muitas vezes fico satisfeito quando tenho pelo menos uma compreensão mínima de um problema matemático) a 0,69 (Muitas vezes prefiro copiar dos colegas as respostas dos exercícios do que me dedicar a fazê-los). Esse componente apresentou valor próprio (eigenvalue) de 2,34, explicando 29,2% da variância total. Sua consistência interna, calculada por meio do alfa de Cronbach (α), foi 0,62. Assumindo o critério de saturação mínima de |0,32| (Pasquali, 2003), excluíram-se os itens 6 [Muitas vezes, durante o semestre, tenho perdido aulas (palestras ou seminários) que realmente gostaria de assistir] e 2 [Frequentemente me satisfaço em ter uma compreensão elementar / superficial de um problema matemático]. Essas exclusões proporcionaram incremento na consistência interna desse componente, que passou a 0,65.

Em resumo, esses resultados parecem indicar evidências de validade fatorial e consistência interna da Escala de Hábitos de Estudo. Não obstante, reconhece-se o caráter essencialmente exploratório da estatística empregada (CP). Além disso, observou-se que as variáveis demográficas foram pouco preponderantes para explicar os hábitos de estudo dos participantes. Resta, entretanto, conhecer em que medida a estrutura identificada é replicada em estudo independente, checando a adequação do modelo unifatorial. Esse aspecto motivou um novo estudo, descrito a seguir.

 

Estudo 2. Análise Confi rmatória da Escala de Hábitos de Estudo

 

Método

Este estudo teve como objetivo principal avaliar em que medida a estrutura unifatorial da Escala de Hábitos de Estudo é adequada para representar os dados empíricos. Especificamente, procurou-se avaliar sua validade fatorial, validade convergente e consistência interna (alfa de Cronbach e Confiabilidade Composta).

Amostra

Participaram 249 estudantes de escolas públicas (49%) e particulares (51%) de João Pessoa, PB. Deles, 30,1% e 31,7%, respectivamente, cursavam a sexta e sétima séries do ensino fundamental, e os restantes 38,2% cursavam o segundo ano do ensino médio. A maioria indicou ser do sexo feminino (55,1%), com idades variando entre 11 a 20 anos (m = 14,6; dp = 2,12). Essa variável, como no estudo anterior, foi transformada, compondose de três categorias: até 13 anos (31,4%), 14 e 15 anos (32,6%) e 16 ou mais anos (36%).

Instrumentos e Procedimento

Os participantes responderam a Escala de Hábitos de Estudo com seis itens, excluindo-se os dois que saíram no Estudo 1, porém mantendo a mesma escala de resposta. Além disso, responderam as mesmas perguntas demográficas previamente listadas. A aplicação ocorreu em ambiente coletivo de sala de aula, porém as respostas foram dadas individualmente. Procurou-se seguir os mesmos passos do estudo anterior, inclusive contando com os dois colaboradores anteriormente recrutados.

Análise dos Dados

Para realização da análise fatorial confirmatória, empregou-se o AMOS (versão 18). No caso, testou-se o modelo unidimensional. Considerou-se como entrada a matriz de covariâncias, tendo sido adotado o estimador ML (Maximum Likelihood). Esse tipo de análise estatística é mais criterioso e rigoroso do que o anterior (CP), permitindo testar diretamente uma estrutura teórica. Os seguintes indicadores de ajuste foram tidos em conta (Byrne, 2001; Garson, 2003; Tabachnick & Fidell, 2001):

• O χ² (qui-quadrado) testa a probabilidade de o modelo teórico se ajustar aos dados; quanto maior este valor pior o ajustamento. Em razão de ser negativamente influenciado pelo tamanho da amostra, este tem sido pouco empregado na literatura, sendo mais comum considerar sua razão em relação aos graus de liberdade (χ²/g.l.). Nesse caso, valores entre 2 e 3 indicam um ajustamento adequado.

• O Goodness-of-Fit Index (GFI) e o Adjusted Goodnessof- Fit Index (AGFI) são análogos ao R² em regressão múltipla. Portanto, indicam a proporção de variânciacovariância nos dados explicada pelo modelo. Eles variam de 0 a 1, com valores na casa de 0,90 ou superiores, indicando um ajustamento satisfatório.

• O Comparative Fit Index (CFI) é um índice comparativo, adicional, de ajuste do modelo, com valores mais próximos de 1 indicando melhor ajuste. Recomendase em torno de 0,90.

• A Root-Mean-Square Error of Approximation (RMSEA), com seu intervalo de confiança de 90% (IC90%), é considerado um indicador de "maldade" de ajuste, isto é, valores altos indicam um modelo não ajustado. Assume-se como ideal que o RMSEA se situe entre 0,05 e 0,08 ou inferiores, aceitando-se até 0,10.

Calcularam-se ainda a variância média extraída (VME) e a confiabilidade composta (CC), que fornecem evidências complementares de validade de construto (Fornell & Larcker, 1981; Hair, Anderson, Tatham, & Black, 1998). Valores iguais ou superiores a 0,50 e 0,70, respectivamente, asseguram a adequação da medida. A VME pode ser considerada indicadora de validade convergente do fator, isto é, o quanto ele serve para explicar o conjunto de itens; a CC pode dirimir dúvidas quanto ao alfa de Cronbach, que é influenciado pelo número de itens (Pasquali, 2003).

 

Resultados

Procurou-se testar o modelo unifatorial previamente encontrado no Estudo 1. Nesse sentido, realizou-se uma análise fatorial confirmatória admitindo que todos os itens saturavam em um fator geral. Os indicadores de ajuste desde modelo revelaram uma solução satisfatória: χ² (9) = 22,10, p < 0,009, χ² / gl = 2,46, GFI = 0,97, AGFI = 0,93, CFI = 0,95 e RMSEA = 0,08 (IC90% = 0,036-0,118). A estrutura correspondente pode ser observada na Figura 1.

 

 

Todos os itens da Escala de Hábitos de Estudo apresentaram saturações (pesos fatoriais, λ) estatisticamente diferentes de zero (λ ≠ 0; z > 1,96, p < 0,05). Portanto, parecem existir evidências de validade fatorial dessa medida; sua validade convergente ficou também evidenciada (VME = 0,57).

Conhecida a estrutura fatorial da medida de hábitos de estudo, é necessário ter informações sobre sua precisão, avaliada nessa oportunidade por meio de dois indicadores: consistência interna (alfa de Cronbach, α) e homogeneidade (correlação média item-total corrigida, r_i.t). Enquanto o primeiro avalia o fator como um todo, sendo sensível ao número de itens, o segundo considera item a item, favorecendo que se julguem o conjunto de itens e cada item separadamente. Os resultados dessas análises foram os seguintes: α= 0,74 e o coeficiente médio r_i.t = 0,47, variando de 0,44 (item 6) a 0,55 (item 5). Finalmente, checou-se sua confiabilidade composta, situada em 0,70, corroborando os indicadores anteriormente citados.

 

Discussão

O presente artigo procurou reunir evidências de validade de construto (validade fatorial, validade convergente, alfa de Cronbach, homogeneidade e confiabilidade composta) da Escala de Hábitos de Estudo (Hodapp & Henneberger, 1983; Musch & Broder, 1999). Conforme destacado previamente, os hábitos de estudo dos jovens são um construto bastante relevante para a compreensão do processo de aprendizagem e realização acadêmica (Ping, 2005). Nesse sentido, confia-se oferecer uma contribuição importante à temática, favorecendo que se avaliem objetivamente os hábitos de estudo. Contudo, as amostras de conveniência e limitadas a um único contexto cultural demanda a replicação desses estudos em outras cidades brasileiras. Mas, a congruência dos resultados faz pensar que os achados merecem atenção. Portanto, procura-se a seguir discuti-los.

Os achados previamente descritos sugerem que a versão brasileira, composta por seis itens, é parcimoniosa, descrevendo um único fator que corrobora a estrutura encontrada no estudo original (Hodapp & Henneberger, 1983). Ressalta-se que tal estrutura emergiu na análise fatorial exploratória (CP) e foi suportada com a análise fatorial confirmatória (ML), cujos indicadores de ajuste foram dentro dos valores recomendados na literatura (Byrne, 2001; Garson, 2003). Esse instrumento apresentou também evidências de validade convergente, como avaliada por meio da VME (Fornell & Larcker, 1981; Hair e cols., 1998).

Quanto aos indicadores de consistência interna, os alfas de Cronbach observados foram próximos do valor recomendado na literatura (0,70; Pasquali, 2003). O valor de 0,65 no Estudo 1, embora não seja o ideal, foi superior ao observado por Ping (2005) em outro contexto cultural, e justifica o uso desta medida no contexto de pesquisa, quando o propósito for conhecer os antecedentes e consequentes dos hábitos de estudo. Além disso, observaram-se indicadores de homogeneidade coerentes com o que tem sido sugerido (Clark & Watson, 1995), tendo sido a confiabilidade composta, situada acima de 0,60 (Hair e cols., 1998), a prova complementar de evidências empíricas deste parâmetro psicométrico.

Apesar das evidências psicométricas em favor da EHE, pesquisas futuras são demandadas. Por exemplo, poderia ser pensada a possibilidade de reescrever os itens eliminados, ou mesmo elaborar itens novos que cubram toda a extensão do construto hábitos de estudo. Conhecer evidências de validade de critério (concorrente e, principalmente, preditiva) também contribuiria para estabelecer a adequação dessa medida. Por exemplo, poderia ser avaliada em que medida a pontuação na EHE explicaria o engajamento escolar ou o desempenho acadêmico. Além disso, poder-se-ia checar a validade convergente-discriminante desse instrumento com outros que possam avaliar dimensões correlatas (Bessa & Tavares, 2001; Oliveira & Oliveira, 2007). Checar a estabilidade temporal (teste-reteste) dessa escala seria também oportuno (Pasquali, 2003), avaliando a magnitude, sua flutuação com o tempo ou eventos históricos identificados.

Finalmente, a utilização desse instrumento pode ser útil no delineamento de ações docentes no sentido de adaptar a didática e estratégias de ensino, objetivando contribuir para a adoção de hábitos de estudo eficientes por parte dos estudantes (Watanabe e cols., 2001). O manuseio desse instrumento é algo muito favorável, considerando a simplicidade de suas instruções, a escala de resposta e o número reduzido de itens. De fato, instrumentos curtos são muito bem-vindos, sobretudo quando o propósito for aplicá-los em conjunto com outros instrumentos, evitando fatigar o respondente ou mesmo que desista da participação no estudo (Gosling, Rentfrow, & Swann, 2003). Nesse sentido, confia-se que a EHE contribua para o levantamento de informações sobre hábitos de estudo dos jovens, avaliando em que medida pode influenciar sua aprendizagem (Duarte, 2001; Tavares e cols., 2003). Resta, não obstante, ponderar que esse instrumento pode ser mais adequado para realizar triagem, quando a finalidade for ter uma compreensão geral do contexto escolar do estudante; sua própria unidimensionalidade, paradoxalmente, pode representar um viés, deixando de contemplar elementos outros inerentes aos hábitos de estudo.

 

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Recebido em abril de 2012
Reformulado em agosto de 2012
Aceito em novembro de 2012

 

 

Sobre os autores

Patrícia Nunes da Fonsêca: Psicóloga, doutora em Psicologia Social pela Universidade Federal da Paraíba. Docente da Universidade Federal da Paraíba do Departamento de Psicopedagogia, Coordenadora do Núcleo de Estudos em Desenvolvimento Humano, Educacional e Social (NEDHES). Coordenadora de Extensão do Curso de Psicopedagogia.
Deliane Macedo Farias de Sousa: é Psicóloga, doutoranda em Psicologia Social pela Universidade Federal da Paraíba. É professora nas Faculdades Maurício de Nassau e Santa Emília de Rodat (PB).
Rildésia S. V. Gouveia: é Psicóloga, doutora em Psicologia Social pela Universidade Federal da Paraíba. É professora de Psicologia Jurídica do Centro Universitário de João Pessoa.
José de Farias de Souza Filho: é bacharel em Ciências Jurídicas e Sociais pela UFPB, doutorando em Psicologia Social pela Universidade Federal da Paraíba. Membro do Ministério Público do Estado da Paraíba e é titular da Promotoria de Justiça de Meio Ambiente da Comarca de João Pessoa. Professor Adjunto do Centro Universitário de João Pessoa (UNIPÊ) e da Fundação Escola Superior do Ministério Público da Paraíba (FESMIP).
Valdiney V. Gouveia: é Psicólogo, doutor em Psicologia Social pela Universidade Complutense de Madri. É Professor Titular na Universidade Federal da Paraíba.

¹O presente artigo contou com apoio da CAPES e do CNPq por meio de bolsas de Doutorado e Produtividade em Pesquisa concedidas ao segundo e último autores, respectivamente. Os autores agradecem a essas duas instituições

²Endereço para correspondência:
Patrícia Nunes da Fonsêca, Universidade Federal da Paraíba, CE – Departamento de Psicopedagogia, CEP: 58051-900, João Pessoa, PB. E-mail: patynfonseca@hotmail.com