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Arquivos Brasileiros de Psicologia

versão On-line ISSN 1809-5267

Arq. bras. psicol. vol.62 no.1 Rio de Janeiro abr. 2010

 

RELATOS DE PESQUISA

 

Escala de percepção da escola como comunidade: evidências de validade fatorial e consistência interna1

 

Sense of school as a caring community scale: Evidences of factor validity and reliability

 

 

Patrícia Nunes da FonsecaI; Valdiney V. GouveiaI; Emerson Diógenes de MedeirosII; Rildésia S. V. GouveiaIII; Jane Palmeira Nóbrega CavalcantiI

I Universidade Federal da Paraíba (UFPB), Paraíba, Brasil
II Universidade Federal do Piauí (UFPI), Piauí, Brasil
III Centro Universitário de João Pessoa (Unipê), Paraíba, Brasil

Endereço para correspondência

 

 


RESUMO

O presente estudo teve como objetivo adaptar ao contexto paraibano a Escala de Percepção da Escola como Comunidade, procurando reunir evidências de sua validade fatorial e consistência interna e conhecer se as pontuações nos seus fatores diferem em função do sexo, série e tipo de escola dos participantes. Participaram 242 estudantes, a maioria de escolas particulares da cidade de João Pessoa (PB) (53,7%) e do sexo feminino (57,7%), com idade média de 14,3 (dp =1,88). Por meio de uma análise fatorial Alfa (rotação oblimin), foram identificados três fatores que explicaram conjuntamente 26,9% da variância total: colaboração, ajuda e proximidade (α =0,91; 19 itens), relações interpessoais positivas (α =0,76; oito itens) e influência do estudante (α =0,54; cinco itens). As pontuações dos participantes nestes fatores foram influenciadas pelo sexo e a série que cursavam. Estes resultados foram discutidos à luz do que tem sido escrito sobre os parâmetros desta escala e da relação dos seus fatores com tais variáveis demográficas, sugerindo estudos futuros que incluam mais participantes e de diversos contextos.

Palavras-chave: Escola; Percepção; Comunidade; Escala.


ABSTRACT

This study aimed at adapting to the Paraibano context the Sense of School as a Caring Community Scale, jointing evidences of its factorial validity and reliability, and to know if its scores are influenced by participants’ sex, scholar degree, and type of school. Participants were 242 students, most of them from private schools in João Pessoa city (PB) (53.7%), female (57.7%), and with a mean age of 14.3 years old (sd =1.88). An Alpha factor analysis (with oblimin rotation) revealed three factors, accounting for 26.9% of the total variance: collaboration, help, and closeness (α =.91; 19 items), positive interpersonal relationship (α =.76; eight items), and student influence (α =.54; five items). Participants’ scores in these factors were influenced by their sex and grading. Results were discussed based on literature about the psychometric parameters of this measure, and considering the relation of its factors with the relevant demographic variables. Moreover, it was suggested new studies that include more participants from different contexts.

Keywords: School; Perception; Community; Scale.


 

 

INTRODUÇÃO

A educação compreende uma temática que em diversos países, incluindo o Brasil, tem atraído a atenção de pesquisadores, políticos, empresários, educadores e pessoas da comunidade em geral. Isso tem sido assim, segundo Pinto et al. (2006), por ser este um elemento propulsor do desenvolvimento de uma nação. Por sinal, cabe lembrar que os índices educacionais expressos por um país, a exemplo da taxa de alfabetização de seus habitantes e da taxa bruta de matrícula nos níveis fundamental, médio e superior de ensino, influenciam o Índice de Desenvolvimento Humano (IDH), que, no caso, é um pressuposto usado para aferir o avanço de uma população (ONU, 2007).

Em avaliação realizada pela Organização das Nações Unidas (ONU) em 2006, constatou-se que o Brasil melhorou seu IDH, mas menos do que o fizeram outros países. Efetivamente, apesar de ter obtido pontuação mais alta neste índice, quando comparado com uma lista de 177 países e territórios o que se observa é que sua posição no ranking mundial caiu de 68º para 69º. Neste país, foram particularmente mínimos os aumentos no âmbito educacional. Por exemplo, a taxa de alfabetização aumentou de 88,4% para 88,6% (ONU, 2007). Portanto, parece evidente que existem problemas sérios na educação brasileira, como o analfabetismo, a evasão escolar, o baixo desempenho acadêmico, a indisciplina e, sobretudo, a violência.

Os meios de comunicação mostram diariamente situações de violência nas escolas, as quais vêm tomando proporções cada vez maiores no cenário mundial. Sua manifestação é evidenciada por meio de comportamentos socialmente indesejáveis, como roubo, crime, vandalismo e humilhação (ABRAMOVAY; RUA, 2004; LOPES NETO, 2005), apresentados, principalmente, por adolescentes e jovens com idades entre 10 a 21 anos (FARRINGTON, 2002). O quadro de violência, além de trazer prejuízos psicológicos e físicos para suas vítimas, provoca problemas de natureza acadêmica. Este panorama de crise tem incentivado a realização de um número considerável de pesquisas no contexto escolar a fim de conhecer o problema na sua amplitude e propor estratégias de intervenção (SALDANHA; NORONHA, 2007).

Nos últimos anos, no Brasil, dentre as mais diversas temáticas abordadas nas pesquisas educacionais tem recebido atenção a integração da comunidade à escola ou, mais especificamente, o envolvimento dos pais ou responsáveis dos alunos com os profissionais que trabalham no ambiente escolar (CARVALHO, 2004; MONDIN, 2005). Estes estudos enfatizam a importância da integração da família à escola e o reflexo desta relação no desenvolvimento educacional do jovem. Nesta perspectiva, o Governo Federal, por meio do Ministério da Educação, da Organização das Nações Unidas para a Educação, Ciência e Cultura (UNESCO) e de organizações não governamentais, tem promovido vários programas, como, por exemplo, a Escola Aberta, a Comunidade Presente e os Amigos da Escola. Todos estes programas têm como objetivo contribuir para a melhoraria da educação, a inclusão social e a construção da cultura de paz por meio da integração plena entre escola e comunidade, além de sensibilizar e instrumentalizar assistentes pedagógicos, diretores, professores, funcionários, pais e alunos para que as escolas sejam espaços de participação e organização da comunidade (BRASIL, 2006).

Na Argentina, o Governo Federal criou o Programa Nacional de Convivência Escolar, procurando oferecer recursos para as instituições de ensino que permitam desenvolver uma formação voltada para os valores democráticos. No caso, estimula-se a participação dos alunos nas decisões escolares e é focalizada a concretização de normas escolares, procurando que estas sejam respeitadas, dando destaque para as relações interpessoais e a criação do vínculo entre a escola e a família (ARGENTINA, 2009). Litchever et al. (2008), pesquisando a aplicação deste programa em escolas médias de Plata e Neuquén, ressaltam que há necessidade de se regularem melhor as estratégias do referido projeto, considerando a realidade social de cada escola.

Quezada et al. (2007) relatam que, no Chile, a convivência escolar tem se tornado um tema cada vez mais relevante nas instituições educativas, não pelo fato de ser apenas um espaço de intervenção, mas, principalmente, por poder prevenir situações de violência escolar. A propósito, em estudo realizado com 140 jovens, estas autoras encontraram que os participantes percebiam a escola como um ambiente vulnerável à violência escolar. Especificamente, os rapazes definiam o contexto escolar como uma situação negativa, atribuindo-lhe como a principal causa a intimidação entre os pares.

Nos Estados Unidos, estudos revelam que há uma tendência de se estudar a escola como sendo uma comunidade em si, haja vista ser composta por um grupo de pessoas (por exemplo, estudantes, professores, técnicos) que, supostamente, compartilham valores comuns sobre educação e, presumivelmente, buscam ajudar uns aos outros na execução de suas atividades cotidianas (REDDING; THOMAS, 2001). Neste marco, a escola como comunidade é definida como o lugar em que seus membros: (a) cuidam e ajudam uns aos outros, (b) participam da atividade escolar e têm influência nas decisões do grupo, (c) têm o senso de pertença e identificação com o grupo e (d) têm normas, objetivos e valores comuns (ROBERTS ET AL., 1995).

Corroborando esta conceituação, uma equipe de pesquisadores estadunidenses apresentou um projeto intitulado “Desenvolvimento Infantil”, que está sendo levado a cabo há mais de duas décadas em escolas que lecionam a primeira fase do ensino fundamental (SCHAPS; LEWIS, 1998). Em resumo, este projeto visa estimular os desenvolvimentos cognitivo, ético e social da criança, ajudando a escola a promover o engajamento de todos os estudantes, ao mesmo tempo em que oferece oportunidade de aprendizagem e um clima de senso de comunidade entre os estudantes, professores e parentes. Para verificar os efeitos do projeto, os pesquisadores medem periodicamente o senso de comunidade dos estudantes; o que tem sido observado é que há um aumento gradual do senso de comunidade nas crianças, refletindo no seu desenvolvimento nos seguintes aspectos: motivação acadêmica intrínseca, interesse pelos outros, valores democráticos, habilidades para resolver conflitos, comportamento altruísta, motivação intrínseca pró-social, envolvimento e ajuda na aprendizagem dos outros, atitudes grupais e comportamento interpessoal positivo na classe.

Schaps e Lewis (1998) afirmam que os estudantes que já desenvolveram um senso de comunidade apresentam mais comportamentos coletivistas e estão mais dispostos a acatar os valores da escola, como, por exemplo, o respeito pelos professores e colegas. Ademais, tais estudantes apresentam índices menores de envolvimento com drogas, de comportamentos antissociais e de evasão escolar (SCHAPS ET AL., 2003). Neste sentido, Battistich e Hom (1997) ressaltam que as escolas que possibilitam uma vivência de comunidade podem ser consideradas não apenas como fonte de desenvolvimento para os seus membros, mas também como um fator de proteção, na medida em que impedem que o aluno se envolva em comportamentos antissociais e o uso de substâncias psicoativas.

Outras pesquisas têm mostrado que as escolas que adotaram a perspectiva da escola como uma comunidade possibilitaram o desenvolvimento interpessoal e intrapessoal do aluno, de modo a estes demonstrarem atitudes de altruísmo fora da escola, redução de conflitos interpessoais, maior interesse pelos outros, aceitação e confiança nos valores democráticos. Evidenciavam-se também, nestes alunos, o envolvimento em atividades de grupo (por exemplo, esportes), a alta expectativa educacional, o gosto pela escola e um desempenho acadêmico elevado (RESNICK ET AL., 1997; SCHAPS ET AL., 2003; SCHAPS; SOLOMON, 2003).

Kim et al. (2000), realizando uma pesquisa com 232 salas de aula de 3ª a 6ª séries do ensino fundamental, verificaram que a prática do professor é um aspecto relevante no desenvolvimento do senso de escola como comunidade. Quando o professor atua na sua prática pedagógica de forma a enfatizar os valores pró-sociais, estimulando os alunos a pensarem e expressarem suas ideias, encorajando a cooperação entre eles, dando-lhes apoio e reduzido o uso do controle externo, os alunos apresentam na sala de aula atitudes de engajamento em atividades e comportamentos relacionados com a ideia de senso de comunidade. Estes autores ainda salientam que o aluno demonstra índices altos na medida de desenvolvimento social e pessoal (motivação acadêmica, aspiração educacional e autoestima).

O senso de comunidade é um fator de integração na medida em que promove o envolvimento entre estudantes na sala de aula e na escola como um todo, ao ponto de estes adotarem as normas e os valores da escola como uma ação comum. Segundo Kim et al. (2000), o senso de comunidade na sala de aula envolve dois elementos principais: (a) a percepção dos membros da sala de aula de que eles e sua classe se preocupam em ajudar e trabalhar uns com os outros em prol de um objetivo comum, e (b) a percepção dos membros da sala de que eles contribuem significativamente para o crescimento da classe como um todo.

A propósito do que se expôs, parece pertinente contar com um instrumento que possa medir o senso de comunidade de estudantes em escolas brasileiras. Neste sentido, realizou-se uma revisão da literatura para conhecer se já existia a referida medida, efetuando buscas no Index Psi (2006). Incluiu-se a expressão “senso de comunidade”, não tendo sido encontrada qualquer medida. Não obstante, ampliando-se a busca, isto é, efetuando-a no Google Acadêmico (2006), identificou-se um instrumento específico para este propósito: a Students’ Sense of the School as a Caring Community Scale. Esta foi originalmente desenvolvida por Roberts et al. (1995), levando em conta participantes do contexto estadunidense. Considerando a inexistência de uma medida desta natureza no Brasil, o presente estudo teve como objetivo adaptá-la para este contexto. Neste sentido, demanda-se descrever sua elaboração e características principais.

 

ESCALA DE PERCEPÇÃO DA ESCOLA COMO COMUNIDADE: ELABORAÇÃO

Inicialmente, na versão brasileira, optou-se por excluir qualquer menção a “estudantes”, pois esta não se reduz a este grupo específico, podendo ser aplicada a qualquer membro da escola. Portanto, trata-se de uma medida de percepção da escola como comunidade, que no presente contexto foi aplicada a estudantes, mas bem poderia ser adaptada para uso com outros integrantes da escola. Os detalhes sobre a elaboração deste instrumento podem ser encontrados em Roberts et al. (1995), que são tomados aqui como referência. Destaca-se que, para a realização do estudo de sua versão original, participaram 4 mil estudantes de 24 escolas do ensino fundamental, localizadas em seis distritos escolares dos Estados Unidos, representando diferentes regiões. Participaram estudantes de onze escolas de cidades grandes, quatro de cidades pequenas e nove de comunidades suburbanas e rurais. Esta etapa do estudo foi desenvolvida ao longo de quatro anos, objetivando refinar as medidas empregadas e definir o conjunto de variáveis a serem utilizadas nos anos subsequentes.

A Escala de Percepção da Escola como Comunidade (EPEC) constava de 47 itens, que procuravam avaliar relações de colaboração e apoio entre os alunos(por exemplo, “Os alunos nesta escola trabalham juntos para resolver os problemas”), relações positivas entre alunos e professores (por exemplo, “Os alunos e os professores tratam uns aos outros com respeito nesta escola”), proximidade e intimidade (por exemplo,“Minha sala de aula é como uma família”), participação e influência dos alunos(por exemplo, “Na minha sala de aula os alunos têm o direito de decidir o que será feito”) e uma ética de cuidar (por exemplo, “As pessoas nesta escola cuidam umas das outras”). Os itens atitudinais (por exemplo, “Minha sala de aula é como uma família”) foram respondidos em escala tipo Likert, com os seguintes extremos: 1 =Concordo totalmente e 5 =Discordo totalmente; no caso daqueles comportamentais (por exemplo, “Os professores na minha sala de aula solicitam aos alunos que ajudem a decidir o que a sala deveria fazer”), as respostas também foram dadas em escala de cinco pontos, mas variando de 1 =Nunca a 5 =Sempre. Em razão da pouca variabilidade de resposta, nove itens foram eliminados desta versão, restando 38 itens [Alfa de Cronbach (α) =0,91].

Com o propósito de reduzir o número de itens desta medida e conhecer sua estrutura fatorial, efetuou-se inicialmente uma análise de componentes principais. Esta indicou que todos os itens apresentaram “cargas fatoriais positivas de moderadas a fortes no primeiro fator não rotado, sugerindo que poderiam ser agregados em uma única pontuação sumária” (ROBERTS ET AL., 1995, p. 6). Contudo, optou-se logo por efetuar uma análise fatorial alfa, com rotação oblíqua, observando-se três fatores (carga fatorial maior que |0,30|): Fator I – Colaboração, Ajuda e Proximidade (19 itens; por exemplo, “Os alunos desta escola realmente se preocupam uns com os outros” e “Minha escola é como uma família”); Fator II – Influência dos Alunos (10 itens; por exemplo, “Em minha sala os professores e alunos planejam juntos as atividades que serão realizadas” e “Em minha sala os alunos têm o direito de decidir o que deverá ser feito”); e Fator III – Relações Interpessoais Positivas (9 itens; por exemplo, “Os alunos da minha sala são mesquinhos uns com os outros” e “Os alunos da minha sala se preocupam apenas com as coisas que lhes dizem respeito”). Estes três fatores foram diretamente correlacionados entre si (r ≥ 0,25, p < 0,001). Nenhuma informação foi apresentada sobre a porcentagem de variância explicada por cada fator ou acerca dos índices de consistência interna.

Foram reunidas evidências também quanto à validade convergente desta medida, tendo sido considerada sua pontuação total, isto é, somatório dos seus 38 itens. Especificamente, esta se correlacionou positivamente (p < 0,01) com encorajamento à cooperação (r =0,32), frequência de atividades de aprendizagem cooperativa (r =0,22), ênfase na compreensão interpessoal (r =0,17) e valores pró-sociais (r =0,17). Similarmente, observaram-se correlações com atitudes e comportamentos dos estudantes que evidenciavam uma orientação positiva perante a escola e a aprendizagem: gostar da escola (r =0,52), envolvimento com a classe (r =0,50), ter orientação nos deveres (r =0,39), respeitar os professores (r =0,39), competência social (r =0,39), interesse pelos outros (r =0,37), ajudar os outros a aprender (r =0,36), envolvimento com leitura (r =0,36), habilidade para resolver conflito (r =0,27), motivação intrínseca pró-social (r =0,25), comportamento altruísta (r =0,23), autoestima acadêmica (r =0,21) e motivação acadêmica intrínseca (r =0,20) (ROBERTS ET AL., 1995).

 

CORRELATOS DA PERCEPÇÃO DA ESCOLA COMO COMUNIDADE

A percepção da escola como uma comunidade parece ser influenciada por diversas características pessoais e/ou contextuais. Por exemplo, Roberts et al. (1995) observaram que as meninas (m =3,0) apresentaram pontuações mais altas do que os meninos (m =2,9), F (1, 4523) =32,05, p < 0,0001. Na questão da etnia, verificaram que estudantes universitários asiáticos (m =3,1) e hispânicos (m =3,0) obtiveram pontuações mais altas do que os brancos (m =2,9) e afro-americanos (m =2,84), F (1, 485) =2,91, p < 0,09. Constataram também um declínio significativo na percepção do senso da escola como comunidade entre os estudantes quando se considerava o aumento das séries, F (3, 4525) =16,18, p < 0,0001. Por fim, observaram que a citada percepção se correlacionou negativamente com o nível de pobreza dos estudantes (r =- 0,61, p < 0,01). Vieno et al. (2005) relatam achados similares a estes.

Schaps et al. (2003) pesquisaram a relação da percepção da escola como comunidade com o desempenho acadêmico e o nível socioeconômico dos estudantes. Especificamente, observaram que os alunos que percebiam a escola como uma comunidade apresentaram um desempenho acadêmico elevado, e esta correlação se deu de modo significativo em crianças de baixa renda. Portanto, este posicionamento reforça o que outrora tinha sido sugerido por Battistich e Hom (1997), isto é, ajudar o aluno de baixa renda a desenvolver a ideia de escola como comunidade pode minimizar alguns efeitos associados à pobreza, como o baixo desempenho acadêmico ou as repetições escolares. Contudo, advertem Kim et al. (2000), os benefícios que o desenvolvimento do sentido de comunidade pode trazer para os alunos são evidentes tanto em crianças de nível socioeconômico baixo como alto.

Na linha do que se comentou antes, Schaps (2000) sugere que instigar as crianças a perceberem a escola como um espaço de companheirismo e de tomada de decisão é um trabalho que pode ser desenvolvido com mais facilidade nas séries iniciais, quando o professor tem uma convivência diária com os alunos, aspecto que ajuda a construir atitudes positivas dentro da classe e obter o envolvimento dos pais. A propósito, constata-se que, após dois ou três anos da implantação do projeto que desenvolvia o senso de comunidade, diminuiu-se a probabilidade de os estudantes desobedecerem as regras da escola, “colarem” nos testes, desrespeitarem os professores e evadirem da escola quando comparados com outros estudantes que estudaram em escolas que não realizaram tal trabalho. Tem-se igualmente evidências de que tais jovens se envolvem menos em atos delinquentes, como portar armas de fogo ou roubar (SCHAPS, 2000; SCHAPS ET AL., 2003).

Considerando o previamente exposto, parece pertinente pensar que a EPEC constitui um instrumento adequado para avaliar o senso de comunidade no contexto em que foi elaborada. Tendo em conta que não foi encontrada qualquer medida desta natureza no contexto brasileiro, parece justificável adaptá-la para uso em pesquisas neste país. Concretamente, objetiva-se reunir evidências de sua validade fatorial e consistência interna. Além disso, procurou-se conhecer em que medida suas pontuações poderiam estar correlacionadas ou difeririam em razão de características demográficas (sexo, série escolar e tipo de escola) dos participantes.

Método

Amostra

Participaram deste estudo 242 jovens matriculados regularmente no ensino fundamental (23,1% e 38,4% cursavam a 6ª e 8ª séries, respectivamente) e médio (38,5% estavam cursando o 2º ano). A maioria foi do sexo feminino (57,7%) e de escola privada (53,7%) de João Pessoa, PB. Os participantes tinham idades entre 11 e 20 anos (m = 14,3; dp =1,88). Esta foi uma amostra de conveniência, não probabilística, tendo participado os jovens que, presentes nas salas de aula visitadas e tendo sido requeridos a colaborar, decidiram formar parte do estudo.

Instrumento

Os participantes responderam a EPEC (ROBERTS ET AL., 1995), que foi previamente descrita. Lembrando, esta consta de 38 itens. No presente caso, procurou-se adotar uma escala de resposta única, tipo Likert, variando de 1 =Discordo totalmente a 5 =Concordo totalmente. Além deste instrumento, no final foram incluídas cinco perguntas demográficas: idade, sexo, série, tipo de escola (particular ou pública) e classe socioeconômica autopercebida. Neste caso, a variação foi de 1 =Baixa a 5 =Alta, com o ponto intermédio (3) indicando Classe Média.

A EPEC foi traduzida do inglês para o português por dois psicólogos bilíngues. Posteriormente, um terceiro psicólogo, também bilíngue, tratou de comparar as versões nos dois idiomas. Chegou-se, então, a uma versão experimental, prezando pelo consenso das traduções. Finalmente, realizou-se um estudo de validação semântica da EPEC, reunindo dez participantes da população-meta, igualmente distribuídos quanto ao sexo. Estes deveriam responder de acordo com as instruções e a escala de resposta propostas, devendo assinalar quaisquer dúvidas, inclusive em relação à redação dos itens. Nenhuma modificação substancial foi realizada, chegando-se à versão atual da Escala de Percepção da Escola como Comunidade, que poderá ser obtida por meio de solicitação a um dos autores.

Procedimento

Os pesquisadores entraram em contato com as direções das escolas escolhidas por conveniência, considerando a disponibilidade manifesta e/ou os contatos prévios realizados com seus representantes. Após o consentimento destes, procedeu-se a aplicação, contando com a colaboração de dois bolsistas de Iniciação Científica, devidamente treinados. As turmas foram escolhidas pelo pesquisador e, conforme a disponibilidade da escola, a aplicação foi sendo realizada em ambientes coletivos de sala de aula. No caso, os colaboradores apresentavam-se e solicitavam a participação dos estudantes no sentido de responderem individualmente o questionário, identificado como pretendendo conhecer como estes pensam e agem no seu dia-a-dia. Indicou-se que a participação era voluntária, sendo o anonimato assegurado a todos. 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 eventuais dúvidas. O tempo médio para concluir sua participação foi de 15 minutos.

Análise dos dados

O Statistical Package for the Social Sciences (SPSS) (versão 15) foi utilizado para tabular e analisar os dados. Foi realizada análise de Componentes Principais (CP), com rotação Oblimin, coerente com as análises do estudo de elaboração da EPEC (ROBERTS ET AL., 1995). A análise CP foi empregada para conhecer a estrutura fatorial da escala. Neste contexto, além dos critérios de Kaiser (valor próprio igual ou superior a 1) e Cattell (distribuição gráfica dos valores próprios), realizou-se uma análise paralela para definir o número de componentes a extrair. Este último é um procedimento mais robusto, tendo sido recentemente recomendado (HAYTON ET AL., 2004). Realizou-se posteriormente uma Análise Fatorial Alfa (rotação Oblimin), procurando replicar os resultados dos autores da EPEC. Finalmente, o Alfa de Cronbach foi calculado para conhecer a consistência interna (precisão) da estrutura fatorial resultante.

Resultados

Decisão sobre Adequação de Realizar Análise Fatorial e Dimensões Esperadas

Antes de efetuar a análise fatorial, procurou-se averiguar se a matriz de correlações entre os itens da EPEC possibilitava este tipo de análise. Os critérios considerados corroboraram sua adequação: KMO = 0,88 e Teste de Esfericidade de Bartlett, c2 (703) =3.512,72; p < 0,001. Neste sentido, optou-se inicialmente por efetuar uma análise CP, sem fixar rotação ou número de dimensões a extrair, seguindo o procedimento dos autores desta medida. No total, observaram-se dez componentes com valores próprios iguais ou superiores a 1 (10,21; 2,48; 1,98; 1,46; 1,42; 1,37; 1,21; 1,15; 1,06; e 1,02), explicando conjuntamente 61,5% da variância total. A distribuição gráfica (scree plot) destes valores é mostrada na Figura 1 a seguir.

 

Figura 1

Distribuição Gráfica dos Valores Próprios

 

Como é possível observar, admite-se uma solução de até cinco componentes, embora os três primeiros sejam mais nítidos. Neste sentido, resolveu-se dirimir a dúvida, procurando checar a solução mais adequada por meio de uma análise paralela. Neste caso, assumiram-se os mesmos parâmetros do banco original de dados (242 participantes e 38 itens), realizando mil simulações. Os dez primeiros valores próprios médios aleatórios foram como seguem: 1,84; 1,74; 1,66; 1,59; 1,53; 1,48; 1,43; 1,38; 1,34; e 1,29. Comparando estes valores aleatórios com os observados, parece confirmar-se a estrutura deste instrumento composta por três fatores, tendo em conta que, a partir do quarto fator, o valor próprio aleatório é superior ao efetivamente observado.

Estrutura Fatorial da Medida de Percepção da Escola como Comunidade

Previamente à comprovação da estrutura multifatorial da EPEC, decidiu-se averiguar a possibilidade de extrair um único fator, tal como sugerido no estudo original quando os autores deste instrumento calcularam um único Alfa de Cronbach para os 38 itens desta medida. No caso, procedeu-se a uma análise de Componentes Principais. Esta deixou de fora seis itens (1, 19, 21, 33, 36 e 38) que apresentaram saturações inferiores a |0,30|, tendo explicado 26,9% da variância total. Este componente geral, formado por 32 itens, apresentou consistência interna de 0,91.

Apesar de o resultado antes indicado ser promissor, como ficou previamente demonstrado, parece mais pertinente solicitar três fatores para o conjunto de itens deste instrumento, o que motivou uma segunda análise. Neste caso específico, decidiu-se replicar o estudo original em que se apresentou a EPEC, seguindo as mesmas análises estatísticas, isto é, realização de uma análise fatorial Alfa e rotação oblíqua (direct oblimin), fixando a extração de três fatores. Os resultados desta análise podem ser observados na Tabela 1 a seguir.

 

Tabela 1

Matriz fatorial padrão da escala de percepção da escola como comunidade

 

Os fatores extraídos explicaram 33,2% da variância total. Especificamente, de acordo com esta tabela, tais fatores puderam ser identificados a partir do critério de que o item deveria apresentar carga fatorial mínima de |0,33| no fator teórico correspondente, e menor que este valor em qualquer outro fator. Este ponto de corte da carga fatorial pareceu mais adequado teoricamente, produzindo uma estrutura simples. Uma descrição detalhada da solução encontrada é oferecida a seguir.

Fator I. Este apresentou valor próprio de 9,56, explicando 25,1% da variância total. Reuniu dezenove itens, cujas cargas fatoriais variaram de 0,38 (Item 28, “Nesta escola professores e alunos tratam uns aos outros com respeito”) a 0,71 (Item 17, “Os alunos da minha sala ajudam os outros a aprenderem”). A leitura dos itens com maiores cargas sugere denominá-lo como colaboração, ajuda e proximidade. Sua consistência interna (Alfa de Cronbach, α) foi 0,91.

Fator II. Este segundo fator teve valor próprio de 1,72, sendo responsável pela explicação de 4,5% da variância total. Constituiu-se por oito itens, com cargas fatoriais variando de 0,34 (Item 15, “Os alunos da minha sala se preocupam apenas com as coisas que lhes dizem respeito”) a 0,72 (Item 34, “Os alunos da minha sala não se entendem muito bem”). A semântica dos seus itens revela que pode ser pertinente nomeá-lo como relações interpessoais positivas (invertido). Este apresentou Alfa de Cronbach (α) de 0,76.

Fator III. Este último fator apresentou valor próprio de 1,32, contribuindo com a explicação de 3,5% da variância total. Um total de cinco itens formou este fator, cujas cargas fatoriais variaram de 0,37 (Item 33, “Na minha sala consigo fazer coisas que quero”) a 0,47 (Item 38, “Os professores me deixam escolher que atividade vou fazer”). Coerentemente, sua análise semântica aponta para a adequação da etiqueta influência do estudante. Seu α foi de 0,54.

Como é possível observar na tabela apresentada, seis itens foram excluídos de um total de 38. O item 1 não saturou satisfatoriamente em qualquer um dos fatores, isto é, sua máxima carga fatorial foi 0,21 no fator II. Os cinco itens restantes o foram por apresentarem saturações iguais ou superiores ao estabelecido (|0,33|) em dois fatores (item 32) ou por obterem maior saturação em um fator diferente do que seria teoricamente esperado (itens 5, 8, 13 e 35). Portanto, estes itens poderiam introduzir confusão na estrutura encontrada na amostra em questão.

Finalmente, computou-se uma pontuação total para cada fator, somando os itens que o compuseram e dividindo pelo total destes. Posteriormente, calcularam-se as correlações entre eles, observando-se que a maior correlação foi entre os fatores de colaboração, ajuda e proximidade e relações interpessoais positivas (invertido), r = - 0,47 (p < 0,001). O primeiro fator também se correlacionou com influência dos estudantes (r =0,31, p < 0,001). As pontuações nos fatores de relações interpessoais positivas e influência dos estudantes não se correlacionaram entre si (r =- 0,08, p > 0,05).

Correlatos da Percepção da Escola como Comunidade

Inicialmente, procurou-se conhecer a direção das pontuações dos participantes nos três fatores de percepção da escola como comunidade. No caso, realizou-se uma Multianálise de Variância (MANOVA) para medidas repetidas, observando-se diferenças entre suas pontuações [Lambda de Wilks =0,73, F (2, 240) =43,70, p < 0,001]. O teste post hoc de Bonferroni relevou que as pontuações dos participantes diferiram entre os três fatores (p < 0,001), na ordem apresentada: colaboração, ajuda e proximidade (m =3,1, dp =0,80), relações interpessoais positivas (m =2,7, dp =0,77) e influência do estudante (m =2,5, dp =0,77).

Um passo seguinte foi conhecer a influência de três variáveis demográficas em relação às pontuações dos participantes, a saber: tipo de escola (pública versus privada), série (6ª e 8ª séries do ensino fundamental e 2º ano do ensino médio) e sexo. Neste sentido, realizou-se uma MANOVA considerando como variáveis critérios os três fatores de percepção da escola como comunidade, e as variáveis demográficas como antecedentes. Duas destas variáveis apresentaram efeitos principais: série [Lambda de Wilks =0,94, F (3, 454) =2,38, p =0,03] e sexo [Lambda de Wilks =0,96, F (3, 227) =2,74, p =0,04]. Os testes univariados indicaram a influência da série em relação ao fator colaboração [F (2, 229) =3,78, p =0,003], com o teste post hoc de Bonferroni revelando que os jovens de 6ª série do ensino fundamental obtiveram maior média neste fator (m =3,36) do que aqueles do 2º ano do ensino médio (m =2,89). Por outro lado, o sexo teve efeito principal em relação ao fator influência [F (1, 229) =2,59, p =0,04], em que os rapazes obtiveram pontuação maior (m =2,68) do que as moças (m =2,46). Nenhum efeito de interação foi observado entre as três variáveis consideradas.

Discussão

O presente estudo teve como objetivos adaptar para o contexto brasileiro a EPEC, conhecendo evidências de sua validade fatorial e consistência interna, e conhecer se a percepção dos participantes variava de acordo com seu gênero, a série e o tipo de escola (pública versus particular) que frequentavam. Espera-se que estes tenham sido cumpridos. Não obstante, reconhecem-se aqui limitações potenciais do estudo, como a amostra e as séries educacionais consideradas. No primeiro caso, tratou-se de uma amostra reduzida, não sendo representativa em termos numéricos ou mesmo das características da população brasileira, nem mesmo da paraibana ou das escolas públicas e particulares. De modo semelhante, no que se refere às séries colegiais, foram abordadas na amostra apenas três séries (6ª e 8ª séries do ensino fundamental e 2º ano do ensino médio), não podendo os resultados ser generalizados para as demais séries. Resta, entretanto, ter em conta que este estudo não pretendeu realizar generalizações, mas sim conhecer a adequação psicométrica de um instrumento, avaliando a pertinência de o mesmo ser empregado em pesquisas futuras no contexto em que foi analisado, favorecendo que seja testada esta versão brasileira em outras regiões do país.

Na definição dos parâmetros psicométricos da EPEC, foram utilizados diversos critérios para estabelecer o número de fatores a serem extraídos (HAYTON ET AL., 2004) e, em todos, foi reforçada a solução multifatorial. Coerente com o modelo proposto por Roberts et al. (1995), este instrumento se constituiu de três fatores: colaboração, ajuda e proximidade, relações interpessoais positivas e influência do estudante. A fidedignidade (consistência interna) do instrumento como um todo pode ser considerada excelente, situando-se acima de 0,90 (OVIEDO; CAMPO-ARIAS, 2005; PASQUALI, 2003), índice idêntico ao constatado por Roberts et al. (1995). Não obstante, quando considerados os fatores específicos, este parâmetro, no caso do terceiro fator, foi menos satisfatório, ficando abaixo do 0,70 que tem sido comumente sugerido (NUNNALLY, 1991). Todavia, é preciso ponderar este resultado. Este tem sido um ponto de corte (cut off) exigido quando existe o propósito de empregar o instrumento para diagnóstico (CLARK; WATSON, 1995; MUELLER, 1986), o que não é o caso do presente estudo, cuja finalidade é utilizá-lo em pesquisa. Neste caso, valores superiores a 0,50 ou 0,60 podem ser tidos como meritórios. Além disso, deve-se atentar para o fato de este terceiro fator reunir menor número de itens, o que pode comprometer este parâmetro psicométrico (NUNNALLY, 1991; PASQUALI, 2003). Portanto, em razão dos resultados antes apresentados, pode-se assumir que o instrumento em pauta reúne evidências favoráveis de sua validade fatorial e consistência interna.

De acordo com Roberts et al. (1995), os estudantes de séries mais elementares tendem a apresentar melhor percepção da escola como comunidade do que os de séries mais avançadas. Isso foi exatamente o que se observou no presente estudo, em que os estudantes de 6ª série apresentaram médias maiores do que aqueles da 8ª série (ensino fundamental) e do 2º ano do ensino médio. Contudo, o fizeram unicamente no fator colaboração, ajuda e proximidade. É provável que os alunos das séries iniciais mostrem um envolvimento maior com a escola, tendo melhor relação com seus colegas e administradores da instituição, além de apresentarem um bom rendimento acadêmico (SCHAPS, 2003; WILLMS, 2003). Isso posto, demonstram ser mais responsáveis e ajustados ao contexto escolar, ou ao menos mais obedientes, cumpridores de normas sociais convencionais (PETRAITIS ET AL., 1995). Por outro lado, os alunos de séries mais avançadas podem estar começando a se interessar por atividades extraescolares (por exemplo, shoppings, namoro, campeonatos), o que diminui a probabilidade de apresentarem um padrão consistente de percepção da escola como comunidade, haja vista que esta pode ser menos influente nas suas vidas do que outros grupos ou instituições de referência. Não se descarta igualmente o aspecto de eles poderem estar mais predispostos à adoção de valores pessoais, valorizando assim o sucesso pessoal e a competição, que podem ser menos coerentes com o conteúdo do fator em que apresentam menor pontuação. Contudo, estas são apenas hipóteses que demandam comprovação em estudos futuros.

Em relação ao gênero, pode-se observar que os rapazes apresentaram pontuações maiores, especialmente no fator influência. É possível que este resultado esteja relacionado com o contexto sociocultural em que os participantes estão inseridos, no qual os homens são percebidos ou se acreditam como tendo o poder de decisão (BARON-COHEN, 2004). Os meninos, no geral, também costumam dar mais importância do que as meninas à dimensão da influência do estudante, apreciando mais valores como poder (SCHWARTZ; RUBEL, 2005). Este aspecto pode ser uma explicação de terem pontuado mais em tal fator. Apesar deste resultado, Roberts et al. (1995) sugerem que as meninas têm maior percepção da escola como comunidade, o que aqui careceu de suporte. Talvez ainda nas primeiras séries isso seja certo, mas, na sociedade atual e na fase em que se encontram, os rapazes e as moças parecem compartilhar muitos dos interesses e preocupações (GÜNTHER, 1996), sendo menos diferentes quanto à questão da escola ou do que a permeia.

Quanto a não ter havido diferença nas pontuações da EPEC em função do tipo de escola, este aspecto não parece descabido. Como advertem alguns autores, a percepção da escola como comunidade pode apresentar efeitos positivos tanto para alunos de baixo como de alto nível socioeconômico (BATTISTICH; HOM, 1997; KIM ET AL., 2000). Portanto, esta parece ser uma variável menos preponderante no momento de explicar a variabilidade da percepção dos estudantes de escolas públicas e privadas. Esta percepção, como se observou previamente, é compreendida melhor principalmente a partir de atributos pessoais, como o sexo ou a série dos participantes. Lembrando que esta última variável tem um paralelo próximo à variável idade, que é de natureza maturacional e individual.

Envolver o aluno na comunidade escolar tem sido a grande meta de governos de diversos países, a exemplo de Brasil e da Argentina. Neste sentido, pensa-se que ter uma escala a partir da qual se possa saber o quanto os alunos se percebem integrantes da comunidade escolar é relevante para pedagogos, diretores, psicólogos e pesquisadores, principalmente no que compete ao planejamento de ações que visam a integração dos alunos com a escola e, consequentemente, a minoração de problemas de violência e abando escolar (QUEZADA ET AL., 2007).

Por fim, em termos de estudos futuros, ao menos duas frentes deveriam merecer atenção: (1) poder-se-ia considerar uma amostra maior e mais diversificada de participantes, preferentemente de outras regiões do país; e (2) uma medida com 32 itens pode parecer cansativa para a criança, sendo ao mesmo tempo dispendiosa. Deste modo, caberia realizar um estudo com uma medida abreviada da EPEC, principalmente ao se levar em consideração o contexto de sala de aula em que esta medida é costumeiramente aplicada. Neste âmbito, responder instrumentos longos e repetitivos pode ser um fator de aborrecimento e distração por parte dos estudantes.

 

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Endereço para correspondência
Patrícia Nunes da Fonsêca
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Jane Palmeira Nóbrega Cavalcanti
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Submetido em: 17/06/2008
Revisto em: 13/04/2009
Aceito em: 01/05/2009

 

1A presente pesquisa contou com o apoio do Conselho Nacional de Desenvolvimento Científico e Tecnológico (CNPq) por meio de bolsas de Doutorado, Produtividade em Pesquisa e Iniciação Científica, concedidas ao primeiro, segundo e terceiro autores, respectivamente. Os autores agradecem a esta instituição.

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