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O acesso à educação é um direito humano e a sua em torno das temáticas da igualdade e equidade no distribuição universal é fundamental para a redução da campo da educação têm se tornado um importante dipobreza, progresso econômico e coesão social (Dibaba lema ético. A igualdade na educação implica proporcio & Ramesh, 2017). Assim, nos últimos anos, discussões nar oportunidades iguais de aprendizagem a todos os estudantes, independentemente de gênero, classe social, antecedentes familiares e outros aspectos (Levinson et al., 2022), ao passo que a equidade implica na constatação de que os sujeitos devem ser tratados de forma diferente, considerando suas trajetórias e circunstâncias únicas; consequentemente, a equidade é uma via para o alcance da igualdade.
Em termos práticos, discutir equidade implica equacionar o fenômeno da diversidade (Appels et al., 2022). Desde o final dos anos 1960, a American Psychological Association direcionou atenção às questões de Equidade, Diversidade e Inclusão ( [EDI framework]; APA, 2021). Tal iniciativa opera sob quatro domínios (Ciência, Advocacy, Práticas) que inclui a Educação, visando investir em recursos educativos voltados também aos grupos socialmente marginalizados (APA, 2021). Especificamente, no que tange aos processos de Avaliação Psicológica (AP) e Testagem na Educação, as instituições American Educational Research Association (AERA), American Psychological Association (APA), e National Council on Measurement in Education, no Standards for Educational and Psychological Testing, apontam a Justiça (Fairness) como um dos aspectos basilares nos processos avaliativos (AERA, APA, & NCME, 2014). Tecnicamente, isso implica em buscar tratamento equitativo e justiça na qualidade da mensuração, ausência de viés, acessibilidade às testagens e na validade de interpretações.
No Brasil, a Resolução do Conselho Federal de Psicologia Nº 31 de 2022 (CFP, 2022) que dispõe sobre as diretrizes para a realização de AP no exercício profissional em psicologia, ratifica em seu Capítulo VI o tópico da “Justiça e Proteção dos Direitos Humanos na AP”. Assim, ao pensar práticas em psicologia que envolvam o uso de instrumentos ou técnicas psicológicas, veda expressamente a aplicação dos mesmos para criação, manutenção ou reforço de preconceitos, estigmas ou estereótipos associadas a convicções políticas, filosóficas, morais, ideológicas, religiosas, raciais, de orientação sexual e identidade de gênero. No campo da Educação, o CFP lançou as Referências Técnicas para atuação na Educação Básica (CFP, 2019), defendendo práticas que pautem a diversidade humana e enfrentamentos a preconceitos, etc. Ressalta-se que tais avanços resultam, de igual modo, de ações do CFP como o evento do Ano Temático da AP (2011/2012) cujo foco, ao pensar a qualificação da prática profissional, enfatizou os critérios de reconhecimento e validação a partir dos Direitos Humanos (Freires et al., 2022).
Por consequência, a partir do exposto, assume-se então uma importante interseção entre os processos educativos em geral e aqueles avaliativos, uma vez que estes últimos permitem a mensuração do contexto educativo e a avaliação de programas educacionais (Hanson et al., 2023). Entretanto, a realidade educacional é paradoxal: os sistemas educacionais podem ser projetados para promover a equidade, assim como políticas e práticas escolares também podem perpetuar as desigualdades (DiPrete & Fox-Williams, 2021). Assim, a equidade na educação refere-se ao esforço para responder questões a exemplo de: como garantir que qualquer estudante tenha acesso a oportunidades educacionais imprescindíveis para alcançar seu máximo potencial, independentemente de sua origem socioeconômica, gênero, raça ou deficiência? (Darling-Hammond, 2010).
Operacionalmente, diferentes países ao avaliarem seus respectivos sistemas educacionais comumente utilizam o modelo de avaliações padronizadas de larga escala para aferir a equidade educacional (Kyriakides & Creemers, 2018). De modo geral, tais avaliações consideram o uso de indicadores objetivos (acesso, desempenho, índice socioeconômico, etc.) que convergem com os princípios de uma abordagem econométrica (Metsämuuronen, 2019). Tal paradigma se concentra em quantificar ganhos e determinar se recursos financeiros investidos geraram resultados positivos, implicando em uma análise da relação “custo-benefício” de programas educacionais. Em termos de vantagens, modelos econométricos permitem uma rápida caracterização de cenários permitindo tomada de decisões baseadas em evidências e, por sua vez, o desenvolvimento de soluções amplas.
Como exposto, apesar de possibilitarem planejamentos educacionais amplos, os modelos econométricos se limitam a oferecer intervenções a nível macro, excluindo o elemento da percepção dos atores envolvidos no processo educacional, como por exemplo, os estudantes (Mcmaster & Cook, 2018). A partir desta lacuna, propôs-se no âmbito do Observatório de Equidade Educacional (OEE - Núcleo de Excelência em Tecnologias Sociais), um Modelo Psicoeducacional da Equidade Educacional ([MPEE]; Fortes et al., 2024) que considera, em conjunto, fatores psicológicos e educacionais dos estudantes. Tal paradigma parte do princípio de que a ausência da equidade desempenha um papel significativo na formação da experiência educacional dos estudantes. Evidências empíricas ratificam este cenário mostrando diferentes impactos de situações adversas escolares entre os estudantes, tais como na autoestima e motivação acadêmica (Güleryüz & Kilcan, 2023), assim como efeitos negativos na saúde mental ao longo do tempo (Niu et al., 2025). Tais evidências sugerem que questões associadas à baixa equidade educacional podem ter um impacto mais amplo na vida dos alunos, para além de dificultar o desempenho, perpetuando barreiras sistêmicas (Naim, 2025).
Em síntese, através do MPEE buscou-se equacionar a perspectiva subjetiva da vivência dessas disparidades (Kervick et al., 2019). Dessa forma, como principal vantagem, o MPEE é capaz de alcançar as singularidades dos sistemas educativos. Baseando-se em estudos recentes relacionados à mensuração da equidade em larga escala, assim como considerando questões envolvendo a interseccionalidade na educação (Appels et al., 2022; Mcmaster & Cook, 2018; Metsämuuronen, 2019) foi possível estruturar um modelo teórico-empírico envolvendo dimensões da equidade educacional operacionalizado na medida denominada de Instrumento de Avaliação da Equidade Educacional - Estudantes (IAE-E). Quanto às especificações do instrumento, este foi proposto e elaborado no contexto brasileiro (Fortes et al., 2024), por um conjunto de especialistas em Psicologia, Psicometria e Educação com o objetivo de mensurar elementos associados às experiências dos estudantes nas dimensões escolares (28 itens) e individuais (27 itens) da equidade educacional. Dessa forma, tem como contexto de aplicação os ambientes escolares, tendo como público-alvo os estudantes dos níveis do Ensino Fundamental II e Ensino Médio. Assim, o IAE-E pode ser uma medida útil no que tange ao monitoramento e análise de disparidades educacionais no cenário educacional brasileiro.
A partir do impacto da baixa equidade educacional, o IAE-E apresenta duas dimensões independentes: escolar e individual. A dimensão escolar apresenta três fatores compostos por três facetas cada: Fator I. Clima escolar (1. Oportunidades para o envolvimento, 2. Percepção de exclusão/privilégio e 3. Respeito às diferenças); Fator II. Recursos culturais (1. Acesso a recursos culturais, 2. Representação cultural na Educação e 3. Engajamento cultural); Fator III. Engajamento escolar (1. Engajamento afetivo, 2. Engajamento cognitivo e 3. Engajamento comportamental). A dimensão individual, de igual modo, possui três fatores com nove facetas respectivas: Fator I. Autoeficácia (1. Autoeficácia acadêmica 2. Autoeficácia para o protagonismo na vida escolar e 3. Autoeficácia e barreiras identitárias); Fator II. Autoconceito (1. Autoconceito acadêmico, 2. Autoconceito acadêmico por professores e 3. Autoconceito acadêmico por pares); Fator III. Esperança no futuro através da educação (1. Aspirações futuras através da educação, 2. Valorização da educação escolar e 3. Prontidão e expectativas positivas). Em termos de estrutura interna, para ambas as dimensões, propôs-se um modelo hierárquico de terceira ordem, onde a dimensão escolar/individual (terceira ordem), explica três fatores escolares/individuais (segunda ordem) que, por sua vez, explicam 9 facetas escolares/ individuais (primeira ordem) (Fortes et al., 2024).
Em termos práticos, uma abordagem psicoeducacional da equidade (fatores escolares e individuais vs. fatores econométricos) converge com questões paradigmáticas discutidas na literatura, como a interseccionalidade. Assim, as disparidades que envolvem as categorias de gênero, raça/cor, origem cultural, classe social etc. (Mcmaster & Cook, 2018), moldam as experiências subjetivas e refletem a complexa interação entre esferas de privilégio e opressão estrutural (Crenshaw, 1989). Tais categorias, de igual modo, expressam desigualdades e experiências educacionais de inclusão/exclusão dada a “posição social” dos sujeitos em duas ou mais categorias sociais, fato que gera maior ou menor nível de justiça e equidade. Uma abordagem psicoeducacional tem como principal vantagem proporcionar maior sensibilidade a contextos específicos, permitindo microdecisões, mais próximas de cada realidade escolar. Nesse contexto, situam-se algumas iniciativas governamentais recentes no Brasil, por exemplo, a Política Nacional de Equidade, Educação para as Relações Étnico-Raciais e Educação Escolar Quilombola (Portaria Nº 470; Brasil, 2024), como um esforço na direção de superar as desigualdades étnico-raciais na educação brasileira.
Nesse sentido, o presente estudo objetivou avaliar os impactos de contextos de baixa equidade educacional em variáveis escolares e individuais de estudantes brasileiros, comparando suas dimensões e facetas a partir de marcadores sociais e escolares dos estudantes. Como exposto, tal medida permite equacionar as experiências dos estudantes visando dirimir a perpetuação de desigualdades nos sistemas de ensino, dado que evidências reforçam o cenário ainda recorrente da necessidade de estratégias de mitigação da desigualdade educacional no Brasil (Ferrão, 2022). Ressalta-se que tal estudo se alinha a ações recentes no campo da Avaliação Psicológica no Brasil, envolvendo preocupações voltadas às discussões sobre Justiça Social, Equidade e Direitos Humanos, assim como aquelas acerca da interseccionalidade e seus impactos na produção de conhecimento psicológico no Brasil e, especificamente, na área da Avaliação Psicológica (e.g., Freires et al., 2022).
Método
Participantes
Contou-se com a participação de 646 estudantes de escolas públicas das cidades de Boa Vista-RR, Maceió-AL e São Sebastião-AL com média de idade de 14,9 anos (DP = 1,63), variando de 10 a 19 anos de idade. Em relação às demais variáveis, observou-se a seguinte distribuição: Gênero: 44% meninos e 56% meninas; Cor/Raça: 12,5% Pretos(as), 55,4% Pardo(as), 27,7% Branco(as), 2,3% Indígenas, 2,0% Amarelo(as); Renda: 8,8% Nenhuma renda, 45,4% Até 1 salário mínimo, 24,5% De 1 a 3 salários mínimos, 9,4% De 4 a 6 salários mínimos, 6,3% De 7 a 9 salários mínimos, 5,6% Mais de 9 salários mínimos); Série Escolar: 32,5% Ensino Fundamental II, 67,5% Ensino Médio.
Instrumentos
Além do questionário sociodemográfico contendo itens para caracterização da amostra (gênero, raça/cor, renda, série escolar, etc.), os participantes responderam ao IAE-E:
Instrumento de Avaliação da Equidade
Educacional - Estudantes (IAE-E; Fortes et al., 2024). O IAE-E consiste em uma medida composta por dois instrumentos independentes que mensuram o impacto da baixa equidade educacional em duas dimensões, tal como descritas a seguir:
Dimensões escolares da equidade educacional: a dimensão escolar possui três fatores e 9 facetas escolares: Fator I. Clima escolar (1. Oportunidades para o envolvimento, 2. Percepção de exclusão/privilégio e 3. Respeito às diferenças); Fator II. Recursos culturais (1. Acesso a recursos culturais, 2. Representação cultural na educação e 3. Engajamento cultural); Fator III. Engajamento escolar (1.Engajamento afetivo, 2. Engajamento cognitivo e 3. Engajamento comportamental). Cada estudante foi solicitado a indicar a frequência que cada situação aconteceu em sua escola, considerando o último ano (Exemplo da faceta “Oportunidades para o envolvimento”: “...você percebeu que alguns estudantes na sua escola são proibidos de participar livremente das aulas ou de outras atividades?”) em uma escala variando de “0” (Nunca) a “4” (Sempre). Nesta amostra, observaram-se índices de ajuste satisfatórios para o modelo hierárquico de estrutura interna da medida (Análise Fatorial Confirmatória, AFC; Diagonally Weighted Least Squares, DWLS): χ2=666,703; df=312,000; CFI=0,93; TLI=0,93; RMSEA=0,042, CI90%=0,038/0,046; SRMR=0,056).
Dimensões individuais da equidade educacional: a dimensão individual possui três fatores e 9 facetas individuais: Fator I. Autoeficácia (1. Autoeficácia acadêmica 2. Autoeficácia para o protagonismo na vida escolar e 3. Autoeficácia e barreiras identitárias); Fator II. Autoconceito (1. Autoconceito acadêmico, 2. Autoconceito acadêmico por professores e 3. Autoconceito acadêmico por pares); Fator III. Esperança no futuro através da educação (1. Aspirações futuras através da Educação, 2. Valorização da educação escolar e 3. Prontidão e expectativas positivas). Este instrumento segue as mesmas instruções do instrumento anterior (Exemplo da faceta “Aspirações futuras através da Educação”: Continuar meus estudos depois do ensino fundamental/médio é importante para o meu futuro.”). Nesta amostra, observaram-se índices de ajuste satisfatórios para a estrutura interna da medida (AFC; DWLS): χ2=496,924; df=312,000; CFI=0,98; TLI=0,98; RMSEA=0,030, CI90%=0,025/0,035; SRMR=0,051).
Procedimentos
O processo de coleta de dados ocorreu de forma presencial em Alagoas (cidades de Maceió e São Sebastião) e em Roraima (Boa Vista). As escolas de Ensino Fundamental II e Ensino Médio foram selecionadas pelo critério de conveniência, sendo recrutadas por meio de visitas presenciais. A partir do interesse das mesmas, foram cumpridos os aspectos éticos envolvendo os pais e/ou responsáveis (Termo de Consentimento Livre e Esclarecido) e os estudantes (Termo de Assentimento Livre e Esclarecido). Após o agendamento, houve o retorno da equipe às instituições. Todos os participantes foram informados de que o estudo era voluntário e, em média, o tempo de aplicação durou 30 minutos. O presente estudo obteve aprovação do Comitê de Ética em pesquisas com seres humanos de uma universidade pública brasileira (CAAE: 70979123.7.0000.5013; Processo nº 6.302.121, Comitê de Ética em Pesquisa com Seres Humanos, Universidade Federal de Alagoas).
Análise de dados
Os dados foram analisados via linguagem R (R Development Core Team, 2024). Inicialmente, testaram-se os pressupostos para análises de comparação multivariadas. Executaram-se os testes de Mardia e de HenzeZirkler (suposição de normalidade multivariada pelo pacote MVN; Korkmaz et al., 2014) e o teste M de Box (suposição de igualdade de matrizes de covariância). Ademais, análises multivariadas não paramétricas foram conduzidas para testar as diferenças entre grupos sociodemográficos via pacote MANOVA.RM (Friedrich et al., 2019). Além disso, comparações múltiplas multivariadas foram realizadas para examinar os efeitos identificados por meio de estatísticas do tipo ANOVA (MATS, Modified ANOVA-type statistic; Friedrich et al., 2019). Análises univariadas não paramétricas também foram realizadas para investigar quais variáveis individuais contribuíram para os efeitos observados, controlando-se a taxa de erro do Tipo I (ajuste de Bonferroni; Field et al., 2012).
Resultados
Inicialmente, foram testados os pressupostos estatísticos para as comparações multivariadas das dimensões escolares do IAE-E. Os testes de Mardia [(assimetria=684,62, p<0,001; curtose=9,86, p<0,001)] e de Henze-Zirkler (Valor=1,50, p<0,001) apontaram para violação da normalidade multivariada. Igualmente, os resultados observados indicaram a violação da igualdade de matrizes de covariância [(M de Box=66,30(45), p<0,021). Assim, decidiu-se por realizar análises multivariadas de variância do tipo não paramétrica: Modified ANOVA-type statistic; Friedrich et al., 2019). Quanto ao efeito multivariado dos fatores da dimensão escolar do IAE-E, observou-se significância para: gênero (MATS=51,65, p=0,001), cor/raça (MATS=13,30, p=0,050), renda (MATS=117,28, p=0,001) e série escolar (MATS=26,84, p=0,020). Não houve efeitos de interação. Em seguida, realizaram-se as análises univariadas de variância (Ver Tabela 1).
Tabela 1 Fatores da Dimensão Escolar da Equidade Educacional: Análises Univariadas de Variância
| Fator I Clima escolar | Fator II Recursos culturais |
Fator III Engajamento escolar | |||||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7 | 8 | 9 | |
| Gênero | |||||||||
| Masculino | 2,13 | 1,87 | 2,61 | 3,11 | 3,33 | 3,03 | 4,15 | 4,16 | 4,27 |
| Feminino | 2,18 | 1,98 | 2,66 | 3,25 | 3,43 | 3,22 | 3,77 | 3,74 | 4,16 |
| Valor-MATS | 0,01 | 2,17 | 0,83 | 5,24 | 0,157 | 3,95 | 11,63 | 20,34 | 2,22 |
| Valor-p | 0,916 | 0,120 | 0,361 | 0,023 | 0,692 | 0,044 | 0,001 | 0,001 | 0,141 |
| Renda familiar | |||||||||
| Nenhuma renda | 2,01 | 1,94 | 2,56 | 3,23 | 3,46 | 3,01 | 4,29 | 4,00 | 4,15 |
| Até 1 salário mínimo | 2,06 | 1,89 | 2,51 | 2,97 | 3,40 | 2,97 | 3,96 | 3,92 | 4,20 |
| De 1 a 3 salários mínimos | 2,11 | 1,94 | 2,70 | 3,30 | 3,36 | 3,25 | 3,88 | 3,93 | 4,27 |
| De 4 a 6 salários mínimos | 2,24 | 1,96 | 2,88 | 3,44 | 3,42 | 3,40 | 3,81 | 3,85 | 4,29 |
| De 7 a 9 salários mínimos | 2,60 | 2,20 | 3,15 | 3,70 | 3,37 | 3,31 | 3,71 | 3,86 | 3,99 |
| Mais de 9 salários mínimos | 2,28 | 1,90 | 2,51 | 3,45 | 3,24 | 3,52 | 3,91 | 4,05 | 4,21 |
| Valor-MATS | 16,82 | 3,43 | 12,99 | 54,89 | 2,10 | 18,64 | 12,77 | 0,912 | 2,19 |
| Valor-p | 0,002 | 0,489 | 0,023 | 0,001 | 0,837 | 0,021 | 0,016 | 0,924 | 0,746 |
| Cor/raça | |||||||||
| Preto(a) | 2,18 | 2,02 | 2,91 | 2,98 | 3,25 | 3,01 | 3,94 | 3,90 | 4,12 |
| Pardo(a) | 2,13 | 1,89 | 2,57 | 3,21 | 3,46 | 3,13 | 3,96 | 4,00 | 4,24 |
| Branco(a) | 2,12 | 1,92 | 2,58 | 3,21 | 3,33 | 3,20 | 3,94 | 3,85 | 4,21 |
| Indígena | 1,97 | 2,22 | 2,88 | 3,08 | 3,02 | 3,31 | 3,62 | 3,40 | 4,08 |
| Amarelo (a) | 2,15 | 2,48 | 3,15 | 3,56 | 3,38 | 2,87 | 3,76 | 3,71 | 3,92 |
| Valor-MATS | 1,32 | 6,44 | 3,55 | ,199 | 9,48 | 1,44 | 1,17 | 7,37 | 2,80 |
| Valor-p | 0,857 | 0,05 | 0,08 | 0,260 | 0,05 | 0,701 | 0,761 | 0,05 | 0,436 |
| Série escolar | |||||||||
| Ensino Fundamental II | 2,02 | 1,97 | 2,46 | 2,98 | 3,39 | 2,95 | 4,21 | 4,03 | 4,26 |
| Ensino Médio | 2,18 | 1,92 | 2,72 | 3,29 | 3,38 | 3,22 | 3,81 | 3,87 | 4,19 |
| Valor-MATS | 4,10 | 0,03 | 2,24 | 17,63 | 1,813 | 1,60 | 25,34 | 4,49 | 0,88 |
| Valor-p | 0,075 | 0,862 | 0,091 | 0,001 | 0,119 | 0,221 | 0,001 | 0,030 | 0,345 |
Nota. 1=Oportunidades para o envolvimento; 2=Percepção de exclusão/privilégio, 3=Respeito às diferenças); 4=Acesso a recursos culturais; 5=Representação cultural na educação; 6=Engajamento cultural; 7=Engajamento afetivo; 8=Engajamento cognitivo; 9=Engajamento comportamental)
Para a faceta “Oportunidades para o envolvimento” (Fator Clima escolar), observou-se diferenças para renda. Os estudantes com renda de 7 a 9 salários mínimos perceberam mais as desigualdades de oportunidades em sala de aula quando comparados com aqueles com nenhuma renda (p=0,001), até 1 salário mínimo (p=0,001), de 1 a 3 salários mínimos (p=0,001) e de 4 a 6 salários mínimos (p=0,001). Para a faceta “Percepção de exclusão/privilégio” houve efeito apenas para a cor/raça. Observou-se que estudantes autodeclarados amarelos perceberam mais processos de exclusão em sala quando comparados aos pardos (p=0,01) e aos brancos (p=0,02). Ainda, os indígenas (p=0,09) perceberam mais processos de exclusão que os pardos. Para “Respeito às diferenças” houve efeito significativo apenas para renda. Estudantes com renda de 7 a 9 salários mínimos perceberam mais desrespeito frente a minorias sociais do que aqueles com nenhuma renda (p=0,036), até 1 salário mínimo (p=0,002) e mais de 9 salários mínimos (p=0,033). Ainda, aqueles com renda de 4 a 6 salários mínimos (p=0,033) perceberam mais desrespeito do que aqueles com até 1 salário mínimo.
Na faceta “Acesso a recursos culturais” (Fator Recursos culturais) houve efeito significativo de gênero, renda e série escolar. Inicialmente, as meninas (p=0,047) reportaram maior nível de acesso que meninos. Para renda, estudantes com renda de até 1 salário mínimo reportaram menos acesso a recursos culturais do que aqueles com nenhuma renda (p=0,041); tal grupo também teve menos acesso quando comparado a aqueles com renda de 1 a 3 salários mínimos (p=0,001), de 4 a 6 salários mínimos (p=0,001) e mais de 9 salários mínimos (p=0,001). Ainda aqueles com renda de mais de 9 salários mínimos reportaram mais acesso do que aqueles com nenhuma renda (p=0,007), até 1 salário mínimo (p=0,001) e de 1 a 3 salários mínimos (p=0,005). Por fim, estudantes do ensino médio (p=0,002) reportaram mais acesso a recursos culturais do que aqueles do ensino fundamental II. Para a faceta “Representação cultural na educação” houve efeito significativo para cor/raça. Os estudantes autodeclarados pardos relataram observar maior representação cultural na escola que estudantes pretos (p=0,025); já os estudantes indígenas relataram perceber menor representação cultural que estudantes pardos (p=0,031). Para o “Engajamento cultural” houve efeito significativo de gênero e renda. As meninas se engajam mais que os meninos (p=0,007) na busca por conhecimento além da escola. Quanto à renda, estudantes com até 1 salário mínimo apresentaram menor engajamento cultural, quando comparado aos grupos de 1 a 3 salários mínimos (p=0,001), de 4 a 6 salários mínimos (p=0,001), de 7 a 9 salários mínimos (p=0,029) e mais de 9 salários mínimos (p=0,002). Ainda, aqueles com nenhuma renda apresentaram menor engajamento cultural que aqueles de 4 a 6 salários mínimos (p=0,007) e mais de 9 salários mínimos (p=0,011).
Na faceta “Engajamento afetivo” (Fator Engajamento escolar) houve efeito significativo de gênero, renda e série escolar. Primeiramente, os meninos reportaram maior nível de engajamento afetivo que as meninas (p=0,001). Para renda, os estudantes com nenhuma renda apresentaram maiores níveis de engajamento afetivo do que aqueles com renda de até 1 salário mínimo (p=0,022), de 1 a 3 salários mínimos (p=0,011), de 4 a 6 salários mínimos (p=0,009), de 7 a 9 salários mínimos (p=0,003) e mais de 9 salários mínimos (p=0,03). Por fim, estudantes do ensino fundamental II se engajam mais afetivamente com a escola do que aqueles do ensino médio (p=0,001). Na faceta “Engajamento cognitivo” houve efeito de gênero, cor/raça e série escolar. Os meninos reportaram maior nível de engajamento cognitivo que as meninas (p=0,001). Em seguida, observou-se que os autodeclarados pardos mostraram-se mais engajados cognitivamente com a escola do que os brancos (p=0,05), assim como dos indígenas (p=0,004). Ademais, os pretos reportaram mais engajamento cognitivo que os indígenas (p=0,06) e os estudantes brancos mais que os indígenas (p=0,07). Por fim, estudantes do ensino fundamental II pontuaram mais nesta faceta que aqueles do ensino médio (p=0,039). Para “Engajamento comportamental”, não houve efeito de nenhuma variável.
Para as comparações multivariadas das dimensões individuais do IAE-E, os testes de Mardia (assimetria=917,99, p<0,001; curtose=14,01, p<0,001)] e de Henze-Zirkler (Valor=1,61, p<0,001) apontaram para violação da normalidade multivariada. Igualmente, os resultados indicaram a violação da igualdade de matrizes de covariância [(M de Box=97,53(45), p<0,001). Assim, utilizou-se o mesmo procedimento multivariado de anteriormente (Friedrich et al., 2019). Quanto ao efeito multivariado, detectou-se efeitos multivariados apenas para: gênero (MATS=40,51, p=0,007) e renda (MATS=79,84, p=0,010), não observando-se efeitos de interação significativos. Dessa forma, prosseguiu-se com o conjunto de análises de variâncias univariadas (Ver Tabela 2).
Tabela 2 Fatores da Dimensão Individual da Equidade Educacional: Análises Univariadas de Variância
| Fator I Autoeficácia | Fator II Autoconceito | Fator III Esperança no futuro através da educação | |||||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7 | 8 | 9 | |
| Sexo | |||||||||
| Masculino | 3,58 | 2,72 | 1,59 | 3,42 | 3,15 | 3,07 | 3,71 | 3,77 | 3,99 |
| Feminino | 3,51 | 2,82 | 1,48 | 3,49 | 3,33 | 3,08 | 4,16 | 4,19 | 4,44 |
| Valor-MATS | 0,78 | 0,243 | 5,85 | 0,847 | 5,08 | 0,068 | 18,64 | 7,92 | 10,80 |
| Valor-p | 0,367 | 0,627 | 0,014 | 0,358 | 0,043 | 0,79 | 0,001 | 0,006 | 0,002 |
| Renda familiar | |||||||||
| Nenhuma renda | 3,44 | 2,86 | 1,54 | 3,61 | 3,46 | 3,23 | 4,08 | 4,21 | 4,36 |
| Até 1 salário mínimo | 3,40 | 2,63 | 1,54 | 3,32 | 3,13 | 2,91 | 3,92 | 3,96 | 4,21 |
| De 1 a 3 salários mínimos | 3,68 | 2,78 | 1,51 | 3,52 | 3,29 | 3,21 | 4,01 | 4,06 | 4,32 |
| De 4 a 6 salários mínimos | 3,73 | 2,92 | 1,43 | 3,43 | 3,32 | 3,13 | 4,07 | 4,00 | 4,21 |
| De 7 a 9 salários mínimos | 3,63 | 3,10 | 1,56 | 3,73 | 3,28 | 3,14 | 3,79 | 4,04 | 4,06 |
| Mais de 9 salários mínimos | 3,84 | 3,16 | 1,57 | 3,75 | 3,63 | 3,41 | 4,00 | 3,82 | 4,19 |
| Valor-MATS | 15,46 | 14,75 | 0,919 | 15,04 | 9,25 | 12,56 | 3,84 | 4,01 | 4,01 |
| Valor-p | 0,005 | 0,007 | 0,921 | 0,006 | 0,049 | 0,017 | 0,436 | 0,409 | 0,357 |
| Cor/raça | |||||||||
| Preto(a) | 3,45 | 2,75 | 1,68 | 3,45 | 3,21 | 2,94 | 3,98 | 3,81 | 4,15 |
| Pardo (a) | 3,61 | 2,78 | 1,52 | 3,54 | 3,28 | 3,11 | 4,01 | 4,08 | 4,29 |
| Branco(a) | 3,46 | 2,78 | 1,40 | 3,34 | 3,26 | 3,13 | 3,87 | 3,95 | 4,19 |
| Indígena | 3,26 | 2,68 | 1,77 | 2,97 | 2,62 | 2,51 | 3,86 | 3,86 | 4,02 |
| Amarelo(a) | 3,64 | 2,84 | 2,02 | 3,43 | 3,43 | 3,02 | 4,02 | 4,07 | 4,35 |
| Valor-MATS | 3,09 | 0,651 | 6,11 | 4,03 | 1,47 | 4,01 | 4,07 | 2,22 | 0,543 |
| Valor-p | 0,395 | 0,891 | 0,088 | 0,271 | 0,692 | 0,211 | 0,208 | 0,536 | 0,911 |
| Série escolar | |||||||||
| Ensino Fundamental II | 3,43 | 2,68 | 1,60 | 3,49 | 3,20 | 3,03 | 3,93 | 4,01 | 4,29 |
| Ensino Médio | 3,60 | 2,82 | 1,49 | 3,44 | 3,28 | 3,10 | 3,98 | 4,00 | 4,22 |
| Valor-MATS | 2,85 | 1,07 | 1,53 | 0,496 | 4,17 | 1,81 | 0,125 | 0,182 | 2,71 |
| Valor-p | 0,110 | 0,304 | 0,951 | 0,477 | 0,078 | 0,181 | 0,726 | 0,674 | 0,103 |
Nota. 1=Autoeficácia acadêmica; 2=Autoeficácia para o protagonismo na vida escolar; 3=Autoeficácia e barreiras identitárias; 4=Autoconceito acadêmico; 5=Autoconceito acadêmico por professores; 6 =Autoconceito acadêmico por pares; 7=Aspirações futuras através da Educação; 8=Valorização da educação escolar; 9=Prontidão e expectativas positivas
Para as dimensões individuais, na faceta “Autoeficácia acadêmica” (Fator Autoeficácia), houve significância apenas para renda. Nas comparações múltiplas, observou-se que estudantes com renda de até 1 salário mínimo apresentaram menor autoeficácia acadêmica que aqueles com renda de 1 a 3 salários mínimos (p=0,003), de 4 a 6 salários mínimos (p=0,012) e mais de 9 salários mínimos (p=0,006). Na faceta “Autoeficácia para o protagonismo na vida escolar” houve efeito para renda, indicando que estudantes com renda de até 1 salário mínimo, apresentaram menores níveis desta variável que aqueles com renda de 4 a 6 salários mínimos (p=0,03), de 7 a 9 salários mínimos (p=0,008) e mais de 9 salários mínimos (p=0,002); ainda, os estudantes com renda de 1 a 3 salários mínimos apresentou menor pontuação que aqueles com mais de 9 salários mínimos (p=0,044). Para a faceta “Autoeficácia e barreiras identitárias” houve efeito de gênero (p=0,001), apontando que os meninos reportaram maior percepção de que se não fosse o preconceito que sofrem (características físicas, culturais) poderiam ter melhor desempenho.
Na faceta “Autoconceito acadêmico” (Fator Autoconceito), houve significância apenas para renda. Estudantes com nenhuma renda apresentaram maior autoconceito acadêmico que aqueles com até 1 salário mínimo (p=0,067) sendo tal diferença marginalmente significativa. Em seguida, aqueles com renda de até 1 salário mínimo obtiveram menor autoconceito acadêmico que aqueles com renda de 1 a 3 salários mínimos (p=0,050), de 7 a 9 salários mínimos (p=0,025) e mais de 9 salários mínimos (p=0,033). Na faceta “Autoconceito acadêmico por professores”, houve significância para gênero e renda. As meninas reportaram maior nível de autoconceito acadêmico por professores que meninos (p=0,02). Em seguida, aqueles com nenhuma renda reportam maior autoconceito por professores que aqueles com até 1 salário mínimo (p=0,034). Por outro lado, aqueles estudantes com renda de mais de 9 salários mínimos pontuaram mais nesta dimensão que aqueles com até 1 salário mínimo (p=0,006) e de 1 a 3 salários mínimos (p=0,075). Na faceta “Autoconceito acadêmico por pares”, houve significância apenas para renda. Estudantes com nenhuma renda apresentaram maior autoconceito por pares que aqueles com até 1 salário mínimo (p=0,041). Entretanto, aqueles com renda de até 1 salário mínimo apresentaram menor pontuação nesta variável do que aqueles de 1 a 3 salários mínimos (p=0,008) e dais de 9 salários mínimos (p=0,009).
Na faceta “Aspirações futuras através da educação” (Fator Esperança no futuro através da educação), houve significância apenas para gênero, indicando que as meninas apresentam maior propensão a buscar metas através do processo educativo que os meninos (p=0,047). Na faceta “Valorização da educação escolar”, houve significância para gênero, apontando que as meninas atribuem maior relevância ao processo de escolarização formal que os meninos (p=0,001). Na faceta “Prontidão e expectativas positivas”, novamente houve significância apenas para gênero, indicando que as meninas são mais esperançosas e confiantes de que os estudos podem lhes garantir um futuro melhor (p=0,001).
Discussão
No âmbito dos sistemas educacionais nos últimos tempos, há uma crescente preocupação com as desigualdades sistêmicas (Osher et al., 2018) que se transfiguram em barreiras persistentes, sendo um dilema mais impactante para crianças, jovens e famílias de minorias sociais. Até então, as avaliações sobre equidade educacional padronizadas de larga escala têm gerado comparações que enfatizam os resultados objetivos dos testes e negligenciam aspectos cruciais da equidade educacional, como a perspectiva da vivência das disparidades (Kervick et al., 2019). O presente estudo objetivou avaliar os impactos de contextos de baixa equidade educacional em variáveis escolares e individuais de estudantes brasileiros. Em suma, os resultados convergiram com evidências anteriores, assim como possibilitaram novos insights sobre tal fenômeno.
Inicialmente, observou-se efeitos de renda e cor/ raça para as facetas do clima escolar. Os dados apontaram que quanto maior a renda dos estudantes, mais eles perceberam desigualdades e desrespeito frente às minorias sociais. Assim, é possível que tais estudantes, por terem mais acessos a recursos, possuam maior consciência sobre as desigualdades. Ainda, outra via explicativa é que, também por terem expectativas de desempenho mais altas podem estar mais conscientes dos obstáculos porque frequentemente avaliam formas de superar seus desempenhos. Assim, além da baixa renda socioeconômica do estudante poder se reverter em menor desempenho (Berkowitz et al., 2016), tal condição pode implicar em dificuldades de reconhecer que se encontra em uma situação desfavorável na escola. Ademais, estudantes autodeclarados amarelos e indígenas identificaram-se mais como alvos de exclusão e/ou perceberam mais privilégios para certos grupos, indicando um efeito da identidade social na percepção do ambiente escolar. Dessa forma, por pertencerem a grupos socialmente marginalizados podem demonstrar maior sensibilidade a tratamentos desiguais e, por consequência, podem ser mais propensos a diversos efeitos prejudiciais deste processo (ansiedade, baixa autoeficácia, etc.; Wong et al., 2014).
No fator recursos culturais, as meninas reportaram possuir mais acesso a recursos culturais, assim como maior engajamento na busca por conhecimento além da escola. Evidências já demonstraram que a maior participação cultural das meninas na escola se deve aos estereótipos tradicionais de gênero, sendo inclusive mais incentivadas a utilizar os seus recursos culturais para o sucesso escolar (Dumais, 2002). Assim, sugere-se que o ambiente escolar possa limitar, em certa medida, por fatores sociais e normativos a participação de aquisição de elementos culturais de meninos podendo impactar em inúmeras habilidades acadêmicas e gerais. Na mesma direção, observou-se uma relação positiva entre renda e tais variáveis, uma evidência sólida na literatura (Wang & Wu, 2023). Para a última faceta, notou-se que estudantes autodeclarados indígenas e pretos se sentem menos representados culturalmente na escola; em termos práticos, tal situação pode gerar menor senso de pertencimento e marginalização de suas identidades culturais, gerando menor identificação com a escola, com os seus pares, menor apoio social, etc. (DuPont-Reyes & Villatoro, 2019). Por fim, estudantes do ensino médio reportaram mais acesso a recursos culturais. Tal dado pode indicar que as escolas do nível médio apresentam um currículo que considera tais atividades ou mesmo que estudantes mais velhos possuem mais autonomia para acessar diversos recursos ao seu redor.
Quanto ao fator engajamento escolar, os meninos apresentaram maiores níveis de engajamento afetivo e cognitivo, sendo um dado divergente da maior parte da literatura (Lei & Zhou, 2018). Aqui, os dados sugerem que o ambiente escolar é mais acolhedor, gerando mais investimento para o desempenho escolar dos meninos. Quanto a cor/raça, os estudantes indígenas mostraram-se menos engajados cognitivamente, ratificando o componente da marginalização identitária em termos de prejuízos escolares (Wong et al., 2014). O efeito da renda mostrou que quanto menor a condição socioeconômica, maior é o engajamento afetivo. Assim, é possível que o ambiente escolar nesses casos possa ser entendido como um lugar de satisfação de necessidades e exercício de autonomia por questões como o apoio de professores, políticas da escola, etc. (Tomlinson & Jarvis, 2014). Por fim, os estudantes do ensino fundamental relataram mais emoções positivas em relação à escola. Algumas evidências mostram que um fator importante de menor engajamento afetivo no ensino médio refere-se ao decréscimo de suporte social por parte dos professores, dificultando conexões mais profundas com o ambiente escolar (Wang & Eccles, 2012).
No fator autoeficácia, primeiramente observou-se que os meninos reportaram maior sensibilidade ao impacto negativo de preconceito em seus níveis de autoeficácia. Estudos reportam que homens detêm menores níveis de estratégias de coping (Tamres et al., 2002) para situações ameaçadoras ou se utilizam de estratégias menos efetivas (Cholankeril et al., 2023). Outro fator que pode explicar este dado é o fato dos meninos serem mais pressionados por performance escolar, fato que pode predispor a serem mais fortemente afetados por atos discriminatórios no contexto escolar. Ainda, maiores rendas familiares implicaram em maior autoeficácia acadêmica, dado sólido na literatura (Seyedi-Andi et al., 2019) e que demonstra o efeito dos recursos em variáveis escolares que, por exemplo, associa-se ao absenteísmo escolar (Bianchi et al., 2022). Ainda, o mesmo efeito foi observado na autoeficácia para o protagonismo na vida escolar, indicando que estudantes de famílias com melhores condições socioeconômicas, se sentem mais confiantes na participação efetiva das experiências escolares em geral. Isso denota que, além de terem mais condições para um melhor desempenho, podem, de igual modo, ter mais espaço de influência e tomada de decisões na escola do que aqueles estudantes de classes sociais desfavoráveis.
Para o autoconceito acadêmico atribuído pelos professores, as meninas apresentaram pontuações mais altas, indicando que percebem com maior frequência que os docentes possuem uma visão positiva sobre seus desempenhos. Os dados sugerem que as meninas podem vir a ter mais benefícios de aprendizagem e prazer frente aos estudos em razão da maior frequência de feedbacks explícitos, o que pode resultar em maior motivação (Ma et al., 2021). Ademais, observou-se que quanto maior a renda, maior é o autoconceito acadêmico por professores e por pares, dado consistente nos estudos indicando que tais estudantes têm mais confiança na habilidade de desenvolver competências acadêmicas (Sabarwal et al., 2022). Por outro lado, estudantes que relataram não possuir nenhuma renda apresentaram autoconceito mais positivo do que aqueles com algum nível de renda. Os dados sugerem que as faixas iniciais de “baixa renda” podem não ser suficientes para aumentar o autoconceito, mas que quando não há renda outros fatores parecem atuar nesse processo. Hipoteticamente, os estudantes sem renda podem: não ter consciência do real desempenho, serem mais resilientes em buscar sucesso escolar a fim de obter recursos no futuro, terem expectativas positivas de sucesso, serem alvos de investimentos de professores e de políticas inclusivas da escola. Entretanto, o padrão dos resultados evidenciou o impacto positivo de maiores níveis socioeconômicos.
Finalmente, observou-se que as meninas são mais propensas a buscar metas pessoais através da educação, atribuem maior relevância ao processo de escolarização e confiam mais nos estudos como uma garantia de um futuro melhor. Tal resultado converge com evidências generalizadas de que as meninas têm mais aspirações educacionais do que os meninos, sendo tais níveis mais estáveis com o avançar da idade e no processo de escolarização (Rampino & Taylor, 2013). Ademais, tal diferença é também explicada pelas preocupações com a identidade de gênero que influenciam as aspirações educacionais de meninos e meninas através de normas sociais sobre desempenho acadêmico (Lundberg, 2020): estatísticas mostram que meninos têm maior risco de evasão escolar, ao passo que as meninas têm menos confiança nas disciplinas de ciência e matemática (Organization for Economic Co-operation and Development [OECD]; 2015). Em resumo, tais resultados apontam a necessidade de estratégias que equacionem tais cenários práticos.
Em conjunto, os resultados ora encontrados convergem com estudos anteriores, assim como apontam algumas evidências divergentes que permitem levantar novos insights sobre a dinamicidade de obstáculos enfrentados pelos estudantes. Por exemplo, quanto ao gênero, os dados apontam que o ambiente escolar é mais favorável aos meninos (clima escolar), sugerindo mais apoio e identificação com o ambiente escolar. Por outro lado, as meninas possuem características individuais mais proeminentes, dependendo menos do investimento do contexto (e.g., maior engajamento cultural e esperança no futuro através da educação). Tal aspecto se estende ao fato dos dados sugerirem que as meninas são menos afetadas por discriminações que possam impactar a autoeficácia acadêmica. Percebe-se, portanto, que as prescrições sociais sobre gênero têm impactos importantes (Lundberg, 2020) e podem gerar, ao mesmo tempo, cenários de inclusão ou de baixa equidade de participação no ambiente escolar.
Quanto ao marcador da condição socioeconômica, a única evidência dissonante (Seyedi-Andi et al., 2019) referiu-se ao fato de, entre os estudantes de baixa renda, o menor nível de renda se traduziu em maior autoconceito acadêmico, fato que pode ser explicado por tais sujeitos terem mais resiliência em razão de seus respectivos contextos (García-Martínez et al., 2021). Aqui, os dados mostram que mesmo nesses casos, o espaço escolar tem a capacidade de gerar efeitos positivos. Entretanto, a tendência dos dados indicou que maior renda implicou nos estudantes terem uma “dupla vantagem”, tendo mais acessos a recursos e maior possibilidade de sucesso escolar, ao mesmo tempo em que são mais conscientes das desigualdades entre os pares e mais propensos a influenciar o ambiente escolar. As evidências ratificam que este marcador pode ser responsável pela maior dominação de certos estratos sociais (Mcmaster & Cook, 2018), nesse caso do ambiente escolar.
Para cor/etnia, os dados convergiram com a literatura denotando mais prejuízos da dinâmica escolar a grupos étnicos socialmente desvalorizados, tais como os amarelos, indígenas e pretos. Os dados mostraram que tais grupos são mais conscientes da discriminação existente e da ausência de representatividade no cotidiano escolar. Ademais, também sofrem prejuízos em questões eminentemente escolares, como o engajamento cognitivo. Tal cenário denota o efeito do colonialismo ainda presente nas estruturas sociais que explica a discriminação sistêmica das desigualdades na vivência das experiências escolares cognitivas e não cognitivas e que, por consequência, aponta a necessidade de abordagens pedagógicas críticas (e.g., formação pedagógica específica, parceria com comunidades indígenas) (Garneau et al., 2021).
Por fim, os dados mostraram que quanto mais próximo da finalização do processo da Educação Básica, menos engajamento escolar (afetivo e cognitivo) os estudantes apresentam. Tais dados convergem com a tendência das estatísticas recentes que mostram que o abandono escolar atingiu a taxa de mais de 600 mil estudantes em 2019, sendo a maioria delas(es) nos anos finais do ensino fundamental e ensino médio, fato que representa perdas econômicas reais para o Brasil, assim como o fato de que tais sujeitos não tiveram a possibilidade de desenvolver habilidades, talentos e aptidões. Evidencia-se, assim, o impacto diferencial da baixa equidade escolar para estudantes de diferentes níveis de ensino.
Finalmente, apesar da limitação amostral do presente estudo, os resultados encontrados através dos fatores de um modelo psicoeducacional da equidade sublinham como diferentes aspectos da identidade social, socioeconômica e contextual moldam a experiência educacional dos estudantes, oferecendo dados sobre as idiossincrasias das experiências escolares. Tais disparidades têm constituído fonte de preocupações na literatura educacional atual acerca da equidade educacional que visa identificar as disparidades persistentes entre diversos países (Shi et al., 2022) e o presente estudo auxiliou na identificação de algumas lacunas psicoeducacionais no cenário brasileiro.
Em termos de planejamento estratégico, o IAE-E, pode ser útil para subsidiar estudos futuros e propostas de políticas educacionais, uma vez que pode ser útil para: 1. mapear dados de implementação de políticas de diversidade; 2. garantir coordenação eficaz destas políticas, gerando a cooperação entre diversos atores (e.g., Governos, Secretarias de Educação, etc.); 3. identificar boas práticas para a promoção da diversidade e equidade; 4. fomentar políticas e ações específicas (e.g., sobre racismo, diversidade sexual, etc.); 5. fomentar estratégias para localidades com defasagem destas iniciativas e, por fim, 6. monitoramento e avaliação de políticas implementadas, permitindo sua evolução e adaptação aos sistemas de ensino em geral. Tendo em vista a natureza psicoeducacional do IAE-E, este apresenta maior potencial para permitir o uso da AP como uma importante ferramenta alinhada aos princípios de equidade e justiça social no campo educacional, possibilitando que os estudantes tenham condições mais satisfatórias para o desenvolvimento integral de seus respectivos potenciais.
