A versão revista do STAT, nível H (destinado a estudantes do ensino su- perior e a adultos) – STAT-R (H) (2002) – foi traduzida e adaptada para Por- tugal tendo em vista a utilização em investigação. A última versão portugue- sa do teste (Afonso, 2004) retém apenas as nove partes constituídas por itens de resposta por escolha múltipla e contém um total de 45 itens, 5 por cada parte. A adaptação e revisão sucessiva, iniciada em 2002, comportou um es- tudo piloto com universitários, um primeiro ensaio experimental com uma amostra alargada de estudantes e adultos portugueses (Afonso, 2003) e um segundo ensaio experimental, do qual se apresentam de seguida alguns re- sultados.
A presente amostra é constituída por 370 participantes (199 F / 171 M), com idades compreendidas entre os 16 e os 70 anos (Mediana: 23 anos; 70% entre os 20 e os 29 anos) e escolarização entre os 6 e os 18 anos (Mediana: 12 anos de escolarização; 74% com 9 a 14 anos). A percentagem de estu- dantes na amostra é de 45% (n=165) e os restantes participantes concentram- se nas profissões intelectuais e científicas, técnicas e administrativas (36%). A amostra foi recolhida na sua maioria na região de Lisboa e Vale do Tejo (78%) embora apenas 9% dos participantes sejam residentes na cidade de Lis- boa.
Neste trabalho optou-se por apresentar resultados significativos do ponto de vista conceptual, obtidos na análise factorial confirmatória: estes resultados permitem estabelecer relação entre as medidas obtidas no STAT- R e a Teoria Triárquica da Inteligência subjacente à sua construção. Ainda que tais resulta- dos possam ser interpretados como evidências com implicações para a valida- ção da teoria, e é esse o sentido que o próprio autor lhes tem atribuído em es- tudos semelhantes (Sternberg et al., 2000, 2001), está também em causa a validação do próprio método de medida enquanto operacionalização da teo- ria. Mais ainda, este tipo de estudo é essencial na adaptação de instrumentos de avaliação psicológica, como meio de averiguação do paralelismo entre as estruturas de resultados dos testes original e adaptado.
Inteligência, educação e sucesso: As abordagens diferencial e sistémica da inteligência humana e suas implicações para a educação
Quadro 1 - Estatísticas descritivas (média e desvio-padrão) e índices de consistência interna (alfa de Cronbach) para os Subtestes, as Áreas de Processamento Mental e as Áreas de Conteúdo do STAT-R (H) (N=370) Estatísticas Descritivas Subtestes* 1 2 3 4 5 6 7 8 9 AV AQ AF PV PQ PF CV CQ CF M 3.84 1.85 2.87 3.19 1.15 1.47 2.91 3.50 2.43 dp 1.01 1.26 1.36 1.02 1.13 1.16 1.08 1.46 1.34 Áreas de
Processamento ANALÍTICA PRÁTICA CRIATIVA
Mental
M 8.55 5.81 8.85
dp 2.45 2.17 2.91
Áreas de
VERBAL QUANTITATIVA FIGURATIVA
Conteúdo
M 9.94 6.49 6.77
dp 2.14 2.83 2.83
Consistência Interna (alfa de Cronbach)
Subtestes* 1 2 3 4 5 6 7 8 9
AV AQ AF PV PQ PF CV CQ CF
.08 .47 .46 .07 .44 .36 .21 .61 .43
Áreas de
Processamento ANALÍTICA PRÁTICA CRIATIVA
Mental
.54 .43 .67
Áreas de
VERBAL QUANTITATIVA FIGURATIVA
Conteúdo
.42 .69 .63
*Subtestes:
AV: Analítica/Verbal PV: Prática/Verbal CV: Criativa/Verbal
AQ: Analítica/Quantitativa PQ: Prática/Quantitativa CQ: Criativa/Quantitativa AF: Analítica/Figurativa PF: Prática/Figurativa CF: Criativa/Figurativa
O QUADRO 1 apresenta algumas estatísticas descritivas dos resultados dos nove subtestes, das três Áreas de Processamento Mental de informação (partes ANALÍTICA, PRÁTICA e CRIATIVA), e das três Áreas de Conteúdo (partes
VERBAL, QUANTITATIVAeFIGURATIVA). No mesmo quadro encontram-se os índi- ces de consistência interna (alfa de Cronbach) que se situam entre .43 e .67 para as Áreas de Processamento Mental, entre .42 e .69 para as Áreas de Conteúdo e atingem valores entre .07 e .61 para os subtestes. Estes resulta- dos, que encontram paralelo em estudos internacionais com o STAT original (1992) nos EUA, e com adaptações dessa versão do teste para outros países (Espanha e Finlândia) (Sternberg et al., 2000, 2001), justificam-se em parte pelo reduzido número de itens de cada subteste, apenas cinco, e também por alguma heterogeneidade do conteúdo das partes compósitas que, ou contem-
plam diversidade de conteúdos dentro de uma Área de Processamento Mental, ou contemplam diversidade quanto às Áreas de Processamento Mental envol- vidas em cada Área de Conteúdo.
Quadro 2 - Matriz de Intercorrelações dos Subtestes – STAT-R (H) (N=370)
Subtestes* 1 2 3 4 5 6 7 8 AV AQ AF PV PQ PF CV CQ 2 AQ .13 3 AF .14 .24 4 PV .18 .14 .23 5 PQ .05 .42 .29 .17 6 PF .06 .20 .19 .04 .21 7 CV .17 .27 .34 .27 .22 .18 8 CQ .22 .25 .40 .31 .26 .27 .32 9 CF .17 .18 .41 .25 .30 .29 .35 .34 *Subtestes:
AV: Analítica/Verbal PV: Prática/Verbal CV: Criativa/Verbal
AQ: Analítica/Quantitativa PQ: Prática/Quantitativa CQ: Criativa/Quantitativa AF: Analítica/Figurativa PF: Prática/Figurativa CF: Criativa/Figurativa Os coeficientes≥ .10 são significativos ao nível de significância de .05.
Os coeficientes≥ .13 são significativos ao nível de significância de .01.
A matriz de correlações entre os nove subtestes (QUADRO 2) apresenta coeficientes que se situam entre .04 e .42, sendo na maioria significativas ao nível de significância de .01. As correlações mais elevadas registam-se entre subtestes que envolvem um mesmo tipo de conteúdo – subtestes QUANTITATI- VOS (ANALÍTICO e PRÁTICO) (.42) e subtestes FIGURATIVOS (ANALÍTICO e CRIATI- VO) (.41) – mas também entre partes diferentes – entre os subtestes ANALÍTI- CO/FIGURATIVO e CRIATIVO/QUANTITATIVO (.40). As correlações dentro da parte CRIATIVA são mais homogéneas e elevadas (superiores a .30) do que as correlações dentro de cada uma das outras Áreas de Processamento.
Na análise factorial confirmatória, seguindo uma metodologia semelhante à de outros estudos internacionais (Sternberg et al., 2000, 2001), partiu-se da matriz de intercorrelações dos itens que se verificou previamente ser significa- tivamente diferente da matriz identidade (teste de esfericidade de Bartlett: χ2=2270.362, p<.000, gl=990), podendo também a amostragem ser conside- rada adequada à aplicação de metodologia factorial (medida de Kaiser- Meyer-Olkin =.75). Através da aplicação do programa AMOS 5 (método da máxima verosimilhança), e assumindo a distribuição normal multivariada dos itens (médias dos índices de simetria e de curtose dos itens de -.12 e -.14, res- pectivamente), foi testado o ajustamento da estrutura das variáveis (itens) a se- te modelos conceptuais:
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• Modelo 1: Um factor geral (g) em que saturam todos os itens;
• Modelo 2: Três factores oblíquos correspondentes às Áreas de Processa- mento Mental – ANALÍTICA(itens 1 a 15, subtestes 1, 2 e 3), PRÁTICA (itens 16 a 30, subtestes 4, 5 e 6) eCRIATIVA(itens 31 a 45, subtestes 7, 8 e 9); • Modelo 3: Três factores oblíquos correspondentes às Áreas de Conteúdo – VERBAL(itens dos subtestes 1, 4 e 7),QUANTITATIVA(itens dos subtestes 2, 5 e 8) eFIGURATIVA (itens dos subtestes 3, 6 e 9) – modelo multifacto- rial tradicional;
• Modelo 4: Nove factores ortogonais correspondentes aos nove subtestes; • Modelo 5: Modelo hierárquico com nove factores de primeira ordem e
um factor geral (g) de segunda ordem;
• Modelo 6: Modelo hierárquico com nove factores de primeira ordem e três factores oblíquos de segunda ordem, correspondentes às Áreas de Processamento Mental (ANALÍTICA, PRÁTICAe CRIATIVA) – modelo que re- presenta a Teoria Triárquica;
• Modelo 7: Modelo hierárquico com nove factores de primeira ordem e três factores oblíquos de segunda ordem correspondentes às Áreas de Conteúdo (VERBAL, QUANTITATIVAeFIGURATIVA).
Quadro 3 - Análise Factorial Confirmatória: Índices de ajustamento para os modelos testados (N=370) Índices
Modelos χ2 gl p χ2/gl GFI PGFI RMSEA CFI RFI TLI*
Modelo 1 1301.38 945 .00 1.38 .86 .79 .032 .74 .43 -- (g) Modelo 2 1292.72 942 .00 1.37 .86 .79 .032 .75 .43 .03 (APC) Modelo 3 1265.81 942 .00 1.34 .87 .79 .031 .77 .44 .11 (VQF) Modelo 4 1702.25 945 .00 1.80 .80 .73 .047 .45 .25 -- (9 factores ortogonais) Modelo 5 1162.19 936 .00 1.24 .88 .80 .026 .84 .48 .37 (9 factores /g)
Modelo 6 Não convergiu (9 factores/
APC)
Modelo 7 1158.78 933 .00 1.24 .88 .79 .026 .84 .48 .37
(9 factores/ VQF)
Estatísticas de Ajustamento:χ2/gl (χ2/ graus de liberdade); GFI (Goodness of Fit Index); PGFI (Parsimony
Goodness of Fit Index); RMSEA (Root Mean Square Error of Approximation); CFI ( Comparative Fit Index); RFI (Relative Fit Index); TLI (Tucker-Lewis Index)
* Comparação com o Modelo 1 Maria João Afonso
No QUADRO 3 encontra-se um resumo das estatísticas de ajustamento re- lativas a cada modelo testado. O modelo que se mostra menos ajustado aos dados é o Modelo 4, que postula 9 factores independentes, com um índice CFI muito baixo (.45) e um valor χ2/df relativamente elevado (1.80). O Modelo 1, que admite um único factor geral, para os mesmos graus de liberdade (945) apresenta índices de ajustamento mais favoráveis (CFI=.74 e χ2/df=1.38). Ainda assim, quer o Modelo 2 quer o Modelo 3, quando comparados com o Modelo 1 através do índice TLI, algo possível por serem nele embutidos, mos- tram incremento, ainda que muito ligeiro, respectivamente, .03 e .11. No Mo- delo 2 as correlações entre os factores, deixadas como parâmetros livres, são de .89 (Analítico-Criativo), .90 (Prático-Criativo) e .93 (Analítico-Prático) e no Modelo 3 são de .78 (Verbal-Quantitativo), .82 (Quantitativo-Figurativo) e .87 (Verbal-Figurativo). Os modelos 5 e 7 apresentam índices de ajustamento, e índices de incremento relativamente ao Modelo 1 (TLI=.37), notavelmente coin- cidentes, o que os torna equivalentes em termos de ajustamento à estrutura empírica dos dados e o Modelo 6 não convergiu, apesar do elevado número de iteracções ensaiado (500). Os índices RMSEA mais próximos de 0 e os ín- dices GFI mais próximos de 1 dos modelos 5 e 7 permitem considerá-los mais ajustados aos dados do que qualquer dos modelos de primeira ordem ou mul- tifactoriais.
Embora no conjunto os resultados pareçam de certo modo favoráveis à consideração de uma estrutura hierárquica para os itens do STAT-R, a estrutu- ra parece não assumir nesta amostra uma configuração concordante com a previsível à luz da Teoria Triárquica da Inteligência. Há aliás a assinalar que o modelo que assume os três factores postulados pela Teoria Triárquica (Modelo 6) não convergiu nesta amostra, à semelhança do que aconteceu no primeiro ensaio experimental (Afonso, 2005b). Também os estudos internacionais com diversas versões do STAT têm apresentado resultados pouco consistentes que, embora apontem por vezes no sentido de uma ligeira vantagem do Modelo Triárquico na descrição da estrutura dos dados, demonstram ainda assim a existência de modelos alternativos com níveis de ajustamento aos dados muito aproximados (Sternberg et al., 2000,2001).
Conclusão
A Teoria Trárquica da Inteligência propõe um alargamento da perspectiva diferencial de investigação e de avaliação da inteligência com consequências significativas no plano das aplicações, designadamente no domínio educativo.
Inteligência, educação e sucesso: As abordagens diferencial e sistémica da inteligência humana e suas implicações para a educação
Tratando-se de uma teoria sistémica, que define a inteligência contextualmen- te, não só amplia a gama de aptidões tomadas como pertinentes para o ajus- tamento ao meio, como articula níveis diferenciados de observação e análise da cognição humana (na acepção de Reuchlin, 1999/2002), desde o mais molecular (componentes de processamento da informação) ao mais molar (o sucesso adaptativo do comportamento em contexto). Deste modo, mais do que contestar a perspectiva tradicional, esta teoria parece contextualizá-la, ofere- cendo um quadro de referência mais integrado e compreensivo, donde mais próximo da realidade complexa do funcionamento cognitivo; parafraseando um título de Sternberg (2002a), intelligence is not just inside the head [a inteli- gência não está simplesmente na cabeça].
Apesar do enorme valor heurístico e hermenêutico da teoria, a sua opera- cionalização em métodos de medida parece ainda francamente limitada nos planos metrológico e conceptual. Uma diversidade de estudos de validação in- terna da teoria tem vindo a demonstrar a dificuldade de construção de medi- das da inteligência prática e da inteligência criativa, sobretudo enquanto se persiste em adoptar um formato semelhante ao dos testes tradicionais, com itens de resposta por escolha múltipla e de cotação dicotómica. A investigação ganhará em progredir no sentido de ampliar mais do que apenas a teoria: também a concepção subjacente à medida cognitiva, o formato dos instru- mentos e as técnicas de construção e investigação metrológica terão de evo- luir, tomando por referência a predição do sucesso subjectivo ou bem-estar, para lá do sucesso objectivo ou rendimento, e aproximando-se assim, nalguns aspectos, da avaliação das condutas conativas.
Retomemos por fim a pergunta inicial: Charles Darwin e Albert Einstein eram homens inteligentes? Se admitirmos como parte da definição de inteli- gência o sucesso subjectivo, a vivência íntima do ajustamento e do bem-estar, a resposta deveria ser em parte deles próprios. Podemos acreditar que, como qualquer ser humano, ambos tenham enfrentado momentos de desalento e de- sadaptação; mas o que fez o seu sucesso foi a forma notável como ambos os ultrapassaram e evoluíram, através de uma gestão eficaz dos seus recursos e oportunidades e baseando-se no reconhecimento das suas potencialidades e défices no plano cognitivo – nas palavras (de curiosa antecipação conceptual) de Einstein, nos planos do “pensamento abstracto”, da “imaginação” e da “capacidade prática” (cf. Pág. 339). Mais do que as obras que nos deixaram, testemunhos inquestionáveis do seu sucesso objectivo, foi a maneira como as construíram que terá feito deles homens inteligentes.
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