A fase extensiva do estudo teve como propósito a identificação da variação da autoeficácia específica entre o primeiro e segundo momento do estudo.
3.1 Instrumento | Escala de Autoeficácia Específica
Para a avaliação da autoeficácia específica, aplicámos um questionário referente à perceção acerca do nível de dificuldade dos professores estagiários no ensino em Educação Física: a Escala de autoeficácia específica (Onofre, 2000).
3.1.1 Apresentação e validação da escala.
Para a avaliação da autoeficácia específica, optámos pelo recurso à escala validada por Onofre (2000). No que respeita à validade de conteúdo, a elaboração deste instrumento assumiu que a autoeficácia específica integrava quatro dimensões teóricas referentes às dimensões de intervenção pedagógica, associadas a condições de sucesso no contexto do processo de ensino- aprendizagem em Educação Física: Instrução, Organização, Clima Relacional e Disciplina (Carreiro da Costa, 1991; Onofre, 2000; Siedentop, 1991). Foi também propósito da construção deste instrumento garantir a especificidade microanalítica do sentimento de capacidade no ensino da Educação Física. A este respeito, Tschannen-Moran et al. (1998, p. 215) referem: “teacher efficacy has been defined as both context and subject-matter specific”.
A escala original é composta por 63 itens, sendo as respostas fornecidas numa escala de Likert para avaliar, de forma combinada, a frequência com que é sentida a dificuldade e o seu nível de ocorrência. Assim, a escala é composta por 4 níveis: Sempre fácil (1); A maior parte das vezes fácil (2); A maior parte das vezes difícil (3); Sempre difícil (4), acrescidos de uma solução de resposta para o caso do item não ser significativo para o respondente - Não me preocupo com isso nas aulas (X). No seu conjunto, os 63 itens constituem os indicadores do conceito de autoeficácia específica.
Uma vez que o instrumento já se encontrava validado para professores de Educação Física por Onofre (2000), procedemos à sua utilização com uma única adaptação referente à escala de resposta (anexo G). Era nossa intenção avaliar a frequência relativa ao grau de dificuldade dos professores estagiários, quando confrontados com as situações específicas enunciadas nos itens do questionário, pelo que optámos por recorrer a uma escala de Likert simples, não integrando a combinação desta escala com a referência à existência de preocupação com as situações enunciadas. Esta decisão teve, na sua base, o facto de considerarmos que os
130
professores estagiários apresentavam as condições necessárias à resposta aos aspetos considerados na escala. Em paralelo, a possibilidade de não responder a qualquer um dos itens era consagrada sempre como uma escolha possível por parte dos respondentes, sendo esta alternativa devidamente explicitada, aquando da aplicação do instrumento.
Considerando que Onofre (2000) havia efetuado a análise de componentes principais do questionário com uma amostra de 96 professores para um total de 63 itens, optámos por efetuar a mesma análise com uma amostra de maior dimensão. Assim, e de acordo com Hill e Hill (2009), para uma escala composta por 63 itens, seriam necessárias 5 respostas válidas por variável, isto é, pelo menos, 315 respostas.
Procedemos então à análise da correlação entre as variáveis, obtendo um KMO = 0.903 e um teste de Bartlett = 8519.921, p < .000 (anexo H). Garantida a qualidade das correlações entre as variáveis, aplicámos a técnica de análise de componentes principais. Numa primeira fase, procedemos à extração dos fatores sem indicação de rotação, de modo a analisar as características dos fatores encontrados. A solução obtida apresentava uma estrutura de 16 fatores, sendo que o primeiro explicava 23.798% da variância total e o segundo era responsável apenas por 4.814%. A variância nos restantes fatores era sucessivamente inferior, assumindo valores entre 4.277% (3.º fator) e 1.598% (16.º fator). Uma vez que a indicação de extração dos fatores com valor aproximado de 1 se trata apenas de um valor assumido empiricamente (Maroco, 2010), tal como é sugerido pelo autor, optámos pela interpretação do scree plot que permitiu verificar, de forma clara, a existência de apenas um fator. Mantendo o critério de saturação dos itens a um valor de 0.4 verificámos que 52 dos itens saturavam de forma significativa no primeiro fator, sendo que 2 deles também apresentavam uma saturação acima de 0.4 noutro fator. Paralelamente, embora onze itens não saturassem significativa e/ou unicamente neste fator, 10 deles tinham um valor de saturação superior a 0.3 que alguns autores consideram suficiente para associar o item ao fator (Bryman & Cramer, 1992). Apenas um item apresentava um valor inferior a 0.3 (esse item evidenciava uma saturação de 0.299 nesta componente). Para esclarecimento da saturação dos itens nas componentes, procedemos à utilização da rotação ortogonal Varimax, no entanto os resultados previamente alcançados não sofreram alterações.
O valor da consistência interna da escala foi de 0.946, dentro dos valores considerados como excelente por Hill e Hill (2009). Depois de efetuado o teste, foi-nos possível constatar que a eliminação de qualquer fator conduziria à diminuição ou manutenção deste valor.
131
Em síntese, e tendo por base o estudo da escala efetuado, tal como Onofre (2000) optámos por utilizar o questionário com todos os itens, assumindo a sua adequação à medida do constructo de autoeficácia específica.
3.1.2 Amostra.
Tal como é apresentado na tabela 3, num primeiro momento, a nossa amostra foi de 357 professores estagiários oriundos de seis instituições portuguesas de ensino superior. Todos os estagiários se encontravam a frequentar o estágio pedagógico em Educação Física.
Tabela 3 – Caracterização da amostra: frequência absoluta e frequência relativa das variáveis instituição, género, nível de lecionação, experiência anterior de ensino
Instituição Total N (%)
Género Nível de lecionação Experiência anterior de ensino Feminino N (%) Masculino N (%) 3º Ciclo N (%) Secundário N (%) Sim N (%) Não N (%) 1 72 (20.2) 29 (40.3) 43 (59.7) 47 (65.3) 25 (34.7) 50 (69.4) 22 (30.6) 2 48 (13.4) 10 (20.8) 38 (79.2) 31 (64.6) 17 (35.4) 27 (56.3) 21 (43.8) 3 72 (20.2) 22 (30.6) 50 (69.4) 24 (33.3) 48 (66.7) 58 (80.6) 14 (19.4) 4 99 (27.7) 22 (22.2) 77 (77.8) 62 (62.6) 37 (37.4) 56 (56.6) 43 (43.4) 5 33 (9.2) 16 (48.5) 17 (51.5) 23 (69.7) 10 (30.3) 16 (48.5) 17 (51.5) 6 33 (9.2) 7 (21.2) 26 (78.8) 22 (66.7) 11 (33.3) 25 (75.8) 8 (24.2) Total 357 (100.0) 106 (29.7) 251 (70.3) 209 (58.5) 148 (41.5) 232 (65.0) 125 (35.0) No que respeita ao género, verificou-se uma expressiva maioria de professores estagiários do género masculino, tal como sucede quando observamos a distribuição por género das próprias instituições.
Relativamente à distribuição dos estagiários pelas instituições, uma delas contribuiu com uma percentagem de professores estagiários de 27.7%, duas com 20.2%, uma com 13.4% e as restantes com 9.2% da amostra. Esta desigualdade reflete a proporção relativa de professores estagiários inscritos em cada instituição.
Apesar de haver uma distribuição relativamente equilibrada entre ciclos de escolaridade, a maioria dos professores estagiários estava a realizar o seu estágio no terceiro ciclo. No que concerne à experiência anterior de ensino, é possível verificar que a maioria dos professores estagiários já detinha essa experiência antes de iniciar o estágio pedagógico.
3.1.3 Recolha de dados.
Para além da Escala de autoeficácia específica, numa primeira parte do instrumento pretendeu- se a recolha de dados pessoais dos respondentes: nome; ano de escolaridade que o professor estagiário lecionava no estágio, escola de formação inicial e experiência anterior de lecionação. A identificação nominal dos professores estagiários foi solicitada com o intuito de posterior
132
reconhecimento e contacto dos mesmos para podermos prosseguir a pesquisa na fase intensiva correspondente aos estudos de caso.
Uma vez que o questionário foi aplicado em várias zonas do país, por questões inerentes à economia temporal e às características do objeto de inquirição, optámos pela aplicação por autoadministração (Ghiglione & Matalon, 1993). Em quatro das instituições, entregámos e recolhemos os questionários no mesmo dia, pessoalmente. Nas restantes duas, recorremos ao envio via correio, uma vez que a entrega direta dos questionários não constituía uma possibilidade. Para esse efeito, os questionários foram previamente preparados com instruções precisas sobre os seus objetivos e os procedimentos de resposta. Para a sua aplicação efetuaram- se contactos formais com as administrações das instituições envolvidas no estudo, de forma direta ou através dos coordenadores de estágio.
Na primeira fase, foram distribuídos 383 questionários, tendo-se obtido, até à data limite que havíamos definido, 357 respostas (taxa de retorno de resposta: 93%). Na segunda fase distribuímos 315 questionários, obtendo-se um retorno de 263 (taxa de retorno de resposta: 83%). Em ambas as fases, a taxa global de retorno foi muito boa, fundamentalmente pelo facto de, como já foi anteriormente referido, em quatro das instituições a entrega e recolha dos questionários ter sido efetuada no mesmo dia, tendo-se obtido uma taxa de resposta de 100%. As taxas de resposta dos questionários enviados por via postal foram inferiores. Na primeira fase, corresponderam a 83% na média das duas instituições e na segunda fase rondaram os 55%. Ainda assim, as taxas de retorno da segunda fase (via postal) foram muito satisfatórias, tendo ultrapassado o valor limite previsto por Ghiglione e Matalon (1993) e Creswell (2012), de 10%, e 50% respetivamente.
Considerando que a variável do estudo exigia a existência de dois questionários válidos por indivíduo, obtivemos uma amostra final de 263 professores estagiários. Assim, entre a primeira e segunda recolha, mantivemos 74% da amostra inicial.
133