A construção da escala foi baseada em instrumentos que fazem parte do Programa de Avaliação Internacional de Estudantes (PISA), edição 2015, disponíveis no banco de dados da Organização para a Cooperação e Desenvolvimento Econômico (OCDE). Estes instrumentos são utilizados para avaliar as práticas docentes, o desempenho e as características sociodemográficas dos estudantes, a partir da percepção dos próprios estudantes. Os itens foram inspirados em questões do PISA, nas quais os alunos avaliam o feedback e o suporte fornecidos pelo professor e a adequação metodológica apresentada pelo professor em função de demandas dos alunos (INEP, 2016).

Os itens construídos foram submetidos à avaliação por cinco juízes especialistas, com formação superior e atuantes na área de pesquisa, e por 10 professores da educação básica. Solicitou-se a todos que avaliassem a pertinência dos itens ao construto práticas docentes e à compreensibilidade e legibilidade dos itens.

Professores atuando na educação básica foram recrutados a partir do contato direto das pesquisadoras com professores nas escolas públicas e particulares de um município do estado de São Paulo, e através de divulgação da pesquisa por meio de e-mail e redes sociais virtuais da pesquisadora principal. A amostra de conveniência foi, portanto, formada por professores brasileiros de todos os níveis da educação básica. Aos professores que aceitaram participar, foi enviado um link de acesso ao questionário em formato online, disponibilizado pela plataforma Google Forms.

Responderam à escala 477 professores brasileiros da educação básica. O N amostral foi considerado adequado para a avaliação da estrutura fatorial da escala, considerando o critério da participação de no mínimo 10 respondentes por item da escala (Hair, Black, Babin, Anderson, & Tatham, 2009). A amostra foi composta prioritariamente por mulheres (81,2%) que exercem a profissão no estado de São Paulo (71,5%), com idade média de 40,08 anos (DP = 10,23, Mín. = 20, Máx. = 70 anos). O tempo médio de atuação como docente foi de 12,7 anos (DP = 9,16), sendo que 26 participantes declararam ter menos de um ano de experiência e um participante declarou ter 49 anos de atuação. A maior parte dos professores apresentou formação no ensino superior, com ou sem especializações de curta duração (83,5%), na área de Humanidades (71,7%). A maioria atuava na rede pública de ensino (67,1%), nos diversos níveis: 37,1%, no ensino fundamental; 17,6%, no ensino médio; 9,9%, na educação infantil e; 35,4%, em dois ou mais níveis de ensino.

Inicialmente, foram criados 25 itens, todos em formato de frase afirmativa e em primeira pessoa. As opções de resposta foram dispostas em uma escala de cinco pontos, variando de “nunca” (1) a “sempre” (5).

Os juízes sugeriram a substituição do termo “alunos” pelo termo “estudantes”, e as respostas “nunca” a “sempre” por “raramente” (1) a “frequentemente” (5). Juízes e professores apontaram a pertinência dos itens ao construto práticas docentes. No entanto, dois juízes recomendaram a retirada de itens que foram considerados repetidos. A repetição também foi apontada pelos professores. Três professores apontaram a impossibilidade de adoção das práticas sugeridas nos itens relacionados à diversificação do ambiente e dos recursos e à personalização das atividades. Apontaram, como fatores contrários à realização destas práticas, a obrigatoriedade do uso de materiais apostilados e a ausência de apoio institucional para promoção de atividades diferentes daquelas pré-determinadas.

As sugestões dos juízes e do público-alvo quanto à repetição dos itens levou à modificação e à exclusão de itens, resultando em uma escala composta por 17 itens (Tabela 1).

Tabela 1

Os resultados obtidos nesta fase demonstraram que a escala apresentou evidências de validade de face e de conteúdo (Cohen, Swerdlik, & Sturman, 2014), e foi, portanto, utilizada na fase 2.

A análise descritiva dos itens mostrou que os respondentes utilizaram a amplitude total da escala, tendo sido selecionados os valores mínimos e máximos em todos os itens. (Tabela 2). Os valores das médias e medianas obtidos nos itens foram altos, variando entre 4 e 5, com exceção dos itens 2 e 7, que apresentaram valores menores, porém ainda superiores ao valor médio da escala de resposta. A distribuição das respostas foi assimétrica negativa em todos os itens e o achatamento variou amplamente entre os itens, com medidas de curtose variando desde K = -0,8 até K = 5,3, sendo este último valor alto, mas dentro dos limites estabelecidos por Kline (2013) (Tabela 2).

Tabela 2

Conduziu-se, ainda, o cálculo de correlação de Pearson entre os itens que resultaram em coeficientes significativos e positivos entre r = 0,11 e r = 0,67 (Tabela 3).

Tabela 3

Os valores de KMO = 0,926 e de esfericidade de Bartlett = 3610₍₁₃₆₎, p < 0.001 mostraram adequação dos dados para a realização da análise fatorial exploratória (AFE). Esta foi conduzida usando-se o método de extração de componentes principais e rotação Oblimin. Para a decisão sobre o número de fatores a serem retidos, utilizamos os critérios de Kaiser e de Catell. Ao contrário da hipótese inicial, a análise fatorial sugeriu a retenção de três fatores: uma dimensão com maior número de itens e duas outras dimensões com menor número de itens. As três dimensões, juntas, explicaram 48,6% da variância total do instrumento. No entanto, considerando-se como critério de corte cargas fatoriais acima de 0,4, observou-se que a terceira dimensão era formada por itens com cargas fatoriais baixas e que apresentavam cross-loading. Optou-se, portanto, por eliminar os itens com cross-loading (itens 5,6 e 10) e com carga fatorial abaixo de 0,4 (item 8).

Após as eliminações os 13 itens restantes foram submetidos a nova AFE, resultando na extração de dois fatores que explicaram 49,4% da variância total dos dados (Tabela 4).

Tabela 4

O modelo de estrutura bidimensional (Figura 1) mostrou índices de ajuste adequados: χ ² ₍₆₄₎ = 264, p < 0,001; χ ² /gl = 4,137; CFI = 0,928, RMSEA= 0,081 (IC 90%) GFI = 0,921.

Nota. As formas ovais representam os construtos latentes e os retângulos representam os itens que os expressam; os círculos representam possíveis os efeitos externos ao modelo, os quais são indeterminados e denominados de erros.

Procedeu-se à análise de confiabilidade calculando-se o alfa de Cronbach com os itens pertencentes a cada dimensão. A dimensão 1, denominada Grupo, apresentou α = 0,79 e reuniu oito itens referentes às práticas docentes voltadas para a classe de alunos como um todo. A dimensão 2, denominada Personalização apresentou α = 0,89 e reuniu cinco itens referentes às práticas docentes voltadas para os estudantes individualmente. Os escores individuais dos professores nas dimensões da escala foram calculados a partir da média aritmética dos itens componentes de cada dimensão.

Os escores em ambas as dimensões apresentaram distribuição significativamente diferente da distribuição normal (Grupo KS = 0,34; g/l = 477; p < 0,01; Personalização KS = 0,21; g/l = 477; p < 0,01). Houve significativamente (Z = -11,57 p < 0,01) maior frequência de práticas voltadas para o grupo (M = 4,5 DP = 0,68) que práticas personalizadas (M = 4,01, DP = 0,92). A correlação entre as duas dimensões foi positiva e moderada (r = 0,51).

Finalmente, foram testadas as diferenças de práticas docentes entre grupos quanto ao gênero (feminino e masculino), escolaridade (ensino superior e pós-graduação), idade (mais novos - de 20 a 39 anos - e mais velhos - de 40 a 75 anos) e tempo de atuação docente (menos experientes - de zero a 11 anos - e mais experientes - de 12 a 49 anos). Estes últimos foram agrupados pela divisão em quartis e categorizados em faixa etária e de tempo. Para a comparação, utilizou-se a grupo formado pelas duas faixas menores e pelas duas faixas maiores. As práticas variaram significativamente com a idade (U = 24599,5; p = 0,04), sendo menor a frequência do relato de práticas voltadas para o grupo pelos professores mais velhos (M = 4,4; DP = 0,71) do que pelos mais novos (M = 4,6; DP = 0,64). Houve também significativamente (U = 24121,5; p = 0,02) maior relato de práticas personalizadas pelos professores mais velhos (M = 4,1; DP = 0,90) que pelos novos (M = 3,9; DP = 0,93). Houve diferença significativa no relato de práticas personalizadas quanto ao gênero (U = 13926,4; p=0,02) e a escolaridade dos professores (U = 12773,0; p = 0,05). Mulheres relatam maior frequência destas (M = 4,1; DP = 0,9) que os homens (M = 3,7; DP = 0,9). Os professores graduados relataram maior frequência das práticas personalizadas (M = 4,1; DP = 0,91) do que os professores pós-graduados (M = 3,7; DP = 0,95).

As práticas docentes não diferiram em relação ao tempo de experiência do docente. Professores mais e menos experientes relatam frequências semelhantes de práticas voltadas o grupo (M = 4,5; DP = 0,73 e M = 4,5; DP = 0,62, respectivamente) e de práticas personalizadas (M = 3,9; DP = 0,91 e M = 4,0; DP = 0,93, respectivamente).