1 INTRODUÇÃO

O atual enquadramento legislativo português é considerado pioneiro, sobretudo por explicitar que a educação inclusiva diz respeito a todos os alunos, determinando um modelo de intervenção multinível para a sua participação e aprendizagem (^{Alves et al., 2020}; Organisation for Economic Co-operation and Development [OECD], ²⁰²², ²⁰²³; Organização das Nações Unidas para a Educação, a Ciência e a Cultura [UNESCO], ²⁰²⁰). Neste contexto, as escolas parecem estar alinhadas com as políticas públicas (^{Mogarro & Borges, 2021}); no entanto, é reconhecida a escassez de dados que permitam monitorizar (^{Santos, 2022}) e aperfeiçoar as medidas determinadas pela legislação, sobretudo desde a publicação do mais recente diploma normativo (Decreto-Lei nº 54/²⁰¹⁸).

Apesar do vasto leque de instrumentos sobre atitudes/crenças dos professores face à educação inclusiva, observa-se que as vozes dos alunos parecem ter, ainda, pouca relevância (^{Mangiaracina et al., 2021}), apesar da sua participação ser fundamental para uma educação efetivamente inclusiva (^{De Leeuw et al., 2018}; ^{Messiou, 2019}) e por permitir ao professor ter maior conhecimento sobre os alunos, melhorando a sua atuação (^{Freire & Moreira, 2021}; OECD, 2023). Em Portugal, não parecem existir instrumentos validados, direcionados para diminuir as barreiras à aprendizagem e aumentar a participação de todos os alunos, considerando a diversidade e a inclusão numa perspetiva ampla, que não se foque apenas nas questões da deficiência, e que combinem as perceções dos alunos e professores. Baseados nesta escassez de instrumentos, é nosso objetivo apresentar o desenvolvimento e validação de um questionário sobre perceções, práticas e culturas inclusivas, que inclua uma dupla versão (professores e alunos), numa estratégia multipercetiva que instigue a reflexão, permita apoiar processos de melhoria da escola, tendo em consideração as perspetivas dos dois intervenientes mais relevantes no processo de ensino-aprendizagem e que possibilite informar a comunidade científica sobre a realidade vivenciada nas escolas.

2 REVISÃO DA LITERATURA

Um dos instrumentos mais utilizados para apoiar e monitorizar a inclusão nas escolas é o Índex para a Inclusão (^{Booth & Ainscow, 2016}), que apresenta um conjunto de instrumentos, dirigidos aos diferentes atores educativos, a partir de três dimensões: culturas, políticas e práticas inclusivas. No entanto, para além de não haver dados sobre a validação do questionário para professores para o contexto português, este tem sido utilizado, essencialmente, como instrumento de autoavaliação qualitativo (^{Fernández-Archilla et al., 2020}). Há necessidade de se prestar uma atenção particular à utilização de instrumentos com qualidades métricas bem comprovadas (^{Santos, 2022}), visando a validade externa. Em relação à versão para os alunos, existe uma versão, validada em Espanha (^{Fernández-Archilla et al., 2020}), com 38 itens de resposta fechada, cotados através de uma escala tipo Likert, de três pontos: discordo, não concordo nem discordo, concordo. Este apresenta uma consistência interna e estabilidade temporal elevadas (α=.84, r=.86), confirmando a fiabilidade da escala. No entanto, a amostra reduzida e circunscrita geograficamente a uma única província, o facto da análise confirmatória ter conduzido à remoção de 25 itens do questionário inicial e por não se focar nas estratégias e práticas utilizadas pelos professores nas aulas, não permite responder a uma componente essencial do nosso estudo: as perceções dos alunos sobre as práticas dos professores.

O instrumento The Perceptions of Inclusion Questionnaire [PIQ] (^{Venetz et al., 2015}), traduzido em 25 idiomas, apresenta versões para alunos (do 3º ao 9º ano), pais e professores, sobre aspetos da inclusão na escola (perceções dos alunos sobre capacidades, competências e pREFERÊNCIAS próprias face às aprendizagens e às relações com os pares). Os 12 itens são iguais nas três versões e respondidos por uma escala tipo Likert de quatro opções: de “completamente falso” a “completamente verdadeiro”. As qualidades métricas parecem apontar para valores aceitáveis em alguns contextos europeus (^{Schwab & Alnahdi, 2020}; ^{Zwierzchowska et al., 2022}) apesar de apresentar algumas fragilidades: índices de confiabilidade não aceitáveis para as dimensões inclusão social (α=.63) e autoconceito académico (α=.68) (^{Knickenberg et al., 2022}).

^{Kaldi et al. (2018)} validaram o questionário Teachers’ views of pupil diversity, no contexto grego, para captar as perceções e opiniões dos professores do ensino primário, sobre as vantagens e desvantagens da diversidade dos alunos na sala de aula, identificando adaptações e práticas de implementação curricular. Os 22 itens são respondidos por uma escala de Likert de concordância, de cinco opções. A análise fatorial exploratória (AFE) indicia uma solução de quatro fatores, com valores de consistência interna entre .50 (fator D) e .83 (fator A) (^{Kaldi et al., 2018}). Este instrumento não cobre todas as dimensões que o nosso estudo integra, nomeadamente, as práticas que os professores mobilizam nas suas aulas.

O questionário Attitudes towards Inclusive Education for All (^{Kielblock, 2018}) foi validado na Alemanha, integrando as atitudes face à educação inclusiva e a eficácia na implementação de uma educação inclusiva. Inclui 64 itens de resposta fechada, cotados através de uma escala de Likert de concordância, de sete pontos, desde -3 (“very strongly disagree”) a + 3 (“very strongly agree”) e obteve índices aceitáveis de consistência interna na versão alemã (.63>α<.76) e australiana (.71>α<.79) (^{Kielblock, 2018}). Contudo, este instrumento não considera as diferenças do enquadramento legislativo e concetual sobre educação inclusiva, nos diferentes países (^{Kielblock, 2018}).

A escala Themis Inclusion Tool (^{Azorín et al., 2019}) foi desenvolvida em Espanha, para a autoavaliação da implementação da inclusão, identificando-se áreas fortes e a promover, com o objetivo de se planear novos procedimentos para escolas mais inclusivas, na perspetiva dos professores em três dimensões: contextos, recursos e processos (^{Azorín et al., 2019}). Os 65 itens organizam-se em três categorias, sendo cotados através de uma escala de Likert de concordância, de cinco pontos. Este questionário foi validado para o contexto português (^{Carvalho et al., 2022}), incluindo um total de 24 itens, de resposta fechada e mantendo a escala de Likert original. A extração final da AFE originou dois fatores, explicando 43.56% da variância total, com valores de consistência interna superior de .81 (recursos) e .90 (práticas), e correlações fracas a moderadas (02>r<.59) (^{Carvalho et al., 2022}). Esta versão não se foca, particularmente e de forma consistente, em aspetos da sala de aula, como o desenvolvimento do trabalho e a relação entre o professor e os alunos, sendo necessários mais dados sobre as qualidades métricas.

Tal como se constata, apesar da existência de diversos instrumentos, identificam-se fragilidades: (i) concetuais, não se alinhando com as mais recentes mudanças do quadro legislativo português e por não abrangerem uma perspetiva pluripercetiva; e (ii) metodológicas, não apresentando dados robustos quanto às suas qualidades métricas, o que limita a validade e fiabilidade dos dados recolhidos (^{Santos, 2022}). Motivados pela ausência de evidências, sentiu-se a necessidade de construir um questionário, com qualidades métricas comprovadas, que contemplasse uma dupla versão (para professores e para alunos) para a recolha de dados dos principais intervenientes no processo educativo. A perspetiva quantitativa permitirá a recolha de informação baseada em evidências robustas que fundamentarão as eventuais propostas de mudança, para uma escola mais inclusiva, articuladas no conhecimento de dois dos principais grupos-alvo e promovendo o desenvolvimento profissional dos professores.

3 MÉTODO

Esta seção trata da amostra da pesquisa, do instrumento utilizado para a coleta de dados e os procedimentos de recolha e análise de dados.

4 RESULTADOS

A apresentação dos resultados inicia-se com a análise da validade de conteúdo pelos peritos, mediante os índices (IVC): item (IVC_I), acordo universal (IVC_AU) e média da escala (IVC_M) para professores (Tabela 1) e alunos (Tabela 2), proporção de acordo entre peritos (Tabela 3) e Kappa de Cohen (Tabela 4) na dupla versão (professores e alunos). Numa fase posterior, as respostas 1 e 2, e as 3 e 4, foram dicotomizadas em não tendo validade do conteúdo/irrelevante e validade de conteúdo/relevante (^{Polit & Beck, 2006}; ^{Wynd et al., 2003}; ^{Yaghmaie, 2003}), respetivamente. A validade de conteúdo, apesar de uma medida descurada, nos últimos anos, tem vindo a assumir um peso cada vez maior na validação de instrumentos (International Test Commission [ITC], ²⁰¹⁷), dada a dependência sociocultural de alguns dos constructos. Esta análise permite avaliar a relevância dos indicadores e a representatividade do constructo (^{Wynd et al., 2003}; Yaghamie, 2003). Os valores de corte assumidos para esta análise e, dado o número de peritos ser superior a seis (^{Polit & Beck, 2006}), foram os recomendados pela literatura: IVC_I>.78, IVC_AU>.80 e IVC_M<.90 (^{Polit & Beck, 2006}; ^{Wynd et al., 2003}).

Tal como se constata pela Tabela 1, todos os itens obtiveram resultados superiores a .90 na categoria da relevância, o que indiciou a sua representatividade e importância para a análise do constructo em questão. No que se refere aos restantes critérios, em todos os que obtiveram valores inferiores a .78, houve uma atenção particular à sua reformulação no sentido de clarificar e simplificar o item-questão. Realça-se, no entanto, a tendência para valores superiores a .80, o que confere segurança na sua permanência. Os valores do IVC_M corroboram esta situação, o mesmo não acontecendo com o IVC_AU. Contudo, e dado o valor de .70 no critério da relevância, muito próximo do reportado pela literatura, a decisão foi aceitar todos os itens.

Na versão dos alunos, todos os itens foram considerados representativos: IVC>.90, e valores otimais ao nível dos IVC_AU e IVC_M. É interessante referir que, do ponto de vista da clareza/relevância e ambiguidade, o IVC_AU revelou a necessidade de reformulação de alguns itens. Tal como na versão dos professores, mantiveram-se todos os itens.

Os acordos entre os peritos foram muito fortes, tendo-se verificado valores inferiores, apenas, no que se relaciona com o Perito 2, ao nível da clareza/simplicidade e ambiguidade dos itens; eventualmente pela dificuldade que antevê que alunos mais jovens e com dificuldades intelectuais e maiores necessidades de apoio possam sentir na interpretação dos itens. Uma solução seria retirar a avaliação realizada por este perito, porém, dada a relevância do seu contributo, a decisão foi manter, corroborando a representatividade dos itens e o facto destes valores também poderem ser explicados pelo número de peritos, pois um simples desacordo influencia o decréscimo do acordo geral (^{Polit & Beck, 2006}). Finalmente, foi calculado o Kappa de Cohen, para a obtenção de dados sobre o acordo, incluindo o acaso, considerando-se que: o acordo é pobre se inferior a .40, moderado entre .41 e 60, bom se entre .61 e .75, e excelente se superior a .75 (^{Viera & Garret, 2005}; ^{Wynd et al., 2003}). Valores entre .61 e 80 apontam um acordo substancial, e excelente se entre .81 e .99 (^{Viera & Garret, 2005}).

Os valores de Kappa variam entre 1 e -1, com valores positivos, a indicar o acordo entre peritos. Os resultados tendem para acordos moderados, apesar de se verificarem valores inferiores a .30, eventualmente justificados pelo acordo total dos peritos.

Depois desta primeira validade (de conteúdo), que confirmou a representatividade dos itens, foi analisada a fiabilidade pela consistência interna (alpha de Cronbach α) e estabilidade temporal (r), através da técnica do teste-reteste com a aplicação do instrumento aos mesmos participantes (n=10), em dois momentos diferentes, com um intervalo de duas a três semanas, utilizando o coeficiente de correlação de Pearson, para verificar a coerência das respostas nos dois momentos (^{Marôco, 2021}). Estes valores são apresentados na Tabela 5. Considerando os itens formulados pela negativa, na versão dos professores, foi necessário recodificar as variáveis, invertendo os valores de dez itens (Secção 1: itens 2, 3, 6, 7, 8, 16, 17. Secção 2: itens 15, 18. Secção 3: item 12). Os valores de referência assumidos foram: excelentes se α>.80, adequados se situados entre .70 e .80 e inadequados se inferiores a .70 (^{Noonan et al., 2009}). No âmbito dos coeficientes de correlação de Pearson (r), considera-se que valores inferiores a .40 são fracos, entre .40 e .69 são moderados, consideram-se elevados se localizados entre .70 e .80 e muito bons se superiores a .90 (^{Pestana & Gageiro, 2008}). Ainda na Tabela 5 é apresentada a frequência e percentagem das respostas a cada item, nas duas versões.

Os valores apresentados apontam para a consistência das respostas e os totais são elevados: α = .83 e α = .95, na versão professores e alunos, respetivamente. No âmbito da estabilidade temporal, a tendência manteve-se com valores excelentes, a nível total (α = .92_profs e α = .80_alunos).

Na validade de constructo (Tabela 6), estudaram-se as intercorrelações entre as várias secções da escala, tentando perceber qual a sua eventual relação (^{Pestana & Gageiro, 2008}), e procedeu-se à análise fatorial exploratória [AFE] (Tabela 7), utilizando-se o método de estimação do maximum likehood, com rotação varimax, baseados nos índices de Kaiser-Meyer-Olkin (KMO) e o teste de esfericidade de Bartlett (^{Pestana & Gageiro, 2008}).

De uma forma geral, as correlações entre as secções na versão professores são moderadas, apesar de contribuírem de forma significativa para o total. Finalmente, a AFE baseou-se nos critérios para a manutenção dos itens: eigenvalues superiores a 1, scree plot, e valores dos componentes >.40 (^{Pestana & Gageiro, 2008}).

A AFE da versão dos professores parece apontar uma solução trifatorial, explicando cerca de 41,88% da variância total, mantendo-se todos os itens, incluindo os três que apresentaram valores <.40. A versão dos alunos, na sua solução unidimensional (o critério de um mínimo de três itens por fator não se verificou), explica 48% da variância total.

5 DISCUSSÃO E CONCLUSÕES

O presente estudo apresentou o Questionário sobre educação inclusiva, para professores e alunos do ensino básico e secundário, como ferramenta robusta para monitorizar e avaliar a educação inclusiva e para promover o desenvolvimento profissional dos professores (^{OECD, 2022}, ²⁰²³). A visão educativa implica a ação de todos os intervenientes realçando-se, para além da ação fundamental do professor (^{OECD, 2023}; ^{Schwab & Alnahdi, 2020}; ^{UNESCO, 2020}), a participação do próprio aluno no processo de aprendizagem (^{De Leeuw et al., 2018}; ^{Freire & Moreira, 2021}; ^{Mangiaracina et al., 2021}; ^{Messiou, 2019}). A escassez de instrumentos que incluam a estratégia multipercetiva (^{Venetz et al., 2015}) justificam a pertinência do estudo, que procura colmatar uma lacuna e contribuir para processos de monitorização da prática educativa. Os instrumentos existentes parecem apresentar fragilidades: (i) a nível conceptual e cultural, pois nem sempre se articulam com os atuais normativos, terminologia e abordagens mais inclusivas; (ii) metodológicas, face à inexistência de dados conclusivos sobre as qualidades métricas (^{Kaldi et al., 2018}; ^{Knickenberg et al., 2022}; ^{Schwab & Alnahdi, 2020}; ^{Zwierzchowska et al., 2022}); e (iii) multipercetivas, verificando-se a tendência para questionários dirigidos aos professores (^{Mangiaracina et al., 2021}).

Numa primeira fase, e depois de estabelecida a versão inicial: com uma base de mais de 100 itens, na versão do professor, e de 30, na versão do aluno, tendo ficado reduzida a 49 e 24 itens, respetivamente, após uma primeira análise pelas três investigadoras, eliminaram-se os itens redundantes, perguntas múltiplas e questões que não se relacionavam diretamente com o objetivo do instrumento. A versão pré-final foi submetida à avaliação de dez peritos para a análise da validade de conteúdo, por ser a base para a continuação do processo de validação (^{ITC, 2017}). Todos os itens foram considerados como representativos (IVC>.90) do construto a avaliar, apesar da necessidade de reformulações e/ou supressões, em vários itens, dado os valores mais baixos nas categorias de clareza/simplicidade/ambiguidade, consoante as observações qualitativas levantadas pelos peritos. Apesar dos valores elevados ao nível do IVC_I e IVC_M, há que realçar a cautela na análise do IVC_AU que parece ter sido mais baixo do que seria expectável (^{Polit & Beck, 2006}; ^{Wynd et al., 2003}; Yagmhaie, 2003). Todavia, e dado o valor de .70, próximo do recomendado, optou-se por manter todos os itens. Na versão dos alunos, os valores foram mais robustos em todos os índices e, por isso, mantiveram-se todos os itens.

Não obstante, e visando uma melhor compreensão das questões, em ambas as versões, procederam-se a reformulações identificadas pelos peritos - e.g.: versão dos professores “A (legislação sobre) inclusão representa uma mudança negativa no sistema educativo”; e, na versão dos alunos, o item “Eu contribuo para reduzir a insatisfação e mau comportamento”, foi simplificado para “Cumpro as regras de sala de aula/da escola”. Dada a insuficiência do cálculo do IVC sobre dados relativos ao ajustamento de acordo, cálculo da proporção de acordo entre peritos (^{Polit & Beck, 2006}; ^{Yaghmaie, 2003}), observando-se acordos fortes, mas destacando-se os valores mais baixos no Perito 2, que suscitou algumas reservas sobre as dificuldades de compreensão em especial dos estudantes. Os valores Kappa de Cohen apontam para acordos fracos a moderados (^{Viera & Garret, 2005}; ^{Wynd et al., 2003}). É de recordar que o número de peritos influencia o acordo pois um simples desacordo irá influenciar o acordo total (^{Polit & Beck, 2006}). A maioria dos estudos existentes, mesmo com uma descrição dos procedimentos de análise da validade de conteúdo, não apresenta valores nesta qualidade basilar.

A fiabilidade foi confirmada, obtendo-se valores globais, em ambas as versões, elevados, ao nível da consistência interna e da estabilidade temporal, mesmo considerando a sua dependência do número amostral, variando diretamente com o seu aumento (^{Souza et al., 2017}). A fiabilidade da versão dos alunos foi excelente e superior a outros estudos (^{Fernández-Archilla et al., 2020}; ^{Kielblock, 2018}; ^{Knickenberg et al., 2022}; ^{Schwab & Alnahdi, 2020}; ^{Zwierzchowska et al., 2022}). A análise de constructo revela correlações que contribuem de forma significativa e moderada para o total, embora as correlações entre as secções (perceções sobre diversidade e inclusão, culturas e práticas), na versão professores, sejam moderadas (r < .40), inferindo-se que as perceções dos próprios nem sempre se sintonizam com as culturas político-administrativas e que nem sempre se refletem na prática, havendo necessidade de se também analisar, não só o percecionado, como o que se implementa na prática (Azorin et al., 2019; ^{Fernández-Archilla et al., 2020}; ^{Kaldi et al., 2018}; ^{Kielblock, 2018}). A inclusão deve ser entendida ao nível da política e das atitudes/culturas e como a sua interrelação se aplica na prática. A existência de normativos, por si só, não consegue garantir a mudança, pelo menos imediata, sobre crenças e ideias pré-existentes sobre alunos com insucesso académico, pelos mais variados motivos. Finalmente, a análise exploratória parece apontar uma solução trifatorial, na versão dos professores, que se ajusta ao enquadramento conceptual e que reporta o peso destes fatores na compreensão de uma escola (mais) inclusiva. Tal como expectável, os três fatores encontrados parecem relacionar-se de forma independente entre si, mas influenciando a perceção final. A análise fatorial deverá ser confirmada, dada a diversidade de fatores reportados na literatura (^{Carvalho et al., 2022}; ^{Kaldi et al., 2018}; ^{Kielblock, 2018}), envolvendo dimensões distintas (recursos, diversidade como barreira ou desafio, diferenciação pedagógica), mas que, de alguma forma, se enquadram no constructo de educação inclusiva. Por seu turno, é interessante reportar a unidimensionalidade da versão dos alunos, confirmada pela AFE. Apesar da existência de diversos itens comuns ao questionário dos professores e, portanto, pertencentes a um dos três fatores identificados na AFE realizada à versão dos docentes, na versão dos alunos, esta distribuição não se verifica. O questionário apresenta-se como um instrumento inovador, válido e fiável para identificar as perceções sobre diversidade e inclusão, práticas e culturas inclusivas, na ótica dos professores e dos alunos, com foco nas relações, nas formas de trabalhar e no clima na sala de aula.

Como limitações, apontamos a dimensão reduzida da amostra, sobretudo no caso da versão aplicada aos alunos, que pode restringir a generalização dos resultados, assim como o tipo de recolha de dados: apenas em forma de autorrelato, devendo dedicar-se uma atenção especial às perceções vs. ações na escola/sala de aula, através de entrevistas e/ou observações de aulas. O ineditismo da nossa pesquisa relaciona-se com a adaptação de um instrumento de recolha de informação fiável e válido, e inexistente até a data, em contexto nacional, cuja pertinência se fundamenta na reformulação política para a educação inclusiva, e que poderá ser utilizada em outros países de língua portuguesa, em estudos culturais. Acresce a recolha da perspetiva dos alunos, grupo que, apesar de ser ator principal ao longo do percurso educativo, tende a ser desvalorizado na recolha das suas perceções. Finalmente, a abordagem multipercetiva permitirá a recolha de dados mais completa, podendo atuar como ponto de partida para a melhoria pedagógica.

Para investigações futuras, sugere-se a continuação do aprofundamento da validação do instrumento com uma amostra representativa, procurando examinar a sua relação com outros construtos, ou usando a mesma fonte, ainda que recorrendo a diferentes métodos de recolha de dados.