SAT – Test di ammissione alle Università degli U.S.A.

SAT  – Test di ammissione alle Università degli U.S.A.

Introduzione

Il SAT (il nome deriva dalle sigle Scholastic Aptitude Test e Scholastic Assessment Test) è il test attitudinale standardizzato che viene richiesto dalla maggior parte dei College e delle Università degli Stati Uniti. E’ uno dei test più diffusi e viene usato come strumento di valutazione del potenziale accademico del candidato. Il test valuta il livello di conoscenza di aree ritenute critiche come la lettura, la abilità nella scrittura e le conoscenze matematiche. Viene sottoposto a coloro che fanno domanda di ammissione ai programmi di Bachelor’s degree (Corso di Laurea di primo livello della durata di tre o quattro anni) al fine di qualificarsi nelle aree Literature, US & World History, Mathematics, Sciences e Languages e, prima ancora, agli studenti dell’11th e del 12th grade, cioè gli ultimi due gradi del sistema scolastico statunitense, corrispondenti (per età) al nostro 3º e 4º anno di scuola secondaria di secondo grado. Il College Board (ideatore del test) sostiene che il SAT ed il GPA (la media dei voti scolastici) siano gli indicatori di selezione pre ammissione più accurati e che esiste una forte correlazione tra la media dei voti della high school e del College (College Board 2007). Ci sono diversi gradi di difficoltà tra le scuole superiori degli Stati Uniti, ci  è dovuto al federalismo, al controllo locale e all’abbondanza di privatisti. Il SAT è in concorrenza con un altro test simile, chiamato Test ACT. Quasi tutti le università americane accettano entrambi, una piccola minoranza preferisce ricevere o i risultati conseguiti o in un test o nell’altro.

Il test SAT valuta le capacità di analisi e di problem solving dei candidati, abilità apprese alle scuole superiori ed indispensabili al College. Esistono due tipi di SAT: il SAT per gli esami di logica ed il SAT Subject Tests (SAT 2) o Test su Materie Specifiche. Il primo test misura l’abilità di ragionamento lessicale e matematico e non richiede una conoscenza specifica. Il SAT Subject Test, di cui esistono 22 versioni, viene usato per valutare la preparazione del candidato in aree specifiche coma la storia, la letteratura, la biologia e la fisica. Ogni SAT Subject Test dura circa 1 ora, il risultato conseguito è valido cinque anni. Per migliorare i propri risultati, molti studenti, sia statunitensi che internazionali, scelgono di sottoporsi ai test SAT più di una volta. Le Università più competitive richiedono che lo studente, oltre al SAT, sostenga anche due SAT Subject Tests; in alcuni casi, è lo studente a decidere quali SAT Subject Tests fare, in altri, è l’Università ad indicare quali test debbano essere sostenuti. In alcune Università statunitensi il test è facoltativo.

Il test SAT è diviso in tre sezioni principali: Critical Reading (ex Verbal – comprensione di brani di lettura e compilazione di frasi), Writing (scrittura e grammatica), Mathematics (matematica più o meno avanzata). Ogni sezione riceve un punteggio che va da 200 a 800. Il punteggio totale minimo che un soggetto pu  ottenere è 600, il punteggio totale massimo è di 2400. Tutti i punteggi sono multipli di dieci. Il punteggio totale viene calcolato sommando i punteggi ottenuti nelle tre prove. Ciascun ambito di valutazione è suddiviso in tre parti (da svolgere ognuna in tempi che vanno da 25 (le prime) a 10 minuti (le ultime), con una pausa di 5 minuti ogni 50 di test). Le Sections sono nove (più una decima che non ha peso sul risultato finale ma che serve agli organizzatori per pianificare i test degli anni successivi). Il test deve essere svolto in un massimo di 3 ore e 45 minuti, a inizio prova viene concesso un quarto d’ora per consentire la distribuzione del materiale e per dare la possibilità ai candidati di compilare i moduli anagrafici. La prima sezione del test consiste nella compilazione di un breve saggio da elaborare sull’argomento enunciato (una citazione seguita da una domanda aperta a cui rispondere in maniera persuasiva – i temi sono vari così da dare ai candidati la possibilità di spaziare). La media ottenuta nelle sezioni Lettura e Matematica, dal 1973, si aggira intorno a 500 su 800. Il punteggio della sezione Scrittura è composto per circa un terzo dall’essay (il ‘saggio’, anche se meglio tradotto in ‘tema’) che viene svolto all’inizio del test in un massimo di 25 minuti e dalle Multiple Choice Questions (domande a risposta multipla) che seguono.

 

 

 

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Corso di Laurea in Psicologia di Parma: Conclusioni

Corso di Laurea in Psicologia di Parma: Conclusioni

Alla luce dei risultati ottenuti, emergono due interrogativi di ricerca: il primo inerente le procedure di selezione, il secondo relativo alla possibilità di individuare già dal primo anno gli studenti che probabilmente andranno incontro ad un iter accademico problematico.

Rispetto al primo punto, sarebbe auspicabile una revisione delle modalità di selezione per l’accesso al Corso di Laurea: le prove di selezione finora utilizzate sembrano, infatti, più uno specchio della carriera scolastica precedente che una sfera di cristallo con cui individuare gli studenti più adatti all’immatricolazione. Genere, età, tipo di diploma e voto di maturità, infatti, sembrano influenzare per buona parte (più del 25%) il punteggio alla prova di ammissione. Diventa più facile iscriversi a chi ha frequentato un Liceo (Classico, Scientifico o di altro tipo), incontrano maggiori difficoltà gli studenti che hanno conseguito una maturità di tipo tecnico o professionale. L’aver frequentato un Liceo, per , non porta ad un miglior esito nella conclusione del percorso accademico: l’associazione tra il tipo di diploma e il laurearsi in corso, fuori corso o non laurearsi non è significativa.

Figura 5.8 Le prove di ingresso sembrano più uno specchio della carriera scolastica precedente che una sfera di cristallo per prevedere il successo universitario.[fonte: Pinelli, Pelosi, Michelini e Tonarelli, 2009]

Le prove d’ingresso utilizzate sono state finalizzate a rilevare la “cultura generale” del soggetto ma sebbene essa paia determinata in buona parte dal percorso di studi precedente l’iscrizione all’Università, non inciderebbe sul migliore o peggior esito dell’iter di studi universitari. Questo garantisce, almeno in minima parte, la bontà dei test utilizzati (è verosimile, infatti, che uno studente proveniente da un Liceo Classico e con un alto voto di maturità abbia una buona “cultura generale”) ma pone il dubbio se la “cultura generale” sia predittiva di un buon rendimento accademico.

La forte predittività del rendimento accademico del primo anno sugli anni successivi, potrebbe suggerire lo spostamento del momento della selezione: non più prima dell’iscrizione al Corso di Laurea ma alla conclusione del primo anno. Il poter individuare, dalla fine del primo anno, quegli studenti che hanno alte probabilità di non arrivare alla Laurea nei tempi stabiliti o di non giungervi affatto, potrebbe essere una importante indicazione non solo per la selezione degli stessi ma anche per poterli aiutare tempestivamente. In questo senso viene suggerita la possibilità di individuare da subito gli studenti che rischiano di avere un iter accademico problematico di modo che il Servizio di orientamento possa contattarli, proponendo loro le (già esistenti) attività di sostegno prima che siano loro stessi a richiederle. Questo renderebbe possibile rivolgersi anche a quegli studenti che, pur avendo problemi nel corso dei loro studi, non chiedono aiuto per i più disparati motivi (scarsa conoscenza dei servizi offerti dal Corso di Laurea, poca motivazione, eccessiva timidezza, ecc.).

Anche l’ultimo Decreto Ministeriale (DM 45/2009) ribadisce l’importanza della qualità della didattica adottandola come criterio per l’erogazione delle risorse.

 

 

 

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I predittori della performance accademica: Discussione dei risultati

I predittori della performance accademica: Discussione dei risultati

Sono risultate variabili propedeutiche all’iscrizione la maturità di tipo classico, scientifico o di altro Liceo e la residenza in Emilia-Romagna. La maturità tecnica o professionale risulta penalizzante. Il dato sul tipo di diploma può essere spiegato con la predittività di questa variabile sul punteggio ottenuto alla prova d’ingresso (ottengono un punteggio più alto i soggetti provenienti da un Liceo e un punteggio più basso quelli che hanno una formazione professionale); la provenienza geografica può agevolare i candidati nell’iscriversi a diverse prove d’ingresso in diversi Atenei e alla scelta del corso di studi più vicino alla propria residenza.

Per ci  che riguarda i predittori della prova d’ingresso, è interessante notare come voto di maturità e genere siano significativamente predittivi del punteggio alla prova di selezione sebbene solo per una quantità modesta di varianza (inferiore al 10%) mentre, introducendo anche il tipo di diploma, si arrivi a spiegare più di un quarto della varianza dello stesso punteggio. La valutazione del punteggio nelle singole aree non sembra fornire un maggior numero di informazioni rispetto a quella del punteggio totale.

Il dato sconfortante emerge quando si valuta la validità predittiva delle prove d’ingresso. La regressione risulta significativa (grazie all’alto numero di soggetti) ma la quantità di varianza predetta è modesta: il 4,5% sulla media voto, il 2,5% sul numero di esami e il 3,4% sulla proporzione di crediti ottenuti rispetto a quelli richiesti dall’offerta formativa. Il dato migliora leggermente, restando comunque inferiore al 10%, quando si considera la predittività sull’esito finale dell’iter accademico ossia il tempo impiegato per laurearsi e il voto di Laurea. Tuttavia, andando ad analizzare il rendimento nei singoli anni di corso, le fluttuazioni sembrano di natura casuale. Rispetto al criterio “media voto” si passa, infatti, da un 5,2% di varianza predetta al I anno (imputabile al punteggio totale e all’area Logico matematica) ad un 2,6% predetto al II anno (dal solo punteggio totale), per finire con un 9,1% al terzo anno (aree Cultura generale e Lingua Inglese) mentre non risulta più significativo il punteggio totale. Per i criteri “numero di esami sostenuti”e “proporzioni di crediti ottenuti” sono significativi gli stessi predittori (che differiscono da quelli della media voto), il punteggio totale e l’area Lingua Italiana al primo anno e l’area Logico Matematica al secondo anno ma la predittività globale del modello scade dal 9,9% del primo anno all’1,3% del secondo anno, fino a perdere la significatività al terzo anno.

Più confortanti sembrano essere i dati relativi all’andamento degli studenti iscritti.

Il trend di maschi e femmine è assimilabile sia per la media del voto, sia per il numero di esami sostenuti (dato l’alto numero di soggetti, la differenza risulta significativa ma l’effect size trascurabile), sia per la proporzione di crediti ottenuti (ove risulta significativa l’interazione tra genere e anno di corso ma sempre con un effect size trascurabile).

Rispetto ai dati statistici dei tre gruppi di studenti (laureati in corso, laureati fuori corso e non laureati) non risultano significative le associazioni tra le variabili socio-anagrafiche e l’appartenenza all’uno o all’altro gruppo. Maschi e femmine, studenti provenienti da diverse regioni geografiche e con diverso background di studi superiori sono omogeneamente distribuiti nei tre gruppi.

Le differenze emergono nella analisi del rendimento accademico. L’effetto principale del gruppo risulta significativo considerando come variabili dipendenti: la media voto agli esami di profitto, la media voto (sebbene l’effect size sia trascurabile), il numero di esami sostenuti e la proporzione di crediti ottenuti. Date le differenze nei tre gruppi, ci si è chiesti se fosse possibile utilizzare l’andamento al primo anno come predittore del futuro rendimento accademico degli studenti. I risultati sembrano confermare questa ipotesi: la media voto negli anni successivi al primo è predetta per il 61,8% dalla media voto e dal numero di esami sostenuti al primo anno, il numero degli esami sostenuti negli anni successivi al primo è predetto per il 46,0% dalla proporzione crediti e dal numero degli esami sostenuti al primo anno. La proporzione crediti negli anni successivi al primo è predetta per il 64,0% dalla proporzione crediti, dalla media voto e dal numero esami sostenuti al primo anno.

Anche il successo, valutato alla conclusione dell’iter accademico, risulta predetto in buona misura dall’andamento dello studente al primo anno: il numero di esami sostenuti al primo anno predice il 42,0% del tempo intercorso tra l’immatricolazione e la Laurea. La media voto e il numero di esami sostenuti al primo anno, predicono il 47,3% del voto di Laurea.

 

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Predittività del rendimento al primo anno sul rendimento accademico degli anni successivi

Predittività del rendimento al primo anno sul rendimento accademico degli anni successivi

Vista la scarsa predittività della prova di selezione sul rendimento accademico e l’andamento caratteristico degli studenti secondo l’esito più o meno positivo del loro corso di studi (figure 5.5-5.7), si è voluto verificare se i risultati ottenuti al primo anno potessero essere predittivi dell’andamento negli anni successivi.

Figura 5.5 Voto medio complessivo e per anno di corso, di laureati in corso, fuori corso e di non            laureati.[fonte: Pinelli, Pelosi, Michelini e Tonarelli, 2009]

A tal scopo, si è utilizzato un modello di regressione lineare multipla a passi, inserendo come predittori: la media voto ottenuta agli esami del primo anno, il numero di esami sostenuti al primo anno, la proporzione di crediti ottenuti al primo anno, e come criterio, la media voto complessiva, il numero di esami sostenuti e la proporzione di crediti ottenuti negli anni successivi al primo. Analogamente a quanto effettuato per la prova di ingresso, si è valutata la produttività sulla conclusione del percorso accademico, usando come criteri il tempo intercorso tra l’immatricolazione e la Laurea, ed il voto di Laurea.

Figura 5.6 Numero esami sostenuti nei tre gruppi.
[fonte: Pinelli, Pelosi, Michelini e Tonarelli, 2009]

Figura 5.7 Media della proporzione crediti ottenuta nei tre anni, dai tre gruppi.
[fonte: Pinelli, Pelosi, Michelini e Tonarelli, 2009]

Come si pu  osservare nella Tabella 5.8, le percentuali di varianza predetta sono più soddisfacenti: dal 42% sul tempo impiegato dagli studenti a laurearsi, al 64% sulla proporzione di crediti ottenuti/totali.

Regressione lineare per passi. Criteri: probabilità di inserimento F <= ,050; probabilità di rimozione F>= ,100).

Tabella 5.8 Predittori: media voto I anno, numero esami I anno, Proporzione crediti I anno.

Regressione lineare per passi. Criteri: probabilità di inserimento F <= ,050; probabilità di rimozione F >= ,100. [fonte: Pinelli, Pelosi, Michelini e Tonarelli, 2009]

 

 

 

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Laureati, variabili e rendimento accademico

Laureati in corso, laureati fuori corso e non laureati

La popolazione di studenti è stata divisa in tre gruppi, secondo l’esito del loro iter di studi. Sono stati considerati “laureati in corso” gli studenti che hanno conseguito la Laurea triennale entro la sessione straordinaria del terzo anno, “laureati fuori corso” gli studenti che hanno conseguito la Laurea triennale oltre la sessione straordinaria del terzo anno, “non laureati” quegli studenti che non hanno conseguito la Laurea o perché hanno interrotto il corso di studi prima del conseguimento della Laurea o perché ancora non sono giunti a conclusione del loro percorso accademico.

Variabili socio anagrafiche e appartenenza ai tre gruppi

Le associazioni tra appartenenza ai tre gruppi e genere, tipo di diploma e provenienza geografica, non sono risultate significative.

Rendimento accademico nei tre gruppi

Si è confrontato il rendimento accademico inteso come media voto, numero di esami sostenuti e proporzione di crediti ottenuti rispetto ai crediti totali richiesti.

Sulla variabile dipendente media agli esami di profitto, è stata condotta una ANOVA multivariata mista (figura 5.2) con due fattori between (gruppo a 3 livelli e anno di immatricolazione a 5 livelli) e un fattore within (anno di corso: 5 livelli). Sono risultati significativi gli effetti principali: anno di corso (F4,533 = 7,31, p<,01; ?  = ,030), anno di immatricolazione (F4,533 = 7,22, p<,05; ? = ,030) e gruppo (F2,533 = 2,22, p<,05; ? = ,019), le interazioni tra anno di corso e gruppo (F8,533 = 2,12, p<,05; ?2= ,018), anno di corso e anno di immatricolazione (F16,533 = 11,21, p<,01; ?2,046), gruppo e anno di immatricolazione (F8,533 = 4,42, p<,05; ?2,050), anno di corso, gruppo e anno di immatricolazione (F32,533 = 2,18, p<,05; ?2 = ,018). Tutti con effect size trascurabili.

Gli stessi fattori applicati alla variabile dipendente numero di esami sostenuti (figura 5.3)


2001\\2002 – 2002\\2003                2003\\2004-2004\\2005               2005\\2006

Figura 5.2 Andamento degli studenti appartenenti alle diverse coorti nei tre gruppi e nei diversi anni di corso, diviso per appartenenza al gruppo e risultati ottenuti (media voto). [fonte: Pinelli, Pelosi, Michelini e Tonarelli, 2009]

Figura 5.3 Andamento degli studenti appartenenti alle diverse coorti nei tre gruppi e nei diversi anni di corso, diviso per appartenenza al gruppo e risultati ottenuti (numero di esami sostenuti). [fonte: Pinelli, Pelosi, Michelini e Tonarelli, 2009]

Rispetto alla variabile dipendente proporzione crediti ottenuti/totali (figura 5.4), è stata condotta una ANOVA con due fattori between (gruppo: 3 livelli e anno di immatricolazione: 4 livelli) e un fattore within (anno di corso: 3 livelli). Sono risultati significativi gli effetti principali: 2anno di corso (F2,466 = 176,64, p<,01; ? = ,249), anno di immatricolazione (F2,466 = 153,91, p<,01; ? = ,366) e gruppo (F2,466 = 423,79, p<,01; ? = ,614) e le interazioni tra anno di corso e gruppo (F4,466 = 14,19, p<,01; ? = ,051), anno di corso e anno di immatricolazione (F6,466 = 147,48, p<,01; ? = ,356), gruppo e anno di immatricolazione (F6,466 = 21,89, p<,01; ? = ,110) e tra anno di corso, gruppo e anno di immatricolazione (F12,466 = 3,33, p<,01; ?2 = ,018).

 

Figura 5.4 Andamento degli studenti appartenenti alle diverse coorti nei tre gruppi e nei diversi anni di corso, diviso per appartenenza al gruppo e risultati ottenuti (proporzione crediti ottenuti\\totali). [fonte: Pinelli, Pelosi, Michelini e Tonarelli, 2009]

 

 

 

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Genere e rendimento accademico

Genere e rendimento accademico

Allo scopo di verificare l’esistenza di eventuali differenze nell’andamento dei due generi rispetto al rendimento accademico (riassunti nella figura 5.1), sono state condotte due ANOVA multivariate miste con due fattori between (genere e anno di immatricolazione a 5 livelli) ed uno within (anno di corso: 5 livelli) utilizzando come variabile dipendente la media voto e il numero di esami sostenuti.

Rispetto alla variabile dipendente media voto, risultano significativi l’effetto 2 principale dell’anno di corso (F4,1431 = 21,26, p<,01; ? = ,092) e l’interazione tra anno di corso e

Figura 5.1 Media voto, numero di esami e proporzione crediti ottenuti da maschi e femmine nei diversi anni di corso. [fonte: Pinelli, Pelosi, Michelini e Tonarelli, 2009] 2 anno di immatricolazione (F16,1431 = 5,40, p<,01; ? = ,025), anche se con effect size modesti.

Per il numero di esami sostenuti sono risultati significativi gli effetti principali dell’anno di 2 corso (F4,1431 = 81,88, p<,001; ? = ,149), dell’anno di immatricolazione (F4,1431 = 5,55, p<,05; ? = ,012) e del genere (F1,1431 = 4,41, p<,05; ? = ,009) nonché l’interazione tra anno di corso e anno di immatricolazione (F16,1431 = 3,93, p<,01; ? = ,008). L’effect size dell’anno di corso ha un valore moderato mentre i valori degli altri effetti sono assolutamente modesti.

Infine, per l’analisi proporzione crediti ottenuti/totali è stata utilizzata un’ANOVA multivariata mista con due fattori between (genere e anno di immatricolazione: 3 livelli) e uno within (anno di corso: 3 livelli).

Sono stati considerati solo gli anni di immatricolazione 2002, 2003 e 2004 in quanto gli immatricolati del 2001 avevano una scelta di differenti curricula in cui gli stessi esami potevano avere un numero di crediti differente, rendendo difficile la loro codifica (ad es., Psicologia Generale poteva assegnare 6 CFU in un curriculum e 8 CFU in un altro).

Vengono analizzati solo i primi tre anni di corso (e non quelli fuori corso) in quanto, ovviamente, non esiste un’offerta formativa per gli anni successivi al terzo che preveda un numero di crediti totali da ottenere. La significatività emerge per gli effetti principali dell’anno di corso (F2,530 = 124,08, p<, 001; ? = ,190) e di immatricolazione (F2,530 = 69,14, p<,001; ? = ,207) oltre che per le interazioni tra anno di corso e anno di immatricolazione (F4,530 = 96,26, p<,001; ?2 = ,266) e tra anno di corso e genere (F2,530 = 3,28, p<,05; ?2 = ,006), anche se quest’ultimo con un effect size trascurabile.

 

 

 

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I risultati e variabili predittive

I risultati e variabili predittive

Per le associazioni tra variabili di tipo nominale è stato utilizzato il test del Chi quadrato; per valutare lapredittività delle variabili sono stati utilizzati modelli di regressione lineare semplice o multipla a passi; per le differenze tra gruppi, le analisi della varianza multivariate miste.

Per le regressioni e le ANOVA è stata preliminarmente verificata la normalità della distribuzione delle variabili oggetto di analisi tramite gli indici di asimmetria e curtosi (analisi univariate) ed il coefficiente di Mardia (analisi multivariate).

Variabili socio-anagrafiche ed iscrizione

Fra le associazioni tra iscrizione e variabili socio-anagrafiche (genere, tipo di diploma, provenienza geografica) sono risultate significative quella fra iscrizione e tipo di diploma e quella fra iscrizione e provenienza geografica.

Associazione tra iscrizione e tipo di diploma (X2= 65,902, p<,001): si iscrivono maggiormente gli studenti con maturità classica, scientifica o di altro Liceo, minori risultano, invece, le iscrizioni di soggetti provenienti da Istituti professionali e tecnici. I dati relativi alle singole coorti sono presentati in Tabella 5.2.


Tabella 5.2 Associazioni tra iscrizione e tipo di diploma [fonte: Pinelli, Pelosi, Michelini e   Tonarelli, 2009]

Associazione tra iscrizione e provenienza geografica (X2= 29,944, p<,001): escludendo Parma, risulta maggiore il numero di iscritti tra le altre province dell’Emilia Romagna. Analizzando le singole coorti, per , il dato sembra meno costante del precedente.

L’associazione tra genere e iscrizione non è risultata significativa.

Variabili predittive del punteggio alla prova d’ingresso

Al fine di verificare quali variabili socio-anagrafiche o quali relative alla carriera scolastica pregressa fossero predittive del punteggio ottenuto al test d’ammissione (oltre alle variabili continue età, voto di maturità, ecc.), sono state inserite tra i predittori le variabili dummies: genere (0= maschio; 1= femmina) e tipo di diploma. Alla variabile diploma, è stato attribuito il livello “1” al soggetto in possesso del tipo di diploma oggetto dell’analisi ed il livello “0” al soggetto diplomatosi con un indirizzo diverso (ad esempio, nel valutare la predittività del diploma di Liceo Scientifico tutti i soggetti con diploma di maturità scientifica sono stati assegnati al livello “1” e tutti i restanti soggetti al livello “0”).

Nella valutazione età, genere e voto di maturità come predittori del criterio “punteggio alla prova d’ingresso” in una regressione lineare multipla a passi, solo l’età non ha evidenziato una relazione significativa. Come mostrato in Tabella 5.3.

Anche indagando, più nello specifico, il potere predittivo di questi tre regressori nelle singole aree, la percentuale di varianza spiegata dal modello risulta molto bassa (dal 1,2% dell’area Scienze naturali, al 7,6% dell’area Cultura generale). L’età è risultata significativamente predittiva solo per l’area Logico-matematica. I risultati sono visibili nella Tabella 5.4.

Essendo a disposizione i dati relativi al diploma e al punteggio della prova d’ingresso delle coorti iscritte nel 2004/2005 e 2005/2006 è stato possibile inserire come predittore anche il tipo di maturità.


Tabella 5.3 Predittori: età, genere, voto di maturità. Criterio: punteggio alla prova di ingresso.            Regressione lineare per passi. Criteri: probabilità di inserimento F <= ,050; probabilità di             rimozione F >= ,100. [fonte: Pinelli, Pelosi, Michelini e Tonarelli, 2009]

Tabella 5.4 Predittori: età, genere, voto di maturità.

Regressione lineare per passi. Criteri: probabilità di inserimento F <= ,050; probabilità di rimozione F >= ,100. [fonte: Pinelli, Pelosi, Michelini e Tonarelli, 2009]

Come mostrato in Tabella 5.5, in questo modello risultano predittivi il voto di maturità, il genere, l’età e il tipo di maturità scientifica, classica, professionale e di altri Licei. È interessante notare che la percentuale di varianza predetta passa dal 9,4% al 25,5%.


Tabella 5.5 Predittori: età, genere, voto di maturità, Liceo Classico, Liceo Scientifico, altri Licei,       maturità professionale,maturità tecnica, magistrali.Criterio: punteggio alla prova di ingresso.       Regressione lineare per passi. Criteri: probabilità di inserimento F <= ,050; probabilità di       rimozione F >= ,100. [fonte: Pinelli, Pelosi, Michelini e Tonarelli, 2009]

Variabili predittive del rendimento accademico

Come terzo passo, è stata valutata la predittività della prova di selezione sul rendimento accademico (Tabella 5.6). Sono state verificate sia la capacità predittiva dell’iter accademico degli studenti in fieri (media voto, numero di esami sostenuti, proporzione di crediti ottenuti) che quella dei laureati alla conclusione del percorso (voto di Laurea e tempo impiegato per conseguire la Laurea). È stata effettuata una regressione lineare semplice utilizzando come predittore il punteggio della prova di ingresso. I risultati ottenuti non sembrano incoraggianti: la percentuale di varianza predetta è sempre inferiore al 10%.


Tabella 5.6 Predittore: punteggio alla prova di ingresso

Regressione lineare per passi. Criteri: probabilità di inserimento F <= ,050; probabilità di            rimozione F >= ,100. [fonte: Pinelli, Pelosi, Michelini e Tonarelli, 2009]

Introducendo come regressori anche i punteggi ottenuti nelle singole aree della prova d’ingresso, i risultati non sembrano migliorare: la percentuale di varianza predetta (Tabella 5.7) arriva a un massimo di 9,9% sul numero di esami sostenuti e sulla proporzione di crediti al I anno mentre risulta addirittura non significativa sul numero di esami e sulla proporzione di crediti al III anno.

Tabella 5.7 Predittori: punteggio totale alla prova di ingresso, area comprensione del brano, area cultura generale, area lingua inglese, area lingua italiana, area logico-matematica, area scienze naturali.

Regressione lineare per passi. Criteri: probabilità di inserimento F <= ,050; probabilità di rimozione F >= ,100. [fonte: Pinelli, Pelosi, Michelini e Tonarelli, 2009

 

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Corso di Laurea in Psicologia di Parma: La procedura

Corso di Laurea in Psicologia di Parma: La procedura

I dati socio anagrafici (genere e provenienza) relativi alle carriere scolastiche precedenti l’iscrizione all’Università (voto di maturità e tipo di diploma), ai punteggi ottenuti alle prove di selezione ed al rendimento accademico degli studenti, sono stati forniti dalla Segreteria Studenti.

Nella valutazione del rendimento accademico è stato tenuto conto delle variabili: numero di esami sostenuti, voto ottenuto agli esami di profitto, proporzione di crediti ottenuti in ognuno dei tre anni di corso rispetto al totale dei crediti richiesti dall’offerta formativa e, per gli studenti che hanno conseguito la Laurea Triennale, del tempo impiegato e della votazione di Laurea ottenuta.

L’offerta formativa rivolta agli immatricolati dell’anno accademico 2001/2002 prevedeva la possibilità di scegliere fra tre differenti curricula, a cui corrispondeva un numero di crediti diverso per alcuni esami (ad es., Psicologia Generale poteva prevedere 8 CFU in un curriculum e 6 CFU in un altro).

I dati sono aggiornati a dicembre 2006 per gli esami di profitto e a luglio 2007 per le Lauree

 

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Corso di Laurea in Psicologia di Parma: Gli strumenti

Corso di Laurea in Psicologia di Parma: Gli strumenti

Il test di ammissione usato per la prova d’ingresso dell’anno accademico 2001/2002 è stato creato ad hoc da una commissione interna, in collaborazione con il corso di studi in Psicologia di Bologna. I test selettivi utilizzati negli anni a seguire, sono stati commissionati ed appositamente predisposti dalle Organizzazioni Speciali di Firenze. Erano composti da 80 item a scelta multipla (quattro alternative di risposta) relativi alle aree: Cultura Generale Storico-Filosofica (ad es.: “PACS è l’acronimo di…”, “Quale dei seguenti filosofi non appartiene alla corrente razionalista…”); Lingua Inglese (ad es.: “You are…taller than I expected”); Lingua Italiana (ad es.: “Qual’è il complemento di specificazione nella frase: gli orecchini d’oro sul tavolo sono di mia madre?”); Logico-Matematica (ad es.: “Qual’è la differenza tra i due risultati: 832-416 e 832:2?” e completamento di matrici); Scienze Naturali (ad es.: “Che cos’è un nucleotide?”); Comprensione del Brano (ad es.: “Per quanto si pu  desumere dal brano, il palissandro è…”), aggiunta a partire dall’a.a. 2004/2005.

Il numero di item afferenti a ciascuna area è variato negli anni:

    • Per l’a.a. 2003/2004: 15 item di Cultura Generale, 15 di Lingua Inglese, 20 di Lingua Italiana, 25 relativi all’area Logico Matematica e 5 per le Scienze Naturali;
    • Per gli anni 2004/2005 e 2005/2006: 15 item di Cultura Generale, 15 di Lingua Inglese, 20 di Lingua Italiana, 10 di Comprensione del Brano, 15 relativi all’area Logico Matematica e 5 per le Scienze Naturali. Venivano assegnati: + 1 punto per la risposta corretta, -0,25 punti per la risposta errata e 0 punti per la risposta omessa, tranne che per la prova di Comprensione del Brano dell’a.a. 2002/2003 in cui venivano assegnati 2 punti alla risposta corretta, -0,50 alla risposta errata e 0 punti per la risposta omessa.

© I predittori della performance accademica  – Laura Foschi

 

 

 

 

Corso di Laurea in Psicologia di Parma: I soggetti

Corso di Laurea in Psicologia di Parma: I soggetti

I dati fanno riferimento all’intera popolazione di candidati alla prova di ammissione. Gli anni accademici presi in considerazione vanno dal 2001/2002 al 2005/2006 per un totale di 3.602 candidati alla prova e 1.486 iscritti (Tabella 5.1).

Tabella 5.1 Numero di candidati alla prova di ammissione e di studenti iscritti. * 600 posti disponibili per il 2001\\2002, 300 posti per gli anni successivi. [fonte: Pinelli, Pelosi, Michelini e Tonarelli, 2009]

In linea con i dati degli altri corsi di studio in Psicologia italiani, viene confermata la costante prevalenza del genere femminile tra i candidati (rappresentati in media dall’80,4±1,5% di femmine  e dal 19,6±1,5% di maschi) così come tra gli iscritti (per il 79,8±2,7% femmine ed il 20,2±2,7% maschi). Gli iscritti al corso di studi in Psicologia di Parma provengono, oltre che dalle aree parmigiana e parmense (22,2±6,4%), da altre province dell’Emilia Romagna (41,2±1,6%), dalla Lombardia (18,5±1,8%), in minoranza da Centro, Sud e Isole (12,5±4,1%) e da altre regioni del Nord (5,7±1,7%).

Gli studenti con diploma di Liceo Scientifico (31,2±4,2%), di Liceo Magistrale o di altri Licei Socio-psico-pedadogici (19,0±7,1%) costituiscono la maggioranza degli iscritti, seguono studenti con diploma di Liceo Classico (15,4±1,5%) e di altro tipo di Liceo (16,0±4,9%). Gli studenti con maturità tecnica (9,0.±2,8%) e professionale (9,0±4,2%) rappresentano una minoranza. Queste ultime categorie sono quelle che presentano la maggiore discrepanza tra candidati alla prova d’ingresso (rispettivamente 13,5±5,0% e 13,9±2,6%) e studenti effettivamente iscritti.

 

© I predittori della performance accademica  – Laura Foschi