La presente ricerca è stata ispirata dalla insoddisfazione dei competenti dipartimenti governativi, per il fatto che i giovani adulti di origine etiope erano sotto-rappresentati nei corsi di formazione professionale più impegnativi. Come riferito sopra, i risultati dei test psicometrici hanno un ruolo importante nella decisione relativa alla selezione per specifici corsi di formazione. Dal momento che una percentuale relativamente scarsa di candidati etiopi aveva ottenuto i punteggi necessari, essi solitamente sono stati indirizzati a corsi di formazione di basso livello. Di conseguenza il loro avanzamento professionale è stato compromesso ed è stata minata la loro auto-percezione come studenti.
Il presente studio intendeva rispondere a quattro principali problematiche di ricerca:
1. Se la procedura P.A. prende in considerazione una differente classificazione dei soggetti in relazione alle loro abilità di problem-solving rispetto a un analogo test psicometrico classico.
2. Se il potenziale di apprendimento dei soggetti è un migliore indicatore della loro prestazione al termine di un programma di intervento cognitivo di breve durata rispetto al punteggio della prestazione statica. 3. Se la procedura P.A. insieme all’intervento cognitivo di breve durata ha prodotto un cambiamento
significativo nella prestazione cognitiva dei soggetti.
4. Se i soggetti appartenenti a minoranze selezionati con il P.A. per corsi di formazione più impegnativi li supereranno con successo.
Hanno partecipato alla ricerca 94 giovani adulti (20 maschi e 74 femmine). Erano tutti di origine etiope, alcuni di loro, però, erano nati in Israele o erano immigrati in Israele con le loro famiglie durante la prima infanzia. Tutti i soggetti avevano completato con successo 12 anni di istruzione scolastica in Israele e stavano per iniziare dei corsi di formazione professionale. La partecipazione al programma di valutazione P.A. e al successivo programma di formazione cognitiva era su base volontaria; da sottolineare il fatto che il questo campione aveva una motivazione al successo abbastanza alta.
Per prima cosa i soggetti sono stati sottoposti ad un esame di inserimento standard (condotto da un ente privato con i suoi consulenti in valutazione), che comprendeva una batteria di test psicometrici standard, delle interviste e una valutazione dei loro curricoli scolastici di immatricolazione. Al termine dell’esame di inserimento ogni soggetto ha avuto il proprio punteggio di inserimento. Successivamente per due giorni è stata condotta la valutazione P.A. con gruppi di 15-16 persone. La batteria P.A. di gruppo comprendeva diversi test del potenziale di apprendimento (cfr. Feuerstein et al., 2002), ma nella presente ricerca sono stati utilizzati solo i dati provenienti dai seguenti test: Matrici Progressive Standard di Raven (R.S.P.M.) usato come pre- e post-test statico, test delle analogie di figure (“Variazioni 1”), e test P.A. (“Variazioni 2”) analogo ai compiti delle serie C, D ed E del test di Raven. I test P.A. “Variazioni 1” e “Variazioni 2” contengono alcuni esercizi di prova che servono da esempi per le strategie di problem-solving mediate in modo attivo ai soggetti da parte del valutatore. Dopo la fase di mediazione ai soggetti sono stati somministrati alcuni item del test simili ma non identici agli esercizi che sono serviti da esempio.
Dopo la valutazione P.A. i soggetti sono stati assegnati a 6 gruppi, che hanno ricevuto l’arricchimento cognitivo basato sul programma di Arricchimento Strumentale di Feuerstein e collaboratori (1980) per due settimane (65 ore). È importante sottolineare che il materiale dell’Arricchimento Strumentale non contiene alcun item o attività simili alle risposte da dare al test di Raven o alle “Variazioni”. Al temine del training cognitivo i soggetti sono stati sottoposti a post-test usando come strumento statico le Matrici di Raven.
Risultati
In questo studio la prima questione posta era se la valutazione P.A. prendesse in considerazione una classificazione delle abilità di problem-solving dei soggetti diversa rispetto a un analogo test statico.
Questa questione trova risposta mettendo a confronto i risultati dello statico Test delle Analogie di Figure (dall’esame psicometrico standard) con i risultati del test P.A. delle analogie di figure (“Variazioni 1”). Tutti
i punteggi sono stati convertiti in punti Z usando la media del gruppo in ciascuno dei test e le corrispondenti deviazioni standard. La correlazione di Pearson tra i risultati del test statico e del L.P.A.D. non è di scarso rilievo (r = 0,46), ma non può essere considerata particolarmente elevata tenendo conto di una notevole somiglianza degli item nei due test. La domanda, quindi, è se la mancanza di una correlazione più forte deriva dalla differenza nelle procedure di valutazione, o da una casuale “fluttuazione” dei risultati del test. Se dipende da una fluttuazione casuale, allora dovrebbe essere presente in uguale misura negli studenti con prestazioni alte e in quelli con prestazioni basse. L’analisi della differenza tra i punteggi Z dei test statici e dinamici dimostra, tuttavia, che il test statico tende nettamente a sotto-stimare gli studenti che hanno avuto migliori prestazioni nel test dinamico.
Tutti i soggetti sono stati classificati in base al loro punteggio alle “Variazioni 1” e suddivisi in tre sottogruppi: quelli con punteggi alti, quelli con punteggi medi e quelli con punteggi bassi. Il confronto tra i punteggi medi dinamici e statici in ciascuno di questi sottogruppi ha mostrato quanto segue: i soggetti del gruppo “alto” avevano in media punteggi dinamici significativamente più elevati di quelli statici, i soggetti del gruppo “medio” avevano punteggi dinamici alquanto più elevati, ma la differenza non era significativa, e i soggetti del gruppo “basso” avevano in media punteggi dinamici significativamente più bassi di quelli statici (vedi Tabella 1). Questo risultato indica chiaramente che la valutazione psicometrica statica sottovaluta sistematicamente gli studenti con un potenziale di apprendimento più forte, e sopravvalutano gli studenti con una buona prestazione statica ma con un potenziale di apprendimento relativamente debole.
Gruppi in base al punteggio dinamico
Differenza fra i punteggi dinamico e statico
Alto 0,48*
Medio 0,26**
Basso - 0,71***
Tabella 1 - Differenza tra i punti z dinamici e statici nei test delle analogie di figure. N =91 - (* t = 3.35, p< 0.01; ** t = 1.24, non significativo; *** t = 2.94, p< 0.01)
La seconda questione posta in questa ricerca era se il potenziale di apprendimento dei soggetti sia realmente un predittore migliore della loro prestazione al termine del programma di intervento cognitivo rispetto al punteggio della loro prestazione statica. Il potenziale di apprendimento (P.A.) degli studenti è stato operazionalizzato come il loro punteggio nel test “Variazioni 2” del L.P.A.D.. Il loro livello iniziale di prestazione cognitiva è stato determinato dal pre-test statico con le Matrici di Raven. Il progresso cognitivo è stato valutato con l’aiuto del post-test statico Matrici di Raven al termine delle 65 ore del programma di intervento cognitivo. Poiché i soggetti con punteggi del pre-test statico con Matrici di Raven più elevati tendevano in media ad avere un potenziale di apprendimento più alto, si è deciso di verificare la suddetta ipotesi attraverso il confronto tra gruppi di soggetti con identici punteggi al pre-test Matrici di Raven (con un range tra 55 e 76), ma con un potenziale di apprendimento opposto. I casi per i gruppi A e B sono stati selezionati a partire da soggetti con i punteggi P.A. più elevati (Gruppo A), per i quali possono essere trovati casi corrispondenti tra i soggetti con i punteggi P.A. più bassi (Gruppo B). Come risultato i campioni confrontati avevano un identico punteggio pre-test alla Matrici Progressive di Raven, ma punteggi P.A. molto diversi. Se il potenziale di apprendimento avesse un ulteriore effetto rispetto a quello del livello di prestazione del pre-test dei soggetti, le persone con P.A. elevato dovrebbero ottenere migliori risultati al test successivo al programma rispetto ai corrispondenti soggetti con P.A. più basso. La Tabella 2 mostra che la situazione era proprio quella. Sebbene i punteggi pre-test in entrambi i gruppi fossero identici, il punteggio al termine del programma del gruppo con P.A. alto è significativamente più elevato rispetto a quello del gruppo con P.A. basso. Si può così concludere che la misura del P.A. ha certamente un valore aggiunto nel predire la capacità dei soggetti di trarre beneficio da un intervento cognitivo.
Punteggio P.A. Matrici di Raven prima
Matrici di Raven dopo
Gruppo A (N=10) 82,59 (4,83) 71,67 (6,57) 88,33 (4,37)*
Gruppo B (N=10) 46,55 (8,9) 71,83 (5,58) 81,67 (6,38)
Tabella 2 - Confronto dei punteggi del test Matrici Progressive di Raven prima e dopo il programma, dei gruppi di soggetti con potenziale di apprendimento diverso (*t = 2.72, p < 0.01).
La terza questione posta in questa ricerca era se la procedura di valutazione del potenziale di apprendimento insieme all’intervento cognitivo di breve durata avesse prodotto un cambiamento significativo nella prestazione cognitiva dei soggetti. A questo quesito è stato risposto calcolando la dimensione dell’effetto di cambiamento; sono stati messi a confronto i risultati ottenuti al test statico Matrici Progressive di Raven prima e dopo il programma. La Tabella 3 mostra che i soggetti in media hanno ottenuto un cambiamento molto significativo tra il pre-test e il post-test. La dimensione dell’effetto è molto ampia (secondo Cohen, 1988, una dimensione dell’effetto di 0,5 è considerata modesta, e 0,8 ampia). I risultati indicano che la procedura di valutazione P.A. insieme ad un intervento cognitivo di durata relativamente breve (65 ore) è in grado di incrementare in maniera significativa la prestazione cognitiva di giovani adulti.
Pre-test Post-test Dimensione dell’effetto
77,57 (9,87) 87,21 (7,46) 1,1
Tabella 3 - Punteggi ottenuti con le Matrici Progressive di Raven prima e dopo il programma (in %). N=89.
La quarta questione sollevata in questa ricerca era se i soggetti i cui punteggi di inserimento standard erano molto inferiori ai punteggi richiesti per l’inserimento in corsi di formazione professionale più impegnativi sarebbero stati tuttavia in grado di superare con successo questi corsi. La durata del training variava da due settimane per i corsi meno impegnativi a 24 settimane per quelli più difficili. Al termine di questo periodo sono stati raccolti i dati riguardanti il successo dei soggetti nel concludere i loro corsi, il numero dei casi di abbandono e di trasferimento. Sono stati acquisiti dati analoghi relativi a soggetti di gruppi appartenenti alla cultura maggioritaria provenienti dagli stessi corsi, nei quali erano stati collocati sulla base della procedura di inserimento standard.
Hanno completato con successo i loro corsi di formazione 77 soggetti su 94, vale a dire l’81,9%. La percentuale degli studenti appartenenti alla cultura maggioritaria promossi negli stessi corsi è all’incirca del 90%. Questi risultati dovrebbero essere valutati tenendo conto della differenza nei punteggi di inserimento standard di questi due gruppi. Poiché siamo interessati prima di tutto ai corsi più impegnativi che tradizionalmente erano del tutto “off limits” per i soggetti appartenenti a minoranze a causa dei loro punteggi di inserimento bassi, qui ci focalizzeremo su un sottogruppo di studenti appartenenti a minoranze con un alto potenziale di apprendimento (N=31), a cui è stata offerta l’opportunità di studiare in questi corsi particolarmente impegnativi. La Tabella 4 mostra i punteggi medi di inserimento standard degli studenti appartenenti a minoranze messi a confronto con i punteggi di inserimento utilizzati per l’ammissione degli studenti della cultura maggioritaria negli stessi corsi. La differenza è statisticamente significativa (p < 0,01) e la dimensione dell’effetto = 2,85 è molto ampia (cfr. Cohen, 1988). Ciò significa che la procedura L.P.A.D. è stata in grado di selezionare con successo gli studenti appartenenti a minoranze con un alto potenziale di apprendimento i cui punteggi di inserimento standard sono stati in media di 2,85 deviazioni standard al di sotto del livello di ammissione. La percentuale di promozione in questo sotto-gruppo minoritario è stata del 83,9%, rispetto a circa 90% tra gli studenti della cultura maggioritaria. Pertanto si può concludere che la procedura di valutazione P.A. è stata in grado di “colmare il divario” della dimensione di 2,85 deviazioni standard e raggiungere un’alta attendibilità nell’inserire studenti appartenenti a minoranze nei corsi di formazione corrispondenti al loro potenziale di apprendimento.
Punteggio degli studenti appartenenti a minoranze
Punteggio di ammissione standard Dimensione dell’effetto
48,2 (2,4)* 52,42 (0,56) 2,85
Tabella 4. Punteggi di ammissione degli studenti appartenenti a minoranze (N=31) contrapposti ai punteggi di ammissione standard (deviazioni standard tra parentesi). (*t = 9,26, p < 0,01).
Discussione
I risultati della presente ricerca indicano che il modello P.A. di valutazione può essere esteso alla valutazione del potenziale di apprendimento e della modificabilità cognitiva di giovani adulti che rientrano in
una distribuzione normale delle prestazioni cognitive. Per quanto ne sappiamo, la sola altra ricerca in cui la valutazione P.A. è stata utilizzata con giovani adulti con funzionamento cognitivo nella norma è stato quello di Skuy e collaboratori (2002). Il modello teorico del P.A. (Feuerstein et al., 1979) presuppone che ci sia una differenza significativa tra la prestazione cognitiva misurata con i test psicometrici classici e la batteria P.A.. I risultati di questa ricerca hanno confermato che ciò è vero non solo per bambini con un basso livello di funzionamento cognitivo, ma anche per giovani adulti con funzionamento cognitivo nella norma. Le procedure di valutazione psicometriche e P.A. erano rivolte alla stessa area cognitiva, per esempio il ragionamento analogico attraverso figure risultato in differenti classificazioni all’interno del gruppo degli stessi soggetti. I test psicometrici classici, o statici, hanno sistematicamente assegnato classi inferiori ai soggetti con alto potenziale di apprendimento, e classi superiori ai soggetti con potenziale di apprendimento relativamente basso.
La ricerca, inoltre, risponde positivamente alla questione relativa alla tendenza degli individui con potenziale di apprendimento più alto a trarre maggiore beneficio dall’intervento cognitivo rispetto ai loro coetanei che hanno lo stesso livello di prestazione statica, ma con potenziale di apprendimento inferiore. Finora a questa domanda si era risposto positivamente soltanto per i bambini di diversa cultura con un basso funzionamento cognitivo, che hanno ricevuto un intervento molto più lungo (Kozulin, 2005a). Il confronto dei due sottogruppi di soggetti che avevano punteggi pre-test statici identici, ma punteggi opposti nel potenziale di apprendimento, ha sicuramente confermato che i soggetti con un elevato potenziale di apprendimento hanno fatto progressi cognitivi più significativi durante il programma di intervento cognitivo di breve durata.
È stato anche confermato che la valutazione P.A. può essere realmente uno strumento di avanzamento professionale di studenti appartenenti a minoranze mettendo a disposizione una procedura alternativa per un loro inserimento nei corsi di formazione professionale più impegnativi coronato da successo. L’uso dell’L.P.A.D. ha dimostrato di avere un notevole vantaggio sugli esami di inserimento di tipo psicometrico, e ha permesso a un ampio numero di studenti appartenenti a minoranze culturali di ottenere accesso a training professionali che sarebbero stati altrimenti del tutto al di fuori della loro portata.
Ringraziamenti
Le attività di valutazione e di training sono state sostenute da I.C.E.L.P., I.D.F. e J.D.C.. Un particolare ringraziamento a Lea Yosef e Anat Cagan, che hanno collaborato alla raccolta dei dati.
La precedente versione di questo scritto è stata presentata alla Northumbria E.A.R.L.I. Assessment Conference, University of Northumbria, UK, 2006.
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Gli Autori
Introduzione, S. Guetta