dirigenti scolastici: analisi scientifica di una valutazione

Queste considerazioni si riferiscono alla valutazione dei dirigenti scolastici siciliani. Esse sono naturalmente applicabili a processi e dati analoghi.

Le statistiche dei dati

Non doveva essere necessariamente eguale e questo per la presenza di due variabili aleatorie:

• le deboli differenze di competenza media nel "compito" tra i presidi di nuclei diversi nell'ambito dell'assegnazione sostanzialmente casuale

• le deboli differenze nella "generosità" o "severità" media dei nuclei di valutazione anche questa nell'ambito stretto dell'assegnazione casuale dei valutatori ai nuclei.

Nel settore della scuola abbiamo esperienze di differenze di performances tra classi scolastiche, ed è bene chiarire che non c'entrano nulla con quelle di cui parliamo: le differenze al termine di un ciclo di studi tra una classe scolastica e l'altra sono quasi interamente dovute a fattori individuabili e "pesanti" quali la formazione iniziale della classe, la competenza degli insegnanti del curricolo, la precarietà o meno degli stessi, ecc. .

 Una classe scolastica non è mai pertanto un campione casuale e rappresentativo del suo Istituto, mentre i gruppi, in cui erano divisi i dirigenti scolastici, di fatto lo erano rispetto alla totalità dei presidi siciliani.

Per legge statistica pertanto, considerata la numerosità dei gruppi,  nella gamma di valori centrale tra  88,99  e  97,16  dovevano situarsi due terzi, cioè una decina di punteggi medi per nucleo di valutazione. Questo se le differenze tra le medie avessero rispecchiato effettive differenze tra i valutati.

In questo intervallo invece di punteggi medi ve n’è solo uno e tutti gli altri sono schizzati fuori verso gli estremi.

Da che cosa può essere spiegata questa variabilità così elevata tra nucleo e nucleo? Poniamo l'ipotesi che debba essere ascritta ai valutatori.

Ma sarebbe una variabilità ancora più strana se si considera che i valutatori erano tre e che la valutazione plurima tende a compensare gli stili valutativi individuali "estremisti".

Se questa compensazione veniva a mancare per effetto di una leadership assoluta da parte di uno dei componenti del nucleo o per effetto di una delega totale da parte degli altri due, la variabilità dei gruppi poteva certamente crescere poiché il numero di valutatori di fatto si riduceva ad un terzo e risentiva maggiormente della componente aleatoria.

Anche di questo caso possiamo stimare la probabilità: sottoponendo all’analisi della varianza l' ipotesi che ogni nucleo abbia agito "come un sol uomo " e che la variabilità riscontrata sia un fatto casuale, troviamo però che la probabilità è spaventosamente vicina allo zero.

Ci resta pertanto, una sola residua spiegazione di tale elevata variabilità ed è la seguente: ogni nucleo avrebbe  sviluppato al proprio interno una grande forza di coesione ma contemporaneamente avrebbe tramutato la forza di adesione ad un modello di valutazione originario e comune ai nuclei, implicito o esplicito, in una vera e propria forza di repulsione.

Dalla lettura del grafico si possono allora individuare due insiemi di nuclei: il primo composto da  PA1, CT2, ME2, SR e probabilmente da RG e il secondo da PA2, CT1, CT3, AG-TP, ME1, AG, CL, EN, TP che hanno sostanzialmente usato stili di valutazioni non solo distinti, ma antagonisti.

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Pier Franco Rizzo

(Pubblicato sul n°1/2 Anno 18  Gennaio - Agosto 2001)