Psihologia Anxanxietatii Fata de Teste Si Examen

Viorel ROBU

PSIHOLOGIA ANXIETĂŢII FAŢĂ DE

TESTĂRI ŞI EXAMENE.

REPERE TEORETICE ŞI APLICAŢII

PERFORMANTICA

Editura PERFORMANTICA

Institutul Naţional de Inventică, Iaşi [email protected]

Iaşi, Campusul Universitar “Tudor Vladimirescu”, Corp T24, Etaj 1, CP 2002, OP 10, Iasi

Tel/fax: 0232-214763

Descrierea CIP a Bibliotecii Naţionale a României

ROBU, VIOREL

PSIHOLOGIA ANXIETĂŢII FAŢĂ DE TESTĂRI ŞI EXAMENE.

REPERE TEORETICE ŞI APLICAŢII/ Viorel ROBU

– Iaşi: Performantica, 2011

ISBN: 978-973-730-912-9

Referent științific:

Prof. Univ. Dr. Nicolae Mitrofan

Universitatea din Bucuresti

Consilier editorial: Prof. univ. dr. Traian D. Stănciulescu

Secretar editorial: Octav Păuneţ

Coperta:

Carmen Anton

EDITURĂ ACREDITATĂ DE CNCSIS BUCUREŞTI, 1142/30.06.2003 Copyright © 2011

Toate drepturile asupra acestei ediţii sunt rezervate autorului

Soției mele, Iulia și

fiului nostru Sasha-Christian

cu toata dragostea.

Lector univ. dr. VIOREL ROBU (n. 1979) este absolvent al Facultăţii de Psihologie şi

Ştiinţe ale Educaţiei din cadrul Universităţii “Al. I Cuza” din Iaşi. A obţinut diploma de

master în domeniul Psihoterapie ericksoniană şi intervenţie psihosocială (2004) la aceeaşi

universitate şi diploma de doctor în domeniul Psihologie la Universitatea din Bucureşti

(2010). Din 2003, este cadru didactic la Facultatea de Psihologie şi Ştiinţele Educaţiei,

Universitatea “Petre Andrei” din Iaşi, unde a susţinut şi susţine cursuri, seminarii şi lucrări

practice la disciplinele ,,Bazele teoretice ale evaluării psihologice”, ,,Statistică în

psihologie şi prelucrarea informatizată a datelor”, ,,Metode şi tehnici de cercetare a

cuplului şi familiei”, ,,Elaborarea, implementarea şi marketing-ul unei cercetări ştiinţifice”.

A publicat peste 40 de articole şi studii ştiinţifice în reviste de specialitate (Anuarul

Universităţii “Petre Andrei” din Iaşi, Buletinul de Psihiatrie Integrativă, Psihologie.

Revistă Ştiinţifico-Practică – Republica Moldova, Revista de Psihologie Şcolară, Revista

de Psihologie şi Ştiinţele Educaţiei) şi în mai multe volume colective.

CUPRINS

Prefaţă............................................................................................................................. 11

INTRODUCERE........................................................................................................... 15

Partea întâi. REPERE TEORETICE

1. ANXIETATEA FAŢĂ DE TESTARE: UN CONCEPT STUDIAT INTENSIV. 23

1.1. Câteva repere teoretice generale privind conceptul de anxietate.................. 23

1.2. Anxietatea faţă de testare.................................................................................. 29

1.2.1. Scurt istoric al cercetărilor privitoare la anxietatea faţă de testare............ 30

1.2.2. Semnificaţii ale conceptului de anxietate faţă de testare........................... 31

1.2.3. Manifestările specifice anxietăţii faţă de testare........................................ 32

1.2.4. Prevalenţa anxietăţii faţă de testare în funcţie de variabilele vârstă, sex şi

rasă ………………………………………………………………………

40

1.2.5. Anxietatea faţă de testare, performanţa la testele de abilităţi şi

performanţa şcolară……………………………………………………….

53

1.2.6. Anxietatea faţă de testare şi motivaţia de realizare şcolară....................... 60

1.2.7. Metode şi tehnici pentru reducerea/prevenirea simptomelor specifice

anxietăţii faţă de testare.......................................................................................

62

2. INVENTARUL PENTRU EVALUAREA ANXIETĂŢII FAŢĂ DE

TESTARE (TAI)............................................................................................................

73

2.1. Paşii urmăriţi în construirea şi în dezvoltarea inventarului TAI...................... 73

2.2. Administrarea şi scorarea inventarului TAI...................................................... 77

2.3. Date americane referitoare la fidelitatea inventarului TAI................................ 79

2.4. Date americane referitoare la validitatea inventarului TAI............................... 82

2.5. Date normative pentru populaţia de elevi şi de studenţi americani.................. 92

2.6. Adaptări culturale ale inventarului TAI............................................................ 94

2.7. Experimentarea unei forme scurte a inventarului TAI..................................... 96

2.7.1. Necesitatea unei versiuni scurte................................................................ 96

2.7.2. Subiecţi şi procedură................................................................................. 97

2.7.3. Rezultate................................................................................................... 98

PSIHOLOGIA ANXIETĂŢII FAŢĂ DE TESTĂRI ŞI EXAMENE

Partea a doua. APLICAŢII. EXPERIMENTAREA

INVENTARULUI TAI PE MAI MULTE LOTURI DE ELEVI

ŞI STUDENŢI ROMÂNI

3. SCOPUL ŞI OBIECTIVELE STUDIILOR PE CARE LE-AM

REALIZAT.....................................................................................................................

107

4. ADAPTAREA PENTRU LIMBA ROMÂNĂ A INVENTARULUI TAI............ 113

4.1. Etape ale adaptării pentru limba română a inventarului TAI............................. 114

4.2. Studiul echivalenţei transliterale dintre versiunea originală în limba engleză şi

versiunea în limba română a inventarului TAI..........................................................

118

5. LOTURILE DE SUBIECŢI PE CARE A FOST ADMINISTRAT

INVENTARUL TAI ………………………………………………………………….

129

6. PROBE PSIHOLOGICE UTILIZATE ÎN STUDIILE PENTRU

VALIDAREA INVENTARULUI TAI........................................................................

137

6.1. Chestionarul pentru evaluarea reacţiilor faţă de teste (RTT).................... 137

6.2. Scala pentru evaluarea anxietăţii-trăsătură (STAI-Y2).............................. 143

6.3. Chestionarul Penn State pentru evaluarea predispoziţiei unei persoane de a-şi

face griji (PSWQ)..........................................................................................

145

6.4. Scala Rosenberg pentru evaluarea stimei de sine (RSE)............................. 147

6.5. Scala pentru evaluarea auto-eficienţei (SES)................................................ 148

6.6. Scala Toulouse pentru evaluarea stimei de sine (ETES)/Subscala Sine şcolar 150

6.7. Scala internalism-externalism pentru copii şi tineri (IE-CT)..................... 151

6.8. Scalele Stabilitate emoţională şi Caracter conştiincios din Chestionarul Alter

Ego……………………………………………………………………………

153

6.9. Inventarul pentru evaluarea stilurilor de adaptare la situaţii stresante

(CISS)……………………………………………………………………………….

154

6.10. Scala pentru evaluarea deprinderilor şi a obişnuinţelor legate de studiu

(SSHS)........................................................................................................................

160

6.11. Bateria Factorială Primary Mental Abilities (PMA)..................................... 161

7. REZULTATE............................................................................................................ 163

7.1. Date statistice descriptive................................................................................. 163

7.2. Date comparative în funcţie de sex, clasă şcolară/an de studiu şi

specializare.................................................................................................................

173

7.3. Fidelitatea versiunii în limba română a inventarului IAT............................ 188

7.4. Date privitoare la validitatea versiunii în limba română a inventarului IAT … 194

7.4.1. Evaluarea validităţii de conţinut................................................................. 194

7.4.2. Validitatea de construct a versiunii în limba română a inventarului IAT.. 202

7.4.3. Date privitoare la validitatea de criteriu a inventarului IAT...................... 219


7.5. Structura factorială a versiunii în limba română a inventarului IAT................... 231

7.6. Date normative pentru populaţia de elevi de liceu români............................... 245

8. EXPERIMENTAREA UNEI VERSIUNI PARALELE ÎN LIMBA ROMÂNĂ

A INVENTARULUI TAI………..................................................................................

251

8.1. Elaborarea itemilor........................................................................................... 251

8.2. Date obţinute în urma experimentării pe un lot de elevi de liceu români a unei

prime versiuni paralele (IAT-II) a inventarului IAT...................................

252

8.3. Date obţinute în urma contravalidării versiunii paralele în limba română a

inventarului IAT. Versiunea IAT-III........................................................................

263

9. EXPERIMENTAREA UNEI VERSIUNI SCURTE A INVENTARULUI TAI.. 275

9.1. Criterii de selecţie a itemilor............................................................................ 275

9.2. Comparaţii exploratorii între trei versiuni scurte ale inventarului IAT............ 279

9.3. Câteva caracteristici psihometrice ale versiunii scurte IAT-8.......................... 281

10. LIMITE METODOLOGICE ŞI DIRECŢII PENTRU CONTINUAREA

STUDIILOR APLICATIVE.....................................................................................

287

11. VALOAREA APLICATIVĂ A STUDIILOR PE CARE LE-AM

REALIZAT...........................................................................................................

297

12. CONCLUZII............................................................................................................ 305

BIBLIOGRAFIE............................................................................................................ 317

Prefaţă

O privire de ansamblu asupra monografiei Psihologia anxietăţii faţă de testări şi

examene. Repere teoretice şi aplicaţii, elaborată de domnul lector universitar doctor Viorel

Robu, ne evidenţiază o lucrare consistentă, alei cărei organizare şi conţinut reflectă o

arhitectură ştiinţifică şi metodologică solidă. Această arhitectură are ca piloni de rezistenţă

atât o fundamentare teoretică de profunzime, cât şi un corpus de cercetări de teren, care

relevă contribuţiile originale ale autorului.

Monografia domnului Viorel Robu are un caracter preponderent metodologic. În

cuprinsul ei, autorul – cadru didactic universitar şi cercetător – a încercat să aducă în

atenţia cercetătorilor şi a practicienilor psihologi din România o topică de cercetare –

anxietatea faţă de situaţiile de evaluare – care, în străinătate (mai ales în SUA, dar şi în

Germania, Marea Britanie, Israel, Turcia, India etc.), a suscitat intense preocupări teoretice

şi aplicative. Deşi în literatura de specialitate internaţională, anxietatea faţă de situaţiile de

testare cotidiene stă în atenţia cercetătorilor încă de la începutul secolului trecut, în

preocupările cercetătorilor din ţara noastră a pătruns relativ recent şi nu a suscitat prea mult

interes (autorul citează o singură lucrare nepublicată, care a fost prezentată în anul 2002, în

cadrul Conferinţei naţionale de psihologia muncii şi organizaţională). Din acest motiv,

tema abordată de autor şi monografia pe care a realizat-o constituie, pe harta investigaţiilor

realizate de autorii români din domeniul psihologiei clinice şi al psihologiei şcolare, primul

reper demn de a fi luat în seamă.

Urmărind cu stricteţe un ansamblu de strategii şi de tehnici metodologice, precum şi

paşii necesari adaptării şi experimentării unei probe de evaluare psihologică într-un alt

context lingvistic şi cultural decât cel în care a fost construită şi testată iniţial, domnul

lector universitar doctor Viorel Robu valorifică una dintre contribuţiile metodologice ale

renumitului profesor american Charles Donald Spielberger şi ale colaboratorilor acestuia:

Inventarul pentru evaluarea anxietăţii faţă de testare/Test Anxiety Inventory (al cărui

acronim este TAI). Efortul complex de cercetare al autorului este un model pentru

demersul creator, care conduce la progresul cunoaşterii în domeniul psihologiei aplicate.

Organizată într-o manieră fluentă şi uşor de înţeles, monografia domnului Viorel

Robu diferenţiază clar principalele achiziţii teoretice şi empirice referitoare la anxietatea

faţă de testări şi examene şi la inventarul TAI (prezentate în cadrul primelor două capitole)

de contribuţia proprie a autorului (partea aplicativă, structurată în nouă capitole). Maniera

în care este organizată, la care se adaugă stilul expunerii, conferă monografiei claritate, un

11


grad ridicat de structurare şi uşurinţă în parcurgerea de către orice cititor: student sau

specialist în domeniul psihologiei.

În expunerea principalelor achiziţii teoretice şi empirice referitoare la conceptul de

anxietate faţă de situaţiile de testare, autorul a preferat concizia, pentru a-şi procura un

spaţiu considerabil destinat cercetărilor de teren pe care le-a întreprins. În primul capitol,

autorul sistematizează într-o manieră condensată câteva dintre direcţiile în care s-au

orientat studiile privitoare la anxietatea faţă de situaţiile de testare şi examene:

semnificaţiile generice ale conceptului de anxietate, distincţia dintre anxietatea-stare şi

anxietatea-trăsătură, istoricul cercetărilor privitoare la anxietatea faţă de testare,

semnificaţiile operaţionale ale conceptului, manifestările specifice şi

multidimensionalitatea anxietăţii faţă de testări şi examene, prevalenţa în funcţie de o serie

de variabile socio-demografice, relaţia complexă cu performanţele la testele de abilităţi şi

cu performanţele şcolare sau academice, relaţia cu motivaţia pentru realizarea şcolară sau

academică, precum şi metodele şi tehnicile destinate reducerii şi/sau prevenirii

simptomelor neplăcute.

În cadrul celui de-al doilea capitol, autorul prezintă back-ground-ul conceptual, paşii

care au fost urmăriţi în construirea şi în perfecţionarea inventarului TAI de către profesorul

Spielberger şi colaboratorii săi, aspectele-cheie referitoare la administrarea probei, precum

şi un cumul condensat de date referitoare la fidelitate, validitate şi la standardizare,

obţinute pe populaţia de elevi şi studenţi americani. Cel de-al treilea capitol al monografiei

elaborată de domnul Viorel Robu prezintă scopul şi obiectivele studiilor de teren pe care

le-a realizat. Autorul a pornit de la premisa că, pentru cercetătorii, ca şi pentru practicienii

români din domeniul psihologiei şcolare, al psihologiei clinice, al consilierii psihologice şi

al psihoterapiei, inventarul TAI va fi un instrument util în diverse proiecte de cercetare şi

de intervenţie, mai ales în cele destinate controlului în populaţia şcolară sau în cea

academică a prevalenţei simptomelor specifice anxietăţii faţă de evaluarea orală sau scrisă.

De aceea, prin studiile de teren pe care le-a realizat, autorul a urmărit traducerea

inventarului TAI, asigurarea adecvării acestuia în raport cu specificul limbii şi al culturii

române şi experimentarea versiunii de lucru pe loturi de elevi şi de studenţi în diferite

specializări universitare. Cu alte cuvinte, scopul practic al demersului realizat de către

autor a constat în evaluarea calităţilor psihometrice cerute oricărei probe de evaluare,

pentru a putea fi considerată utilă în practica cercetării şi în cea a intervenţiei psihologice.

Obiectivele care au jalonat demersul empiric sunt prezentate detaliat.

Următoarele capitole, care constituie contribuţia personală a autorului, prezintă

,,filmul” cercetărilor de teren care au fost realizate într-un mod riguros. Autorul se ocupă

de rezultatele pe care le-a obţinut în urma experimentării unei forme paralele a versiunii în

limba română a inventarului TAI, respectiv a trei forme scurte cu 6, 8 şi 10 itemi. Avem

alte două contribuţii originale, pe care domnul Viorel Robu le aduce la progresul

cunoaşterii şi al practicii în domeniul psihologiei şi care sporesc valoarea aplicativă a

demersului investigativ pe care l-a realizat. În Capitolul 10, autorul prezintă câteva limite

metodologice ale vastei sale cercetări de teren, conştient fiind de posibilitatea de

12


perfecţionare a demersului pe care l-a realizat. În continuare, autorul analizează cu un ochi

critic direcţiile de explorare a valorii diagnostice a probei TAI.

În penultimul capitol al monografiei sale, domnul Dr. Viorel Robu argumentează

clar şi pertinent relevanţa practică a studiilor teoretice şi de teren pe care le-a întreprins.

Valoarea aplicativă a studiilor de teren este analizată din mai multe perspective: 1)

teoretică – rezultatele studiilor pe care le-a realizat sugerează că, în evaluarea anxietăţii

faţă de situaţiile de testare şi examene în rândul elevilor şi al studenţilor, trebuie să se ţină

cont de caracteristicile individuale care se asociază frecvent cu simptomele specifice,

precum: autoeficienţa, stima de sine, locul controlului, stabilitatea emoţională, stilurile de

adaptare la situaţiile stresante; 2) cea legată de cercetarea aplicată – versiunea în limba

română a inventarului TAI, ca şi versiunea paralelă (IAT-III) şi cea scurtă (IAT-8), oferă

cercetătorilor români interesaţi de problematica anxietăţii faţă de situaţiile evaluative

posibilitatea evaluării preocupărilor cognitive care vizează eşecul şi posibilele consecinţe

ale acestuia, precum şi a răspunsurilor disfuncţionale din punct de vedere emoţional, pe

care le au elevii, studenţii sau persoanele care se prezintă la o testare (şcolară, profesională

sau psihologică); 3) perspectiva referitoare la programele destinate prevenirii anxietăţii faţă

de situaţiile de testare în populaţia şcolară sau în cea de studenţi – autorul invocă datele de

cercetare, pe care le-a obţinut şi le-a raportat, ca un argument pentru necesitatea lucrului

permanent cu elevii sau cu studenţii, prin: evaluarea psihologică a resurselor,

monitorizarea performanţelor şcolare sau academice, consilierea psihologică individuală şi

de grup.

Capitolele aplicative ale monografiei sunt redactate într-o manieră care creşte

progresiv interesul cititorului pentru cunoaşterea rezultatelor pe care autorul le-a obţinut, în

peste trei ani de studii teoretice şi aplicative, în cadrul stagiului doctoral pe care l-a efectuat

la Universitatea din Bucureşti. Prin toate elementele de conţinut, monografia Psihologia

anxietăţii faţă de testări şi examene. Repere teoretice şi aplicaţii capătă un vădit caracter

metodologic, putând fi inclusă în categoria studiilor psihometrice de anvergură. Elemente

de conţinut evidenţiază competenţele tânărului cercetător şi cadru didactic universitar

Viorel Robu, care este permanent însufleţit de dorinţa de a releva celor care îi citesc

lucrările ştiinţifice interpretări psihologice de profunzime, ca şi utilitatea datelor pe care le-

a obţinut.

Tot în cadrul penultimului capitol al tezei, autorul ne oferă un exemplu de exploatare

informaţională a răspunsurilor unui subiect la proba TAI. În vederea restituirii rezultatelor

unui elev care a completat această probă, consilierul şcolar sau psihologul clinician poate

utiliza profilele pe care autorul le-a imaginat şi le-a redat. Autorul evită excesul de

tehnicitate, în favoarea accesibilităţii pentru practician (ca şi pentru persoanele evaluate) a

sistemului interpretativ pe care îl propune.

Monografia, a cărei prefaţă am fost invitată să o asigur, ne dezvăluie sensibilitatea

autorului faţă de domeniul tematic pe care l-a investigat, abilitatea de a aborda şi de a

experimenta dintr-o pluralitate de perspective domeniul, capacitatea de sinteză teoretică

creativă pornind de la un material bibliografic bogat, ca şi abilitatea de a elabora concluzii

şi de a contura relevanţa practică a studiilor pe care le-a realizat. Sunt convinsă că

13


monografia Psihologia anxietăţii faţă de testări şi examene. Repere teoretice şi aplicaţii,

elaborată de domnul lector universitar doctor Viorel Robu, va reprezenta un reper în aria

cercetărilor aplicative centrate pe problematica anxietăţii faţă de situaţiile de testare şi

examene şi va fi utilă specialiştilor (cadre didactice, cercetători şi practicieni) şi studenţilor

din domeniul psihologiei.

Prof. univ. dr. Mariana Caluschi

Universitatea “Petre Andrei” din Iaşi

Iaşi, decembrie 2011

14

INTRODUCERE

Prezentul volum are un caracter preponderent metodologic. În cuprinsul lui, am

încercat să aducem în atenţia cercetătorilor şi a practicienilor din România o topică care în

străinătate a suscitat preocupări teoretice şi aplicative de peste o jumătate de secol. Este

vorba despre anxietatea faţă de testare (engl. test anxiety). Conceptul a suscitat o bogată

literatură, din care reies cauzele, variabilele care facilitează experimentarea cotidiană,

manifestările caracteristice şi consecinţele în planul funcţionării individuale (performanţele

în diverse sarcini) ale acestei predispoziţii frecvent întâlnită în rândul elevilor şi al

studenţilor, confruntaţi cu numeroase situaţii de examinare a cunoştinţelor, deprinderilor şi

a abilităţilor sau în rândul adulţilor care se prezintă la o testare profesională sau la una

psihologică.

Cercetările asupra anxietăţii faţă de testare au o istorie lungă şi bogată. Primele studii

au fost publicate în 1914. În 1952, Sarason şi Mandler publicau o serie de studii, în care

utilizau conceptul sub denumirea care este cunoscută astăzi în jargonul de specialitate. Prin

aceste studii, autorii au vizat relaţia dintre anxietatea faţă de testare şi performanţa la

diverse teste cognitive. Ele au furnizat baza teoretică pentru elaborarea şi perfecţionarea

primului instrument dintre cele care există în domeniul evaluării diferenţelor

interindividuale referitoare la anxietatea faţă de testare. Este vorba despre Scala pentru

evaluarea anxietăţii faţă de testare/Test Anxiety Scale – TAS (Sarason, 1978).

În următorii 20 de ani, s-au făcut progrese notabile în conceptualizarea anxietăţii faţă

de testare, ajungându-se la numeroase modele explicative. Preocupările intensive ale

cercetătorilor din numeroase ţări (SUA, Germania, Japonia, India, Israel, Turcia, Ungaria)

s-au materializat într-un corpus de observaţii bogat, precum şi în creşterea notabilă a

numărului de publicaţii ştiinţifice pe tema anxietăţii faţă de testare (după aprecierile lui

Zeidner – 1998, mai mult de 1000 la începutul anilor 1980).

Anxietatea faţă de testare (diverse teste, lucrări de control, teze, examene, concursuri

şcolare, etc.) este o variabilă specifică mediului şcolar sau academic prezentă la mulţi

dintre elevi sau dintre studenţi. Astfel, Potrivit lui Shaked (1996; citat de Moore, 2006),

aproximativ 30 % dintre toţi elevii şi studenţii americani sufereau de un anumit nivel al

anxietăţii faţă de testare.

Anxietatea de testare este un concept al cărui conţinut se referă la prezenţa la unii

dintre elevii sau dintre studenţii aflaţi într-o situaţie de examinare a unui cortegiu de

răspunsuri fiziologice, cognitive, emoţionale şi comportamentale disfuncţionale. Aceste

răspunsuri acompaniază teama cu privire la posibilele consecinţe negative ale eşecului.

R. M. Liebert şi L. W. Morris au identificat două dimensiuni ale anxietăţii faţă de

testare: preocupările cognitive (ruminaţiile) legate de consecinţele unui posibil eşec

(dimensiunea Îngrijorare), respectiv răspunsurile emoţionale la baza cărora a fost pusă

15


intensificarea activităţii sistemului nervos autonom (dimensiunea Emotivitate). Cele două

faţete au fost larg acceptate în comunitatea cercetătorilor şi a practicienilor şi rafinate prin

numeroase studii empirice.

O serie de autori au identificat şi au descris şi alte dimensiuni ale anxietăţii faţă de

testare, cum ar fi cogniţiile care interferează cu sarcina de rezolvat (engl. task irrelevant

cognitions). De fapt, acestea au fost văzute ca fiind faţete ale dimensiunii Îngrijorare, al

cărei conţinut a fost rafinat mai mult decât cel al dimensiunii Emotivitate.

Mai recent, Zeidner (1998) a propus un model tranzacţional al anxietăţii faţă de

testare care integrează o serie de elemente-cheie pentru înţelegerea şi evaluarea acestui

construct: caracteristicile situaţiilor evaluative (natura şi dificultatea sarcinilor,

constrângerile legate de timp, caracteristicile mediului fizic, caracteristicile examinatorilor,

etc.), variabilele personale ale subiectului (nevoia acută de realizare, auto-eficacitatea,

abilităţile şcolare, capacitatea de procesare a informaţiilor, deprinderile şi abilităţile legate

de studiu şi de pregătirea pentru teste şi examene, etc.), percepţiile pe care subiectul le are

cu privire la situaţiile de testare (evaluări şi reevaluări ale situaţiilor de testare ca fiind

ameninţătoare sau ca reprezentând o provocare), anxietatea pe care subiectul o resimte

efectiv într-o situaţie de testare (preocupările cognitive, reacţiile emoţionale, activarea

fiziologică), răspunsurile cu valoare adaptativă ale subiectului (mecanisme de reducere a

anxietăţii resimţită în plan subiectiv, precum şi strategiile active sau pasive de adaptare la

sarcinile pe care le implică situaţiile evaluative), precum şi o serie de rezultate cu valoare

adaptativă (centrarea cogniţiilor subiectului pe sarcinile pe care le are de rezolvat,

încercările de control în plan răspunsurilor emoţionale, etc.).

Anxietatea faţă de testare se asociază cu performanţe scăzute la testele cognitive. De

asemenea, un nivel ridicat al anxietăţii faţă de testare poate conduce la scăderea motivaţiei

orientată către reuşita şcolară sau academică, precum şi a performanţelor pe care le elevii

sau studenţii le obţin efectiv. Sunt şi situaţii în care un anumit nivel optim al anxietăţii

conduce mai degrabă la adaptarea în situaţia evaluativă şi la obţinerea unui rezultat bun. În

acest sens, R. Alpert şi R. N. Haber au propus un instrument care evaluează anxietatea ca

factor facilitant pentru realizarea obiectivelor şcolare sau academice (engl. facilitating

anxiety), respectiv anxietatea ca factor care interferează negativ cu eforturile orrientate

către obţinerea unor performanţe şcolare sau academice bune (engl. debilitating anxiety).

Cele două scale ale Testului pentru evaluarea anxietăţii faţă de succesul şcolar sau

academic/Achievement Anxiety Test (AAT) prezintă un grad relativ ridicat de specificitate

în raport cu aspectele anxietăţii care pot interfera cu realizarea în plan şcolar sau academic

(Corcoran şi Fisher, 1987).

Mecanismele şi procesele prin care manifestările specifice anxietăţii faţă de testare

conduc la deteriorarea performanţelor şcolare sau academice includ cogniţiile negative pe

care elevul sau studentul le are în legătură cu propriile competenţe (aptitudini, deprinderi,

cunoştinţe, etc.), cu posibilul eşec la diverse testări sau la examene şi consecinţele acestuia.

Aceste cogniţii, însoţite de un cortegiu de manifestări emoţionale stânjenitoare,

interferează debilitant cu procesele cognitive pe care elevul trebuie să le aloce în faza de

pregătire pentru o situaţie de evaluare, precum şi cu eforturile de concentrare necesare

16


rezolvării sarcinilor (atunci când se confruntă efectiv cu situaţia de evaluare).

Au fost experimentate mai multe metode şi tehnici destinate reducerii simptomelor

specifice anxietăţii faţă de testare: biofeed-back-ul, hipnoterapia, terapia cognitiv-

comportamentală, terapia raţional-emotivă, desensibilizarea sistematică, training-ul

destinat îmbunătăţirii practicilor referitoare la pregătirea pentru examene şi teste. Mai

multe studii au arătat că, în combinaţie cu training-ul destinat îmbunătăţirii practicelor

legate de studiul şi de pregătirea pentru diverse evaluări, terapia cognitiv-comportamentală

este cea mai eficientă metodă pentru ameliorarea manifestărilor supărătoare ale anxietăţii

faţă de teste şi examene.

Unul dintre cei mai influenţi cercetători americani din domeniul psihologiei

secolului al XX-lea care a avut o contribuţie notabilă în domeniul studiului anxietăţii faţă

de testare este C. D. Spielberger, profesor la Universitatea din South Florida. Contribuţiile

sale teoretice şi metodologice au rezonanţă internaţională, constituind un reper pentru

cercetătorii şi practicienii din toate colţurile lumii. Drintre contribuţiile sale metodologice,

cea mai importantă este elaborarea şi dezvoltarea, de-a lungul a peste 40 de ani de cercetări

teoretice şi empirice, a Inventarului pentru evaluarea anxietăţii-stare şi a anxietăţii-

trăsătură/State-Trait Anxiety Inventory (STAI), prin care a fost testată empiric distincţia

dintre anxietatea-stare şi anxietatea-trăsătură, realizată încă din anii 1960 de către R. B.

Cattell.

În colaborare cu mai mulţi doctoranzi şi practicieni, Spielberger a efectuat

numeroase cercetări utilizând Inventarul pentru evaluarea anxietăţii faţă de testare/Test

Anxiety Inventory (TAI) ca instrument pentru evaluarea nivelului anxietăţii faţă de testare

şi a dimensiunilor acesteia. Prima ediţie a inventarului a fost publicată în 1980. De peste un

sfert de secol, inventarul este foarte frecvent utilizat atât în studiile empirice de teren, cât şi

în practica evaluării în mediul şcolar şi în cel academic.

Inventarul TAI reprezintă un reper influent în domeniul cercetărilor aplicative

privitoare la conceptul de anxietate faţă de testare şi la reţeaua nomologică asociată

acestuia, precum şi în domeniul evaluării în scopul intervenţiilor în mediul şcolar sau

academic. A fost dezvoltat cu scopul de a evalua diferenţele individuale în ceea ce priveşte

anxietatea faţă de testare, privită ca trăsătură de personalitate legată de situaţiile specifice

care implică evaluarea. Analizat din punctul de vedere al back-ground-ului conceptual şi al

structurii, inventarul TAI este similar cu Scala pentru evaluarea anxietăţii-trăsătură din

STAI care măsoară predispoziţia generală a adolescenţilor şi a adulţilor către simptome de

anxietate.

Pe lângă evaluarea diferenţelor interindividuale în ceea ce priveşte predispoziţia

către anxietate în situaţii de testare, inventarul conţine două scale care permit evaluarea

preocupărilor cognitive legate de eşec (Îngrijorare), respectiv a reacţiilor emoţionale

(Emotivitate) – cele două dimensiuni de bază ale anxietăţii faţă de testare descrise de

Liebert şi Morris. Deşi, iniţial, inventarul a fost conceput pentru a evalua anxietatea faţă de

testare în rândul studenţilor, ulterior a fost utilizat cu succes şi în populaţia de elevi de

liceu.

17


În cadrul studiilor de teren pe care le-am realizat, am urmărit traducerea inventarului

TAI, asigurarea adecvării acestuia în raport cu specificul limbii şi culturii noastre şi

experimentarea versiunii de lucru pe loturi de elevi şi de studenţi în diferite specializări

universitare. Ne-am propus evaluarea calităţilor psihometrice cerute oricărui instrument,

pentru a putea fi considerat util în practica cercetării şi în cea a intervenţiei psihologice.

Dintre cele 12 capitole în care este organizat prezentul volu, zece sunt aplicative şi

vizează inventarul TAI. În expunerea principalelor achiziţii teoretice şi empirice referitoare

la conceptul de anxietate faţă de testare, am preferat concizia, pentru a ne procura un spaţiu

considerabil destinat cercetărilor de teren pe care le-am întreprins de-a lungul a trei ani.

În primul capitol al tezei noastre, au fost sistematizate câteva dintre direcţiile în care

s-au orientat studiile privitoare la anxietatea faţă de testare: manifestările specifice,

prevalenţa în funcţie de variabilele vârstă, sex şi rasă, relaţia cu performanţele la testele de

abilităţi şi cu performanţele şcolare sau academice, relaţia cu motivaţia pentru realizarea

şcolară sau academică, respectiv metodele şi tehnicile cunoscute în domeniul intervenţiei

în vederea reducerii şi/sau prevenirii simptomelor specifice.

Urmărind manualul ediţiei originale în limba engleză, cel de-al doilea capitol

prezintă paşii care au fost urmăriţi în construirea şi în perfecţionarea inventarului TAI de

către Spielberger (1980) şi colaboratorii săi, câteva aspecte legate de administrare şi de

scorarea răspunsurilor date de către o persoană, precum şi un cumul condensat de date

americane referitoare la fidelitate, validitate şi standardizare. Aproape un sfert din

economia capitolului a fost alocat prezentării procedurii urmărite şi a rezultatelor obţinute

de către Deane şi Taylor (2002), în cadrul unui studiu prin care au vizat experimentarea

unei versiuni scurte a inventarului TAI.

Cel de-al treilea capitol prezintă scopul şi obiectivele studiilor de teren pe care le-am

realizat. Am pornit de la premisa că pentru cercetătorii, ca şi pentru practicienii români din

domeniul psihologiei educaţionale (şi nu numai), inventarul TAI poate fi un instrument util

în diverse proiecte de cercetare şi de intervenţie, mai ales în cele destinate controlului în

populaţia şcolară sau în cea academică a prevalenţei simptomelor specifice anxietăţii faţă

de evaluare. Deoarece preocupările autorilor români vis-à-vis de anxietatea faţă de testare

şi de instrumentele deja existente prin care aceasta poate fi evaluată erau aproape

inexistente, am sperat ca, prin studiile noastre, să trezim interesul pentru această topică.

Următorul capitol trece în revistă etapele pe care le-am parcurs în vederea traducerii

în şi adaptării pentru limba română a inventarului TAI, ca şi procedura şi rezultatele unui

studiu prin care am urmărit evaluarea echivalenţei transliterale dintre versiunea originală în

limba engleză (TAI) şi versiunea în limba română a inventarului (IAT). Am pornit de la

presupunrea că, în cazul în care traducerea şi adaptarea au fost bine realizate, elevii

bilingvi dintr-un lot vor obţine scoruri similare la versiunea în limba engleză, respectiv la

cea în limba română. Datele pe care le-am obţinut au susţinut această presupunere.

Capitolul 5 sintetizează caracteristicile socio-demografice şi educaţionale ale

loturilor de elevi şi de studenţi pe care a fost administrată versiunea în limba română a

inventarului TAI. Este vorba despre nouă loturi de elevi de liceu totalizând 1914 subiecţi

18


(1039 de fete şi 875 de băieţi), respectiv trei loturi de studenţi (în domeniile Psihologie şi

Arhitectură) totalizând 434 de subiecţi (309 de sex feminin şi 125 de sex masculin).

Capitolul 6 prezintă probele psihologice care au fost utilizate în cadrul studiilor de

teren prin care am urmărit evaluarea validităţii versiunii de lucru IAT. Este vorba despre o

serie de scale şi inventare foarte cunoscute în comunitatea internaţională a cercetătorilor şi

a practicienilor din domeniul psihologiei, precum: State-Trait Anxiety Inventory – Form

Y2, Rosenberg Self-Esteem Scale, Self-Efficacy Scale, Nowicki-Strickland Locus of Control

Scale, Coping Inventory for Stressful Situations sau Primary Mental Abilities.

Cel de-al şaptelea capitol, cel mai lung dintre toate, este destinat prezentării

extensive a rezultatelor studiilor de teren pe care le-am întreprins. Datele pe care le-am

obţinut au relevat o serie de caracteristici psihometrice consistente ale versiunii în limba

română (IAT) a inventarului TAI care o fac utilă scopurilor de cercetare aplicativă şi a

celor de intervenţie în populaţia şcolară sau academică. Pornind de la caracteristicile

distribuţiilor scorurilor obţinute de către cei 1914 elevi de liceu români pe care am

administrat versiunea în limba română a inventarului TAI, sunt prezentate o serie de repere

normative pe care le considerăm utile în exploatarea informaţională de către cercetători şi

de către practicieni a rezultatelor la inventar obţinute de un elev (student) sau de un grup

de elevi (studenţi).

În următoarele două capitole, ne-am ocupat de rezultatele pe care le-am obţinut în

urma experimentării unei forme paralele (IAT-III) a versiunii în limba română a

inventarului TAI, respectiv a unei forme scurte (IAT-8). Elaborarea şi explorarea celor

două instrumente constituie unul dintre elementele care asigură noutatea şi originalitatea

lucrării noastre. La fel ca în cazul versiunii lungi, datele pe care le-am obţinut au relevat o

serie de caracteristici psihometrice consistente pentru ambele forme.

Capitolele 10 şi 11 prezintă câteva limite metodologice, direcţiile de explorare pe

care ni le-am propus în continuare, ca şi relevanţa practică a studiilor pe care le-am

întreprins. În Capitolul 11, este oferit un exemplu de exploatare informaţională a

răspunsurilor pe care un elev de liceu le-a oferit la versiunea în limba română a

inventarului TAI. Capitolul 12 este rezervat concluziilor privind cercetarea anxietăţii faţă

de situaţiile de testare, precum şi rezultatele propriilor noastre investigaţii.

Cât anume am reuşit să acoperim din scopul pe care ni l-am propus şi cât de

convingători am fost reprezintă aspecte care vor fi evaluate cu siguranţă de către

specialiştii din diverse ramuri aplicative ale psihologiei interesaţi de problematica

anxietăţii faţă de testare. Sperăm să trezim interesul cercetătorilor şi al practicienilor pentru

acest domeniu al funcţionării cotidiene a unei persoane. Suntem deschişi către sugestii şi

colaborări constructive.

19

Partea întâi

REPERE TEORETICE

1. ANXIETATEA FAŢĂ DE TESTARE: UN CONCEPT

STUDIAT INTENSIV

1.1. Câteva repere teoretice generale privind conceptul de anxietate

SEMNIFICAŢII. Folosit în sens larg, termenul de anxietate poate desemna

sentimentul de teamă sau tensiunea resimţită de o persoană, care apar ca reacţii la o situaţie

stresantă (Stănculescu, 2003) sau o stare emoţională vagă şi neplăcută, însoţită de

aprehensiune, uneori groază, distres şi senzaţii de incomoditate (Reber, 1985).

Aceste semnificaţii sunt, însă, prea largi şi nu trimit către o serie de nuanţări,

necesare pentru a deosebi normalul de patologic. Aşa cum precizează R. Feldman (1993),

stările anxioase nu au numai un efect disfuncţional asupra vieţii psihice a individului, ci

pot influenţa şi pozitiv motivaţia şi performanţa (apud Stănculescu, 2003). Dar, atunci când

stările anxioase apar şi se cronicizează fără nici o justificare externă, putem vorbi de o

problemă psihică, iar în literatura de specialitate sunt descrise numeroase specii ale ceea ce

psihopatologii şi psihiatrii numesc prin termenul tulburări anxioase.

Alte puncte de vedere cu privire la anxietate, accentuează asupra stării de nelinişte

resimţită de persoana anxioasă, însoţită de preocupări cognitive cu privire la un pericol.

Astfel, în Dicţionarul de psihiatrie şi de psihopatologie clinică (1998), coordonat de J.

Postel, anxietatea este definitã ca o ,,stare de nelinişte în care predomină percepţia unei

situaţii care, deşi în general nedeterminată, s-ar putea dovedi dezagreabilă, ba chiar

periculoasă” (pp. 65-66). Este vorba despre o accepţiune cu tentă psihiatrică. Pentru

acelaşi autor, anxietatea poate fi înţeleasă, în sens general, ca o stare emoţională

caracterizată prin tensiune psihică şi prin stări de frică puternică, slab diferenţiată şi,

adesea, cronică. Su utilizează acelaşi termen şi pentru a se denumi predispoziţia unei

persoane de a trăi stări anxioase.

I. Mitrofan (1998; citată de Nuţ, 2003) pare să se înscrie în distincţia de mai sus,

atunci când vede anxietatea ca fiind o teamă fără obiect, nelinişte însoţită de tensiune

intrapsihica, agitaţie, iritabilitate şi simptome somatice. Această definiţie pare să se apropie

foarte mult de etimologia cuvântului latin anxietas = experienţa marcată de agitaţie,

nesigurantă, frică, spaimă.

Răşcanu şi Sava (1999) propun o definiţie sugestivă cu privire la anxietate, prin care

văd un sentiment de pericol difuz, vag precizat, cu repercusiuni iminente asupra existenţei

individului (apud Sava, 2003).

Pentru P. Pichot (1987) ,,anxietatea (sau angoasa) este o stare emoţională care

constã, pe plan fenomenologic, din trei elemente fundamentale: perceperea unui pericol

iminent, o atitudine de aşteptare în faţa acestui pericol şi un sentiment de dezorganizare

legat de conştiinţa unei neputinţe totale în faţa acestui pericol” (apud Postel, 1998, p. 66).

În afară de aşteptarea neliniştitã reflectând anticiparea unor evenimente nefericite,

anxietatea este însoţită de tensiune musculară, de inhibiţie motorie şi, mai ales, de

23


manifestări neurovegetative, printre care se numără: palpitaţiile în stare de repaos,

senzaţiile de vertij sau de leşin, transpiraţia excesivã, accesele de roşeaţã sau paloare,

uscãciunea gurii, senzaţia de gol în stomac, greţurile, trebuinţa frecvenţă de a urina.

Unele persoane trăiesc anxietatea ca pe o nelinişte cu privire la propria abilitate de a

face faţă unor ameninţãri, pe care le percep ca fiind iminente. Acestea pot deveni

hipervigilente, astfel crescându-le nivelul de activare a sistemului nervos (în special, a

celui autonom), iar prin aceasta, atenţia acordată valenţei negative a stimulilor ambientali.

Martin (1961) propune ca reacţiile anxioase să fie văzute ca un set de răspunsuri

neurofiziologice complexe care trebuie diferenţiate, conceptual şi operaţional, de stimulii

interni sau externi care provoacă aceste răspunsuri (apud Spielberger, 1972). Astfel,

autorul subliniazã importanţa identificării şi măsurarii paterrn-urilor de rãspunsuri

comportamentale şi fiziologice asociate anxietăţii şi a diferenţierii dintre starea de

anxietate şi alte reacţii emoţionale.

S. Freud este, fără îndoială, cel care a adus cea mai importantă contribuţie la

înţelegerea fenomenului de anxietate. Potrivit lui, anxietatea nu are nevoie de o descriere,

fiecare a experimentat, la un moment dat, această senzaţie sau, mai bine spus, aceastã

condiţie afectivă. Freud defineşte anxietatea ca pe ,,ceva simţit”, o stare afectivă sau o

condiţie fundamental neplăcută (apud Spielberger, 1972; Spielberger şi Krasner, 1988).

Anxietatea, potrivit lui Freud, poate fi deosebită de alte stări afective neplăcute, prin

combinaţia sa unică de calităţi experenţiale (psihice) şi fiziologice (Spielberger, 1972;

Spielberger şi Krasner, 1988). Calităţile experenţiale asociate anxietăţii, care îi dau

caracterul de ,,neplăcut”, constau în sentimente de aprehensiune şi tensiune. Fenomenele

fiziologice şi comportamentale asociate anxietăţii, cum ar fi, palpitaţii, perturbarea

respiraţiei, transpiraţia, tremorul, au fost considerate de Freud ca fiind componete esenţiale

ale anxietăţii.

Stările de anxietate sunt, în concepţia lui Freud, o combinaţie unică de sentimente şi

gânduri neplăcute, modificãri fiziologice asociate cu activarea sistemului nervos.

Modificările fiziologice sunt similare celor pe care Darwin le asocia fricii: accelerarea

bătăilor inimii, transpiraţie, tensiune musculară, perturbarea respiraţiei. Freud a prezentat

puţin interes pentru acestea, considerând că sentimentele de aprehensiune, tensiunea şi

calitãţile subiective dau anxietãţii caracterul de neplãcut. Utilizãnd metodele introspective

de psihanaliză, autorul a încercat să descopere elementul istoric din copilãria pacientului,

care face legătura dintre reacţiile anxioase şi stresorul extern care le evocă. Defineşte, în

final, conceptul de anxietate ca fiind o reacţie emoţională care serveşte ca semnal ce indicã

prezenţa unei situaţii periculoase.

În contextul teoriei semnalării pericolului, Freud face distincţia între anxietatea

obiectivă şi anxietatea nevrotică, distincţie bazatã pe sursa pericolului, sursă ce poate fi

exterioară individului sau rezultată din impulsurile reprimate ale individului însuşi (apud

Spielberger şi Krasner, 1988). Anxietatea obiectivã este declanşatã atunci când, un pericol

real din lumea exterioară este perceput de individ ca ameninţător. O caracteristică esenţială

a anxietăţii obiective este că, intensitatea reacţiei emoţionale este proporţională cu

magnitudinea pericolului extern. Anxietatea obiectivă este adaptativă, pentru că asigură

24


atât un semnal care atrage atenţia asupra pericolului, dar şi o activare a sistemului nervos

care determină individul să evite situaţia sau să se adapteze. Anxietatea nevrotică serveşte

şi ca semnal al pericolului, dar sursele pericolului sunt impulsurile reprimate ale

individului. Pedepsirea impulsurilor sexuale şi agresive determinã un proces prin care

anxietatea obiectivă se transformă în anxietate nevrotică, în special în timpul copilăriei.

Caracterul de concept generic al anxietăţii, faptul cã acesta constituie obiect de

interes pentru o gamă largă de discipline (medicinã, psihiatrie, psihologie, pedagogie),

amplifică dificultatea stabilirii exacte a conţinutului semantic al acesteia. Deseori,

anxietatea a fost redusã, chiar identificată, cu alte stări care desemnează realităţi apropiate,

dar, totuşi, diferite. De aici, rezultă necesitatea realizării unor delimitări conceptuale între

anxietate şi angoasă (denumită, în literatura de limbă engleză, tot prin termenul anxiety),

frică (engl. fear), fobie (engl. phobia), panică (engl. panic), stres sau emoţie.

Între anxietate şi angoasă există delimitări foarte fine. Deşi amândouă se referă la

senzaţia penibilă de teamă, indispoziţie, în cadrul angoasei, predominã tulburări somatice,

în timp ce, despre anxietate putem vorbi mai degrabă, atunci când neliniştea este trăită în

plan psihologic. N. Sillamy (1996) definea angoasa ca pe o senzaţie de indispoziţie

profundă, caracterizată prin nelinişte dusă la extremă, o frica iraţionalã, însoţită, de cele

mai multe ori, de modificări neurovegetative, comparabile cu acelea pe care le observăm

în şocurile emoţionale (palpitaţii, tremurături, transpiraţie abundentă, vedere înceţoşată,

etc.), de unde a rezultat, probabil, şi utilizarea termenului ca sinonim cu acela de anxietate.

Dacă pornim de la accepţiunea dată termenului de angoasă de către Sillamy, am putea fi

îndreptăţiţi să afirmăm că angoasa este o formă agravată a anxietăţii. Însă, nu este chiar

aşa, deoarece cauzele angoasei sunt situate de către psihanalişti în conflictele interioare ale

persoanei care se manifestă în inconştientul acesteia, în activităţile sexuale

nesatisfăcătoare sau în pierderea unei fiinţe dragi, iar manifestările sunt considerate a fi

expresia unei regresii conjugate în trecut a gândirii şi a afectivităţii.

Acceptatã tradiţional ca o ,,teamă fără obiect” (P. Janet), anxietatea se opune fricii,

care răspunde unei temeri motivate de un obiect sau o situaţie externă, prezente obiectiv în

câmpul extern al subiectului şi resimţite de acesta ca fiind periculoase. Aşa cum precizează

şi A. Reber (1985): 1) frica implică prezenţa obiectivă, ca stimuli declanşatori sau

facilitatori, a unor obiecte sau evenimente specifice, în timp ce anxietatea este o stare

emoţională mult mai generală (deci, mai puţin specifică, în raport cu diverse categorii de

stimuli) şi 2) frica poate fi o reacţie a unei persoanei în faţa unui pericol obiectiv, prezent

ca atare, în timp ce anxietatea poate apare ca o reacţie în faţa unui pericol anticipat sau

imaginat, care nu acţionează în mod obiectiv.

În opoziţie cu frica şi teama, anxietatea are un caracter iraţional, nu este o emoţie

bazală, ci mai degrabă un complex de emoţii. Prin urmare, putem considera termenul de

anxietate ca o umbrelă care înglobează o serie de trăiri emoţionale cum ar fi: frica, teama,

furia, nervozitatea.

Anxietatea se diferenţiaza de frică şi teamă şi prin durata de manifestare a

simptomelor care îi sunt specifice. Astfel că, dacă frica şi teama dispar odatã cu depăşirea

pericolului, anxietatea persistă în timp, în multe situaţii, cronicizându-se, ca în cazul

25


tulburării de anxietate generalizată (engl: generalized anxiety disorder).

Dacã fobia a fost înţeleasă ca o frică nejustificată, foarte intensă şi persistentă,

referitoare la un anumit lucru sau la o situaţie datã (obiectivă) şi însoţită de nevoia

permanentă de evitare a stimulului fobogen (Reber, 1985; Postel, 1998), anxietatea variază

în intensitate, durată de manifestare a simptomelor şi este legată de o situaţie slab

determinată, vagã (uneori, pur imaginară).

Ca manifestare clinică a fricii (sub aspectul intensităţii şi caracterului raţional al

simptomelor) (Sillamy, 1996), panica prezintă o simptomatologie asemănătoare anxietăţii,

numai cã manifestările au un nivel mai ridicat al intensităţii (palpitaţii, transpiraţie,

tremurături, senzaţia de sufocare). Cele două se diferenţiază net, în ceea ce priveşte

modalitatea de apariţie: dacă panica se instaleazã brusc, evoluează foarte rapid, în ceea ce

priveşte intensitatea simptomelor şi poate dispare la fel de repede, anxietatea este o stare

care, de multe ori, se permanentizează şi evoluează lent, ca intensitate.

Înţeleasă ca simptom emoţional al stresului, anxietatea se exprimăã prin nelinişte,

nesiguranţă, neîncredere în viitor şi în oameni, având, de multe ori, consecinţe grave în

planul adaptării individului. In 1956, H. Selye considera că ,,anxietatea derivă din felul

cum o persoană este legată de stres, dacă îl întelege, dacă îl acceptă. Stresul este la o

jumătate de staţie depărtare de drumul către anxietate şi reuneşte reacţiile de răspuns cu

caracter nespecific, comune, ca expresie fiziologică, oricărei solicitări care implică efort

de adaptare” (apud Cristophe şi Legeron, 2001).

Deseori, termenii de anxietate şi stres sunt utilizaţi ca şi sinonime. Însă, trebuie

precizat că (Cristophe şi Legeron, 2001): 1) atât stresul, cât şi anxietatea, implică

discrepanţe cognitive; 2) în timp ce, în cazul stresului, predicţiile asupra realitãţii diferă de

ceea ce se întâmplã cu adevãrat, în cazul anxietăţii, discrepanţa este între cerinţele situaţiei

şi ceea ce crede persoana că poate să facă.

Adesea, termenii anxietate, ameninţare, stres sunt folosiţi interşanjabil în cercetările

privind anxietatea. Ultimii doi termeni sunt folosiţi pentru a pune în evidenţă diferite

aspecte ale unei secvenţe temporale de evenimente, care rezultã în urma declanşãrii

anxietăţii (Spielberger, 1972; Spielberger şi Krasner, 1988). Între ele, trebuie făcute, totuşi,

câteva diferenţieri. Astfel, termenul stres se referă la un ansamblu de proprietăţi obiective

ale unei situaţii, caracterizată ca fiind potenţial periculoasă. Majoritatea indivizilor vor

percepe o situaţie, care, în mod obiectiv, este stresantă, ca fiind periculoasã sau

ameninţătoare. Dar, percepţia unei situaţii ca fiind amenintăţoare (deci, stresante) va

depinde de interpretarea subiectivă pe care individul o dă acesteia. Mai mult, unele situaţii

care, în mod obiectiv, nu sunt stresante, pot fi evaluate de o persoană ca fiind

ameninţătoare, întrucât reprezintă un pericol.

Deci, stresul se referã la proprietăţile obiective ale situaţiei, iar ameninţarea se referă

la percepţia situaţiei de către individ ca fiind, fizic sau psihic, periculoasă (Spielberger,

1972; Spielberger şi Krasner, 1988). Interpretarea situaţiei ca fiind periculoasã sau

ameninţătoare va fi determinatã, în parte, de personalitatea individului şi de experienţa pe

care acesta o are, în confruntarea cu situaţii similare.

Aşadar, termenii situaţie stresantă şi situaţie percepută ca fiind

26


ameninţătoare/periculoasă (deci, stresantă) se referă la două lucruri diferite. În acest

context, termenul anxietate sau, mai specific, anxietate-stare (engl. state-anxiety) poate fi

utilizat pentru a desemna un ansamblu de reacţii emoţionale complexe care se manifestă la

indivizii care din diferite motive interpretează o anumită situaţie specifică ca fiind

ameninţătoare în raport cu securitatea propriei persoane (Spielberger, 1972). Dacă un

individ percepe o situaţie ca fiind ameninţătoare, fără ca, în realitate, să existe un pericol

obiectiv, atunci el poate ajunge să răspundă prin reacţii care exprimă creşterea stării de

anxietate (emoţii intense, caracterizate prin sentimente de tensiune şi aprehensiune şi prin

intensificarea activităţii sistemului nervos autonom). Asupra modelului tranzacţional al

relaţiei dintre cele trei variabile, vom reveni ceva mai jos.

***

ANXIETATEA-STARE ŞI ANXIETATEA-TRĂSĂTURĂ. Conceptele de anxietate-stare

(engl. state anxiety sau A-State, la C. D. Spielberger) şi anxietate-trăsătură (engl. trait

anxiety sau A-Trait) au fost pentru prima dată introduse de R. B. Cattell (1966; Cattell şi

Scheier, 1961, 1963) (apud Spielberger, 1983). Cattell poate fi considerat ca pionierul

utilizării tehnicilor multivariate în măsurarea şi definirea anxietăţii (Spielberger şi Krasner,

1988). Cattell, împreună cu Scheier au utilizat atât măsuri provenite din auto-raportările

subiecţilor, cât şi măsurători ale indicatorilor fiziologici, considerate a exprima reacţiile

specifice anxietăţii, efectuând mai multe studii bazate pe analiza factorială. Investigând

covariaţiile între măsuri, cei doi autori au identificat doi factori ai anxietăţii relativ

independenţi, pe care i-au denumit anxietatea-stare (S) şi anxietatea-trăsătură (T).

Variabilele care au prezentat saturaţii ridicate în fiecare dintre cei doi factori au fost

diferite. Astfel, în timp ce variabilele fiziologice, precum ritmul respirator şi presiunea

sistolică au prezentat saturaţii ridicate ca valoare în factorul legat de anxietatea-stare (şi

mult mai scăzute în factorul anxietate-trăsătură), o serie de alte variabile, legate de

caracteristici stabile ale personalităţii subiecţilor, au prezentat saturaţii ridicate în factorul

legat de anxietatea-trăsătură (şi mult mai scăzute în factorul anxietate-stare). Aceste

variabile se refereau la ,,tensiunea ergică”, ,,slăbiciunea Eului” sau ,,înclinaţia spre auto-

culpabilizare”. De asemenea, în studiile celor doi autori, nevroticii anxioşi manifestau

tendinţa de a obţine scoruri ridicate la factorul anxietate-trăsătură.

Binecunoscutul cercetător american Ch. D. Spielberger (1970, 1972, 1983, 1988),

profesor la Universitatea South Florida, a fost cel care a reluat şi a dezvoltat consideraţiile

privind distincţia între cele două forme ale anxietăţii. Spielberger a pus accentul pe

diferenţa dintre stările de anxietate, care pot fi tranzitorii, şi predispoziţia indivizilor la

anxietate, văzută ca factor de personalitate.

Un individ poate avea la un moment dat o stare emoţionalã de o anumită intensitate.

Anxietatea, ca stare emoţională, este caracterizatã prin trãiri subiective de tensiune,

aprehensiune, nervozitate şi îngrijorare şi prin activarea sistemului nervos autonom

(Spielberger, 1983). Acestea au un caracter tranzitoriu şi sunt dependente de

caracteristicile situaţiilor în care individul se poate afla la un moment dat. Experienţa

anxietăţii, ca stare emoţională, este normală în orice situaţie, în care ar putea să apară un

pericol care să producă daune funcţionării în plan fizic sau psihologic (de exemplu,

27


situaţiile care riscă să ameninţe stima de sine a individului sau bunăstarea sa psihologică).

Însă, apariţia stărilor intense de anxietate în situaţii în care nu există nici un pericol real sau

intensitatea exacerbată a reacţiilor emoţionale ale unui individ, în raport cu intensitatea şi

natura pericolului potenţial care poate să apară, sunt, în general, indicatori ai unei posibile

prezenţe a anxietăţii nevrotice (Spielberger şi Krasner, 1988).

În contrast cu natura tranzitorie a stărilor emoţionale pe care poate să le trăiască un

individ, trăsăturile de personalitate pot fi conceptualizate ca diferenţe relativ stabile în

ceea ce priveşte tendinţele indivizilor de a percepe lumea într-un anumit mod şi dispoziţiile

acestora de a reacţiona într-o manieră specifică, cu o regularitate predictibilă (Spielberger,

1983). Trãsãturile de personalitate prezintă caracteriticile unei clase de constructe pe care

Atkinson (1964) le numeşte motive şi cărora Campbell (1963) le dă sensul de dispoziţii

comportamentale achiziţionate. Atkinson defineşte motivele ca o tendinţă dispoziţională

dobândită în copilărie, care este în stare latentă până în momentul in care este activatã de o

anumită situaţie. Acestea, potrivit lui Campbell, implică părţi din experienţa trecutã care îl

determină pe individ să vadă lumea într-un anumit mod (Spielberger, 1983; Spielberger şi

Krasner, 1988). Pornind de la prezumţiile de mai sus, anxietatea privită ca trăsătură se

referă la diferenţele între indivizi, relativ stabile, în ceea ce priveşte predispoziţia acestora

de a trăi stări de anxietate. Este vorba despre diferenţele dintre oameni, în ceea ce priveşte

tendinţa de a percepe situaţiile stresante ca fiind periculoase şi de a răspunde la asemenea

situaţii cu stări anxioase de o anumită intensitate (Spielberger, 1983).

Ca trăsătură, anxietate reflectă, de asemenea, diferenţele individuale, în ceea ce

priveşte frecvenţa şi intensitatea stărilor anxioase pe care indivizii le-au manifestat în

trecut şi probabilitatea ca acestea sã fie manifestate în viitor. Cu cât anxietatea-trãsãturã

este mai accentuatã, cu atât este mai probabil ca individul sã manifeste stãri de anxietate

puternice, în situaţiile obiectiv amenintãţoare sau în cele pe care, în mod subiectiv, le

percepe ca fiind ameninţătoare (Spielberger, 1983).

Spielberger (1983) priveşte cele două forme ale anxietăţii ca fiind analoage energiei

kinetice, respectiv energiei potenţiale, concepte cu care se lucrează frecvent în mecanică.

Întocmai ca energia kinetică, anxietatea-stare se referã la o reacţie palpabilã sau la un

proces care are loc la un anumit moment dat şi cu o anumitã intensitate. Anxietatea-

trãsãturã, ca şi energia potenţialã, se referã la diferenţele individuale în modul de a

reacţiona. Anxietatea-trăsătură implică diferenţe între indivizi, în ceea ce priveşte

predispoziţia de a răspunde prin stări de anxietate în faţa situaţiilor stresante.

Persoanele la care anxietatea-trăsătură este mai accentuatã manifestă stări anxioase

mult mai frecvent decât persoanele în cazul cărora anxietate-trăsătură este scăzută, iar

aceasta întrucât primele tind sã interpreteze o gamă mai largă de situaţii ca fiind

periculoase sau ameninţătoare.Persoane la care anxietatea-trăsătură este mai accentuată

tind să răspundă prin stări anxioase intense, în faţa acelor situaţii care implică relaţii

interpersonale sau ameninţarea stimei de sine. În astfel de situaţii, stările anxioase pot varia

în intensitate şi pot fluctua în timp, în funcţie de nivelul stresului resimţit de individ. De

asemenea, percepţiile persoanelor cu privire la natura ameninţătoare a situaţiilor pe care le

traversează pot juca un rol mult mai important în determinarea nivelului stării de anxietate

28


decât potenţialul periculos pe care îl prezintă acestea în realitate.

O serie de cercetări (Spence şi Spence, 1966; Spielberger, 1962; Spielberger şi

Smith, 1966) au arătat că situaţiile de evaluare sau cele care implică un posibil eşec sunt, în

general, percepute ca fiind mult mai ameninţãtoare de către indivizii la care anxietate-

trãsãturã se prezintă la un nivel ridicat (apud Spielberger, 1983).

În schimb, nu s-au găsit diferenţe semnificative între subiecţii la care anxietatea-

trăsătură este prezentă la un nivel ridicat şi cei la care este scăzută, în ceea ce priveşte

răspunsurile în faţa unor pericole fizice (de exemplu, ameninţarea cu un şoc electric sau cu

o intervenţie chirurgicală iminentă) (Hodges şi Spielberger, 1966; Auerbach, 1973;

Martinez-Urrutia, 1975; apud Spielberger, 1983).

Pentru a măsura cele două forme în care se poate manifesta anxietatea, Spielberger şi

colaboratorii săi au propus şi dezvoltat un inventar (State-Trait Anxiety Inventory/STAI),

care a fost foarte utilizat în cercetările axate pe problematica anxietăţii. Primul ediţie a

manualului acestui inventar a apărut în 1970 (STAI Form X-1, STAI Form X-2), iar cea

de-a doua, revizuită, în 1983 (STAI Form Y-1, STAI Form Y-2).

1.2. Anxietatea faţă de testare

Anxietatea faţă de testare (engl. test anxiety), concept utilizat, în literatura de

specialitate, şi sub denumirea anxietate faţă de examen (engl. exam anxiety), a suscitat o

bogată literatură, din care reiese importanţa studiului cauzelor, manifestărilor caracteristice

şi efectelor acestui fenomen, întâlnit adesea în rândul elevilor, studenţilor sau al adulţilor

care se prezintă la o testare profesională sau la o testare psihologică 1.

Primul şi cel mai important dintre efectele manifestării accentuate a anxietăţii faţă de

testare îl reprezintă scăderea performanţei pe care persoana o obţine la test sau la teste, fapt

care poate conduce la eşecul în îndeplinirea obiectivelor pe care aceasta şi le propune

(Salamé, 1984; Hembree, 1988).

Deşi o persoană poate avea abilităţi intelectuale sau practice şi cunoştinţe foarte

bune, precum şi o motivaţie optimă, anxietatea faţă de testare o va împiedica să obţină

performanţa dorită şi să-şi atingă obiectivele pe care şi le-a fixat. În cele ce urmează, vom

vedea care sunt mecanismele care conduc la o astfel de situaţie şi cum se poate interveni

pentru reducerea anxietăţii faţă de testare şi îmbunătăţirea performanţei.

1 Deşi majoritatea cercetărilor au abordat anxietatea faţă de testare în relaţie cu situaţiile de evaluare

specifice mediului şcolar sau academic, considerăm că termenul poate fi extins şi pentru situaţiile de

evaluare non-academice, cum ar fi testările psihologice (teste de abilităţi intelectuale, teste de

personalitate, interviuri) pentru angajare, programe de formare, consiliere vocaţională, etc. sau

testările profesionale (teste de abilităţi şi cunoştinţe într-un domeniu ocupaţional). În cele ce

urmează, vom utiliza termenul anxietate faţă de testare atât pentru situaţiile de evaluare specifice

mediului academic, cât şi pentru cele specifice serviciilor de evaluare psihologică sau activităţilor

de evaluare a competenţelor profesionale, făcând distincţii acolo unde va fi cazul.

29


1.2.1. Scurt istoric al cercetărilor privitoare la anxietatea faţă de testare

Conform lui Zeidner (1998), unul dintre autorii care au realizat sinteze ale literaturii

cu privire la cercetările legate de anxietatea faţă de testare, acest concept a suscitat

interesul cercetătorilor şi practicienilor încă de la începutul secolului al XX-lea. Primele

studii au fost efectuate de Folin, Demis şi Smillie (1914).

Primii cercetători şi-au concentrat atenţia asupra studiului indicatorilor fiziologici ai

anxietăţii pe care subiecţii o pot manifesta în timpul unei situaţii de evaluare, măsurând

nivelul glicesuriei subiecţilor (prezenţa glucozei în urină) înainte şi după testare. Mai

târziu, cercetătorii au început să utilizeze scale sau chestionare care operaţionalizau

anxietatea faţă de testare şi pe care subiecţii le completau singuri (engl. self-report

measures), fapt care a permis dezvoltarea unor programe de cercetare pe această temă.

În acelaşi timp, s-a accentuat asupra distincţiilor conceptuale legate de anxietatea

faţă de testare, care trimiteau la manifestările specifice prin care aceasta poate fi descrisă.

Astfel, Liebert şi Morris (1967) au identificat şi au descris două dimensiuni ale anxietăţii

faţă de testare (una cognitivă şi alta emoţională), asupra cărora vom reveni. Alţi autori au

fost preocupaţi de a răspunde la întrebarea dacă anxietatea faţă de testare este o dispoziţie

care se manifestă în anumite situaţii specifice de evaluare sau, dimpotrivă, este o trăsătură

stabilă, caracteristică unor persoane (Zeidner, 1998). Este vorba despre o distincţie care are

la bază teoria binecunoscutului psiholog american Ch. D. Spielberger, cu privire la

anxietatea ca stare (dispoziţie) şi anxietatea ca trăsătură.

În 1952, Sarason şi Mandler publicau o serie de studii în care utilizau conceptul sub

denumirea încetăţenită astăzi, în literatura de specialitate (apud Stöber şi Pekrun, 2004).

Studiile celor doi autori au vizat relaţia între anxietatea faţă de testare şi performanţă,

precum şi construcţia şi dezvoltarea unui instrument (Test Anxiety Scale/TAS), destinat

evaluării diferenţelor individuale în ceea ce priveşte anxietatea faţă de testare. Acest

instrument avea să fie utilizat vreme de mai bine de 20 de ani, în cadrul cercetărilor vizând

anxietatea faţă de testare.

În 1960, Sarason, Davidson, Lighthall, Waite şi Ruebush publicau Scala pentru

evaluarea anxietăţii faţă de testare în rândul copiilor/Test Anxiety Scale for Children –

TASC (apud Stöber şi Pekrun, 2004).

Cele două chestionare au devenit un standard pentru cercetările vizând anxietatea

faţă de testare, constituind o sursă importantă utilizată pentru colectarea de date şi pentru

progresele care aveau să fie făcute în următorii ani.

Între 1960 şi 1970, au urmat numeroase contribuţii la cercetarea anxietăţii faţă de

testare, dintre care le semnalăm pe cele legate de distincţia între anxietate-stare şi

anxietatea-trăsătură (Cattell şi Scheier, 1961, 1963; Cattell, 1966; Spielberger, 1966),

respectiv de distincţia între două dimensiuni bazale ale anxietăţii faţă de testare – un factor

cognitiv legat de îngrijorare (engl. Worry) şi un factor emoţional (engl. Emotionality)

(Liebert şi Morris, 1967; Morris şi Liebert, 1970) (apud Stöber şi Pekrun, 2004). În

următorii zece ani, s-au făcut progrese notabile în construirea unor modele explicative

pentru anxietatea faţă de testare (în special, modele cognitive, care includeau şi efectele pe

30


care anxietatea faţă de testare le are asupra atenţiei sau performanţei în sarcini cognitive).

Aceste preocupări intensive s-au materializat într-un bogat corpus de observaţii, precum şi

în creşterea notabilă a numărului de publicaţii ştiinţifice pe tema anxietăţii faţă de testare

(mai mult de 1000, la începutul anilor 1980).

În perioada 1970-1980, unul dintre cei mai importanţi cercetători care au avut

preocupări legate de problema măsurării şi evaluării anxietăţii faţă de testare a fost Ch. D.

Spielberger, de care am vorbit mai sus. Spielberger, în colaborare cu N. P. Gonzalez, C. J.

Taylor, E. D. Anton, G. R. Ross şi alţii, a efectuat o serie de cercetări, utilizând, ca măsură

pentru anxietatea faţă de situaţiile evaluative, testul lui Sarason (TAS), iar începând cu

anul 1974, Inventarul pentru evaluarea anxietăţii faţă de testare/Test Anxiety Inventory

(TAI). Acest inventar a stat în atenţia noastră, în cadrul studiilor de teren pe care le-am

realizat pe parcursul programului doctoral.

După 1980, numărul publicaţiilor ştiinţifice pe tema anxietăţii faţă de testare a

început să scadă, un trend care continuă şi astăzi (cf. Zeidner, 1998). Deşi tema anxietăţii

faţă de testare a început să nu mai fie în centrul atenţiei publicaţiilor ştiinţifice ca înainte,

cercetarea acestei topici a rămas înfloritoare, anxietatea faţă de testare continuând să fie un

construct cheie, în cadrul preocupărilor cu privire la anxietate, stres şi adaptare (engl.

coping) 2.

Deşi în literatura străină (mai ales, cea de limbă engleză), conceptul anxietate faţă de

testare a intrat în atenţia cercetătorilor încă de la începutul secolului trecut, în literatura de

specialitate din ţara noastră a pătruns recent 3 şi nu a suscitat, deocamdată, prea mult

interes.

1.2.2. Semnificaţii ale conceptului de anxietate faţă de testare

Potrivit Enciclopediei de Psihologie Gale, editată de B. Strickland (2001), anxietatea

faţă de testare este o stare (condiţie) caracterizată prin simptome specifice, persistente şi

severe de anxietate, pe care unele persoane le resimt în diverse situaţii de testare, simptome

care interferează cu performanţele pe care acestea le obţin.

Simptomele fizice includ accelerarea bătăilor inimii, uscăciunea gurii, transpiraţie

abundentă, dureri ale stomacului, senzaţii de vertij, senzaţii frecvente de urinare.

2 Semnalăm, în acest sens, apariţia, în anul 2004, a unui număr tematic al binecunoscutului jurnal

internaţional Anxiety, Stress & Coping, în care au fost prezentate şase lucrări ale unor autori din

Canada, Germania, Marea Britanie şi Statele Unite ale Americii, care s-au preocupat de anxietatea

faţă de testare. Editorii acestui număr tematic au fost J. Stober şi R. Pekrun, ambii de la două

renumite universităţi din Germania. 3 Vezi Szekely, A., Dobrin, A. (2002). TAI. Anxietatea în situaţie de examen.Corelaţia cu notele

obţinute şi cu scorurile la WLCS. Lucrare prezentată la Conferinţa Naţională de Psihologia Muncii

şi Organizaţională, ediţia a IV-a, Cluj-Napoca, 25-27 aprilie. În această lucrare, cele două autoare

au urmărit relaţia dintre nivelul anxietăţii subiecţilor aflaţi în situaţia unei examinări specifice

mediului academic şi notele obţinute în urma evaluării, respectiv relaţia între componentele

anxietăţii faţă de examen (evaluată cu TAI) şi locul controlului, legat de stilul de atribuire al

subiecţilor.

31


Anxietatea faţă de testare interferează negativ cu capacitatea de concentrare a atenţiei şi

performanţa mnezică, făcând dificilă sau chiar imposibilă reamintirea materialului învăţat

pentru test/examen.

Aceste interferenţe conduc la obţinerea unei performanţe, care nu reflectă nivelul

real al inteligenţei persoanei sau eforturile pe care aceasta le-a făcut în vederea pregătirii

pentru test/examen. Se creează, astfel, un cerc vicios, în care anxietatea faţă de testare

conduce la performanţe slabe, iar acestea, la rândul lor, întăresc cele două dimensiuni ale

anxietăţii faţă de testare, şi-anume credinţele şi stările emoţionale negative în raport cu

situaţiile de evaluare.

Potrivit lui Sieber, O’Neil şi Tobias (1977), anxietatea faţă de testare este un concept

al cărui conţinut se referă la prezenţa la unele persoane, care urmează să susţină un examen

sau se confruntă cu situaţia de examinare, a unui cortegiu de răspunsuri fiziologice,

cognitive, emoţionale şi comportamentale, răspunsuri care acompaniază teama persoanelor

respective cu privire la posibilele consecinţe negative ale unui eşec (apud Hall, 2005).

Pe scurt, anxietatea faţă de testare prezentă la o persoană, desemnează un cortegiu de

manifestări, în care apare o frică excesivă, cognitii negative cu privire la propriile

competenţe de a face faţă situaţiei de evaluare sau la eşec şi aprehensiune înaintea, în

timpul şi/sau după situaţia de testare cu care aceasta se confruntă.

Destul de recent, Zeidner (1998) a propus un model tranzacţional al anxietăţii faţă

de testare care integrează o serie de elemente cheie pentru înţelegerea şi evaluarea acestui

construct:

caracteristicile situaţiilor evaluative (natura şi dificultatea sarcinilor, constrângerile

legate de timp, caracteristicile mediului fizic, caracteristicile examinatorilor, etc.);

variabilele legate de subiect (trebuinţa acută de realizare, auto-eficacitatea, abilităţile

şcolare, capacitatea de procesare a informaţiilor, deprinderile şi abilităţile legate de

studiu, etc.);

percepţiile pe care subiectul le are cu privire la situaţiile de testare (evaluări şi

reevaluări ale situaţiilor de testare ca fiind ameninţătoare sau ca reprezentând o

provocare);

anxietatea pe care subiectul o resimte efectiv într-o situaţie de testare (preocupările

cognitive, reacţiile emoţionale, activarea fiziologică a sistemului nervos autonom);

răspunsurile cu valoare adaptativă ale subiectului (mecanisme de reducere a

anxietăţii resimţită în plan subiectiv, precum şi strategii active sau pasive de adaptare

la sarcina pe care o implică situaţia de testare);

rezultatele cu valoare adaptativă (centrarea cogniţiilor subiectului pe sarcina pe care

o are de rezolvat, controlul în plan emoţional şi fiziologic, sentimentul de eficacitate

ersonală, etc.).

1.2.3. Manifestările specifice anxietăţii faţă de testare

Spielberger (1972) descrie persoanele anxioase în raport cu situaţiile de testare ca

manifestând atitudini care implică percepţii despre sine şi expectanţe negative (apud

32


Moore, 2006). Atitudinile auto-depreciative ale persoanelor anxioase în legătură cu

situaţiile de testare le predispun la experimentarea fricii în situaţii în care sunt evaluate şi la

intensificarea activităţii fiziologice generale, influenţând şi maniera în care astfel de

persoane interpretează (şi răspund la) stimulii din mediu.

Pentru Wine (1980), complexul de răspunsuri, care este specific indivizilor cu un

nivel ridicat al anxietăţii faţă de evaluare, include: preocupări subiectului cu privire la

propriile cogniţii auto-depreciative, stări emoţionale percepute ca fiind negative, cogniţii

anticipatorii legate de evaluarea negativă, sentimentul unei eficienţe personale scăzute,

comportamente de evitare a situaţiilor de evaluare (apud Arch, 1987). La polul opus,

indivizii, la care anxietatea faţă de situaţiile de evaluare este slab conturată, sunt mai puţin

predispuşi să interpreteze situaţiile ca fiind evaluative şi, chiar atunci când o fac,

reacţionează într-o manieră pozitivă. Ei au tendinţa de a privi situaţiile de evaluare ca

provocări, interpretează emoţiile pe care le resimt ca o stare de excitaţie benefică, se simt

eficienţi şi tind să fie orientaţi mai degrabă spre rezolvarea sarcinilor decât spre propriile

emoţii sau competenţe.

Un punct de vedere similar este exprimat şi de Zeidner (1998), pentru care elevii sau

studenţii care prezintă un nivel ridicat al anxietăţii faţă de testare sunt persoane foarte

sensibile şi puţin rezistente în faţa stimulilor anxiogeni, reprezentaţi de situaţiile de

evaluare, pe care tind să le vadă ca fiind ameninţătoare.

Elevii şi studenţii la care se manifestă un nivel ridicat al anxietăţii faţă de testare tind

să reacţioneze prin percepţii legate de ameninţarea reprezentată de situaţia evaluativă, prin

scăderea încrederii în propria eficienţă (engl. reduced feelings of self-efficacy), prin

cogniţii negative de tipul celor auto-depreciative (engl. self-derogatory cognitions), prin

cogniţii anticipatorii legate de eşec, precum şi prin reacţii emoţionale intense şi creşterea

vigilenţei la primul indiciu care ar putea anunţa un posibil eşec.

Într-o sinteză a literaturii cu privire la efectele în plan emoţionale pe care le produce

anxietatea faţă de testare, Wigfield şi Eccles (1989) au arătat că indivizii care prezintă un

nivel ridicat al anxietăţii faţă de testare sunt predispuşi la cogniţii negative frecvente

(ruminaţii), în timpul situaţiilor de evaluare, cogniţii care le afectează capacitatea de

concentrare a atenţiei, necesară realizării sarcinii pe care o au de rezolvat (apud Hall,

2005).

Potrivit lui Salamé (1984), anxietatea faţă de testare, în sensul strict al termenului,

poate fi definită ca o stare emoţionalã neplăcută, caracterizată prin:

tensiune psihică, aprehensiune şi nervozitate;

activarea sistemului nervos autonom, exprimatã prin diverse simptome somatice cum

ar fi: palpitaţiile, transpiraţia în absenţa efortului fizic, tremorul vocii în situaţii de

evaluare orală sau a mâinii în situaţii de evaluare scrisă.

Aceste reacţii pot fi activate de o clasă de variabile ale personalitãţii, printre care

avem:

lipsa încrederii în propria capacitate de a reuşi;

îngrijorarea în legătură cu propria competenţă şi cu nivelul de pregătire pentru test;

cogniţii negative, legate de o posibilă pierdere a stimei de sine, în caz de eşec;

33


cogniţii negative, legate de eventuala pierdere a stimei din partea celorlalţi;

cogniţii negative, legate de o posibilă pierdere a oportunităţilor pentru satisfacerea

viitoarele scopuri;

cogniţii negative, legate de alte posibile consecinţe asociate eşecului.

La nivel personal, o asemenea experienţă poate proveni din următoarele surse:

absenţa familiarităţii cu situaţii similare de evaluare, care poate accentua cogniţiile

de anticipare a eşecului şi îndoiala subiectului în legãturã cu nivelul la care este

pregãtit;

performanţele anterioare obţinute în situaţii similare de evaluare şi consecinţele lor

asupra auto-evaluării abilitãţii de a face faţã în asemenea situaţii;

predispoziţia generală la anxietate, care poate accentua lipsa de încredere şi

îngrijorarea subiectului în legãturã cu propriile competenţe.

Beidel (1988) a arătat că acei copii la care este prezent un nivel ridicat al anxietăţii

faţă de testare prezintă, de asemenea, un nivel ridicat al anxietăţii-stare, în sensul în care

aceasta este înţeleasă din dihotomia descrisă de Spielberger (1972, 1983) (apud Hall,

2005). Conform aceleeaşi autoare, copiii cu un nivel ridicat al anxietăţii faţă de testare

prezintă, în timpul unei sarcini de evaluare, schimbări ale ritmului cardiac semnificativ mai

accentuate, comparativ cu copiii cu un nivel scăzut al anxietăţii faţă de testare. De

asemenea, autoarea citată a găsit, la copiii cu anxietate faţă de testare, o constanţă a ratei

ridicate a bătăilor inimii, în timpul unei sarcini evaluative.

Sarason (1975) a propus o distincţie între două tipuri de anxietate faţă de testare, care

se deosebesc prin simptome specifice (apud Hall, 2005). Tipul A include indivizii, în cazul

cărora care experienţele negative de dinaintea, din timpul şi de după situaţiile de evaluare

sunt relativ izolate, adică nu sunt generalizate. Tipul B include indivizii, în cazul cărora

simptomele specifice anxietăţii faţă de testare sunt mai pervazive, iar anxietatea (cogniţiile

şi emoţiile negative) afectează şi alte domenii ale funcţionării personale. O serie de autori

(Zatz şi Chassin, 1985; Beidel şi Turner, 1988; citaţi de Moore, 2006) au arătat că, în cazul

acestor indivizi, frica de evaluare negativă constituie nucleul simptomatic al anxietăţii faţă

de testare. Moore (2006) consideră că nivelul ridicat al alertei emoţionale şi cognitive

constituie elementul specific anxietăţii faţă de testare.

Uneori, un anumit nivel al anxietăţii faţă de o situaţie de evaluare poate avea efecte

benefice, legate de o stare de excitaţie optimă, de un anumit entuziasm în pregătirea pentru

examen, ca şi în momentul confruntării cu acesta (Arch, 1987). Această observaţie ne

aduce aminte de modelul optimului motivaţional (legea Yerkes-Dodson, cu privire la

relaţia între nivelul motivaţiei şi performanţa obţinută în sarcini simple sau în sarcini

complexe).

Conform Enciclopediei de Psihologie Gale (Strickland, 2001), anxietatea faţă de

testare este întâlnită, adesea, în cazul elevilor sau al studenţilor foarte creativi, care pot

dezvolta simptomele specifice atunci când răspunsurile mai puţin obişnuite pe care le dau

nu sunt apreciate de către profesori, conducând la obţinerea unor note slabe la

teste/examene. Astfel de elevi sau studenţi ajung în situaţia de a-şi pune întrebarea cu

privire la nivelul real al abilităţilor sau inteligenţei de care dispun.

34


În cazul şcolarilor, cercetările au indicat o serie de caracteristici personale care se

asociază cu prezenţa unui nivel ridicat al anxietăţii faţă de testare. Astfel, s-a arătat tendinţa

copiilor care suferă de anxietate faţă de testare de a avea o stimă de sine scăzută, de a fi

dependenţi de ceilalţi şi de a fi pasivi (Ollendick şi Mayer, 1984; Campbell, 1986; apud

Hall, 2005).

Beidel şi Turner (1988; citaţi de Hall, 2005) au arătat existenţa unui nivel ridicat al

anxietăţii generalizate în rândul copiilor la care este prezentă anxietatea faţă de testare.

Într-un studiu efectuat pe un număr de 50 de şcolari (dintre care 25 prezentau un nivel

ridicat al anxietăţii faţă de testare şi restul un nivel scăzut), în care s-a urmărit evaluarea

comorbidităţii legată de anxietatea faţă de testare, grupul copiilor cu anxietate faţă de

testare ridicată a obţinut un nivel mai ridicat al preocupărilor de îngrijorare (în general) şi

al sentimentelor de frică, aşa cum a rezultat din raportările subiecţilor.

Aceste manifestări neplăcute nu au fost limitate doar la situaţiile de testare sau de

evaluare a performanţelor, ci s-au extins şi asupra domeniului percepţiei propriei stări de

sănătate/securitate, asupra familiilor de origine sau asupra situaţiei prietenilor. De

asemenea, copiii cu un nivel crescut al anxietăţii faţă de testare au raportat o frecvenţă mai

ridicată a stărilor depresive şi un nivel mai ridicat al izolării sociale (petrecerea timpului

liber prin activităţi solitare).

Legat de comorbiditate (asocierea anxietăţii faţă de testare cu alte tulburări de

anxietate), autorii citaţi au mai găsit că 60 % dintre copiii cu un nivel ridicat al anxietăţii

faţă de testare îndeplineau şi criteriile din DSM-III pentru o tulburare de anxietate (şase

copii pentru fobia socială, şase pentru tulburarea de anxietate generalizată, un copil pentru

fobia simplă şi doi pentru anxietatea de separare).

Într-o cercetare personală (nepublicată), efectuată pe un număr de 160 de studenţi în

primul an la Facultatea de Psihologie şi Ştiinţe ale Educaţiei, Universitatea ,,Al. I. Cuza”

din Iaşi (128 de sex feminin şi 32 de sex masculin), am constatat o serie de relaţii de

asociere semnificative statistic între anxietatea faţă de testare (evaluată cu inventarul TAI)

şi variabilele fobie socială, respectiv agorafobie, evaluate cu Inventarul pentru evaluarea

fobiei sociale şi a anxietăţii/Social Phobia & Anxiety Inventory – SPAI (Turner, Beidel şi

Dancu, 1996). Astfel, scorurile totale la IAT (anxietatea faţă de testare) au corelat

semnificativ pozitiv atât cu scorurile la scala pentru evaluarea fobiei sociale (r = 0.49, p <

0.01), cât şi cu cele la scala pentru evaluarea agorafobiei (r = 0.39, p < 0.01).

Scorurile la scala Emotivitate din inventarul TAI au înregistrat valori ale corelaţiilor

cu scorurile la scalele Inventarului pentru evaluarea fobiei sociale şi a anxietăţii mai

ridicate, comparativ cu scorurile la scala Îngrijorare – cea de-a doua dintre dimensiunile

anxietăţii faţă de testare: r = 0.49, p < 0.01 cu scorurile la scala Fobie Socială, respectiv r =

0.42, p < 0.01 cu scorurile la scala Agorafobie faţă de r = 0.36, p < 0.01 şi r = 0.23, p <

0.01. Toate corelaţiile, însă, au fost semnificative din punct de vedere statistic.

Relaţiile pe care le-am identificat între anxietatea faţă de testare şi fobia socială

(agorafobie) au fost explicate prin intervenţia factorului general legat de anxietate care a

stat la baza construcţiei celor două instrumente.

Hembree (1988) a confirmat rezultatele obţinute de Beidel şi Turner (1988; citate de

35


Hall, 2005) cu privire la asocierea dintre anxietatea faţă de testare şi tendinţa de izolare

socială. Meta-analiza efectuată de autor a arătat un nivel semnificativ mai scăzut al

sociabilităţii în rândul studenţilor de colegiu care prezentau un nivel ridicat al anxietăţii

faţă de testare comparativ cu cei la care anxietatea faţă de testare era scăzută. Aceeaşi

cercetare a ajuns la concluzia că studenţii la care era prezentă anxietatea faţă de testare

manifestau un nivel mai scăzut în următoarele domenii ale funcţionării personale:

sentimentul de bunăstare personală, acceptarea de sine, autocontrolul, responsabilitatea,

toleranţa în relaţii cu ceilalţi, capacitatea auto-percepută cu privire la obţinerea unui statut

şi eficienţa intelectuală.

Campbell (1986), într-o lucrare asupra problemelor de dezvoltare în rândul copiilor,

indica faptul că mulţi dintre copiii la care este prezentă anxietatea faţă de testare ar putea fi

mult mai anxioşi în legătură cu propriile competenţe pentru anumite domenii de activitate,

comparativ cu copiii la care nivelul anxietăţii faţă de testare este mai scăzut sau foarte

scăzut (apud Hall, 2005). Anxietatea resimţită de aceşti copii poate interfera negativ cu

dezvoltarea în planul funcţionării cognitive, cu realizarea în plan personal sau şcolar,

precum şi cu funcţionarea în planul relaţiilor sociale.

***

Majoritatea cercetătorilor sunt de acord cu faptul că anxietatea faţă de testare este un

construct multidimensional, al cărui conţinut nu poate fi redus doar la reactivitatea

emoţionalã sau fiziologicã, pe care au insistat unii autori în primii ani ai cercetării în acest

domeniu.

Primii autori care au vorbit despre componentele anxietăţii faţă de testare au fost

Liebert şi Morris (1967), care au identificat şi descris două dimensiuni ale reacţiilor

specifice anxietăţii faţă de testare, pe care le-au denumit prin termenii îngrijorare şi

emotivitate (apud Spielberger, 1980; Salamé, 1984; Moore, 2003; Stöber şi Pekrun, 2004).

Cercetătorii care au studiat anxietatea faţă de testare au definit în mod diferit cele două

faţete descrise de Liebert şi Morris, conferindu-le sensuri mai mult sau mai puţin apropiate.

Liebert şi Morris (1967; citaţi de Spielberger, 1980; Moore, 2006) au definit

componenta Îngrijorare ca un ansamblu de preocupări cognitive legate de consecinţele

unui posibil eşec, iar componenta Emotivitate ca un ansamblu de reacţii fiziologice, având

la bază activarea sistemului nervos autonom în faţa unui stimul stresant. Cogniţiile

negative cu privire la eşec se bazează şi pe performanţele pe care individul le-a obţinut în

trecut. Individul anxios nu are încredere în propriile competenţe, se gândeşte cã ceilalţi

sunt mult mai pregătiţi decât el pentru testare şi se poate percepe ca fiind mai vulnerabil

decât alţii în faţa eşecului. Aceste aspecte ale anxietăţii faţă de testare pot interfera negativ

cu activitatea cognitivă din timpul testării, afectând procesele de reamintire a informatiilor

sau de concentrare a atenţiei. Senzaţiile de greaţă, accelerarea bătăilor inimii sau creşterea

temperaturii corpului sunt reacţii fiziologice asociate componentei legată de emotivitate.

Deşi sunt componente separate, preocupările cognitive şi reacţiile emoţionale

corelează pozitiv una cu cealaltã (Deffenbacher, 1980; apud Fiore, 2003). Într-o cercetare

personală, efectuată pe un lot de 78 de studenţi (59 de sex feminin şi 19 de sex masculin) la

Facultatea de Psihologie, Asistenţă Socială, Sociologie, Universitatea ,,Petre Andrei” din

36


Iaşi, toţi la specializarea psihologie, am obţinut o corelaţie de 0.71 (p < 0.01) între scorurile

la scala Îngrijorare şi cele la scala Emotivitate din inventarul TAI.

Totuşi, cele două componente pot fi deosebite, prin faptul că scorurile la componenta

Îngrijorare corelează mai puternic cu performanţa academică decât scorurile la

componenta Emotivitate 4, aşa cum au arătat şi Liebert şi Morris (1967), în prima cercetare

publicată pe această temă, în Psychological Reports (cu titlul: Cognitive and emotional

components of test anxiety: A distinction and some initial data).

Numeroase alte dovezi empirice au sugerat faptul că cele două componente ale

anxietăţii faţă de testare pot fi distinse una de cealaltă, printr-o serie de caracteristici (apud

Herrmann, Liepmann şi Otto, 1987). De exemplu, scorurile la componenta Îngrijorare

rãmân destul de stabile în timp, în timp ce scorurile la componenta Emotivitate cresc

imediat înainte de confruntarea cu situaţiile de testare, după care scad rapid. Scorurile la

componenta Îngrijorare pot fi ameliorate prin administrarea unui feedback legat de

performanţele bune, în timp ce scorurile la componenta Emotivitate par să nu fie

influenţate de variabilele cognitive, precum feedback-ul (Wine, 1982; citat de Herrmann,

Liepmann şi Otto, 1987). Cogniţiile negative legate de factorul Îngrijorare sunt mai strâns

legate de scăderea performanţelor decât reacţiile emoţionale (Holling şi Otto, 1981; citaţi

de Herrmann, Liepmann şi Otto, 1987) şi sunt într-un mai mare grad responsabile de

menţinearea anxietăţii faţă de testare (Deffenbacher, 1980; citat de Herrmann, Liepmann şi

Otto, 1987).

Salamé (1984) trece în revistă următoarele elemente, prin care a fost descrisă

componenta legată de îngrijorare, în literatura de specialitate:

atenţie focalizată pe sine;

lipsa de încredere a individului în propriile capacităţi sau în posibilitatea de a obţine

o performanţã bună;

sentimente de inadecvare şi insecuritate;

auto-evaluare negativă în comparaţie cu alţii;

percepţia de sine centrată pe vulnerabilitatea în raport cu posibilitatea de a obţine un

eşec şi impresia persoanei că nu s-a pregătit pentru un examen sau test pe cât de bine

putea;

cogniţii legate de consecinţele eşecului; în legătură cu acestea, au fost enumerate o

serie de posibile consecinţe la care o persoană anxioasă se poate gândi, în caz de

eşec la un test sau examen: dezaprobare, pedepsire, pierderea statutului sau a stimei,

daune aduse performanţelor academice şi schimbări în legătură cu orientarea către o

anumită carieră;

griji pe care individul şi le face în legătură cu faptul de a nu avea suficient timp

pentru a completa testul;

reacţii care sunt expresia unui sentiment de neajutorare, precum dezamăgirea în

raport cu propria persoană sau exprimarea unor profeţii legate de eşecul la test.

4 Indivizii care obţin scoruri ridicate la componenta Îngrijorare tind să obţină scoruri mai scăzute şi

la testele de abilităţi sau de cunoştinţe.

37


Împrumutând de la E. Klinger conceptul de preocupări curente, Meichenbaum şi

Butler (1980; citaţi de Salamé, 1984) propun următoarele exemple de preocupări pe care o

persoană le poate avea în legătură cu o situaţiie de evaluare:

preocupări legate de pierderea controlului şi de teama de a fi copleşit de anxietate;

preocupări legate de câştigarea respectului din partea figurilor autorităţii (de

exemplu, profesori) sau a colegilor;

preocupări referitoare la posibilele consecinţe negative ale succesului (aşa-numita

teamă de succes);

preocupări legate de atingerea viitoarelor obiective;

preocupări referitoare la posibilele probleme legate de recrutarea militară (care apar

mai ales în cazul subiecţilor de sex masculin) 5.

La rândul lor, Schwarzer şi Quast (1985) sugerează următoarele componente prin

care poate fi descris factorul Îngrijorare (apud Herrmann, Liepmann şi Otto, 1987, 1987):

preocupările individului privind modealităţile adecvate de adaptare la situaţia de

testare;

cogniţii anticipatorii legate de un posibil eşec şi de consecinţele sale;

preocupări legate de propria valoare;

dorinţa de a scăpa de situaţia de testare;

cogniţii irelevante în raport cu sarcina pe care individul o are de rezolvat (engl: task-

irrelevant cognitions).

Faţă de dimensiunea legată de Îngrijorare care a fost descrisă prin numeroase

aspecte, Emotivitatea a fost descrisă doar prin două tipuri de reacţii specifice (Salamé,

1984):

stări de tensiune, aprehensiune, nervozitate şi nelinişte (uneori, panică);

simptome somatice, asociate activãrii sistemului nervos autonom, cum ar fi:

palpitaţii, transpiraţie, dureri de stomac (şi, uneori, senzaţia de uscãciune a gurii,

migrene şi alte reacţii asemănătoare).

Wine (1982) a arătat că atenţia indivizilor care prezintă un nivel accentuat al

anxietăţii faţă de testare este împãrţitã între cerinţele sarcinii, cogniţiile auto-depreciative şi

percepţiile cu privire la reacţiile neuro-vegetative, specifice activării sistemului nervos

autonom, în timp ce atenţia indivizilor non-anxioşi este centrată, într-o mare măsură, pe

cerinţele sarcinii (apud Herrmann, Liepmann şi Otto, 1987).

Există un relativ dezacord între cercetători, în ceea ce priveşte interpretarea reacţiilor

anxioase ale unora dintre indivizi care interferează cu răspunsurile pe care aceştia trebuie

să le dea într-o sarcină de testare (engl. task-generated competing responses and

interferences), producând blocaje cognitive, cum ar fi uitarea unor fapte cunoscute sau

lapsusul (apud Salamé, 1984). Astfel, în timp ce Liebert şi Morris (1967) sau Osterhouse

(1972) consideră blocajele cognitive ca fiind manifestări ale componentei Emotivitate,

Spielberger şi colaboratorii săi (1980) le consideră ca fiind manifestări ale componentei

38


Îngrijorare 6.

Richardson (1973; citat de Salamé, 1984) sugerează prezenţa următoarelor

interferenţe, printre cogniţiile subiecţilor puternic anxioşi în legătură cu testele:

subiecţii zăbovesc prea mult şi în mod neproductiv asupra alternativelor de răspuns

la diferitele întrebări;

subiecţii sunt preocupaţi de reacţiile neurovegetative şi somatice asociate anxietăţii.

Deffenbacher (1978; citat de Salamé, 1984) a izolat o categorie distinctă de

răspunsuri specifice anxietăţii faţă de testare pe care a denumit-o interferenţe cu sarcina de

rezolvat şi care este mai apropiată de factorul Îngrijorare decât de factorul Emotivitate.

Hagtvet (1982) a efectuat un studiu, prin care a urmărit să testeze un model

tridimensional al anxietăţii faţă de testare, incluzând următoarele constructe: teama de

eşec, reacţii emoţionale şi îngrijorarea. În acest studiu, autorul a examinat validitatea

discriminativă (engl. discriminant validity) a acestor trei constructe. Planul experimental a

inclus două grupuri de subiecţi: unii nu erau anunţaţi dinainte cã vor susţine un test de

cunoştinţe la disciplina matematică, iar alţii erau anunţaţi cu o săptămână înainte. Ulterior,

studenţii din cele două grupuri au completat un instrument care operaţionaliza cele trei

constructe pe care le-am amintit mai sus. De asemenea, studenţii din cele două grupuri au

completat şi testul de cunoştinţe la matematică. Rezultatele au evidenţiat existenţa

Emotivităţii şi a Îngrijorării, ca factori ai anxietăţii faţă de testare, separaţi de teama de

eşec care, potrivit autorului, se referă la tendinţa indivizilor de a manifesta cogniţii

anticipatorii cu privire la efectele negative (în caz de eşec) pe care le pot avea situaţiile

evaluative.

Potrivit lui Hagtvet, factorul Îngrijorare se referă la un ansamblu de cogniţii ale

indivizilor, centrate pe ei înşişi, iar factorul Emotivitate se referă la tendinţa indivizilor de a

reacţiona printr-o activare a sistemului nervos autonom şi prin stări neplăcute, de tipul

nervozităţii şi a stărilor de tensiune.

Rezultatele studiului citat au mai indicat faptul că, pentru subiecţii din condiţia

<<informare>>, efectul combinat al factorilor Emotivitate şi Frică de eşec asupra

performanţelor la testul de cunoştinţe în matematică a fost mai slab decât efectul factorului

Îngrijorare. Autorul a tras concluzia că expectanţele indivizilor cu privire la propriile

performanţe ar putea legate mai strâns de factorul Îngrijorare decât de factorul

Emotivitate.

5 Mulţi dintre subiecţii de sex masculin americani, care se află la vârsta încorporării şi doresc să

satisfacă serviciul militar în slujba naţiunii, pot resimţi anxietate în legătură cu faptul de a fi respinşi

(de a fi consideraţi inapţi) în urma evaluărilor specifice recrutării în armată. 6 În cadrul inventarului TAI, un exemplu de item care se referă la blocajele cognitive este 20

(,,During examinations I get so nervous that I forget facts I really know”/,, În timpul examenelor /

testelor, devin atât de agitat(ă), încât uit şi ceea ce ştiu într-adevăr”). Din analizele factoriale

întreprinse de Spielberger (1980), au rezultat pentru acest item saturaţii mai ridicate ca valoare în

factorul II – Îngrijorare (0.62 pentru sublotul subiecţilor de sex masculin, respectiv 0.65 pentru

sublotul subiecţilor de sex feminin) decât în factorul I – Emotivitate (0.45 pentru sublotul subiecţilor

de sex masculin, respectiv 0.41 pentru sublotul subiecţilor de sex feminin). Ca atare, itemul 20 a

fost asimilat dimensiunii Îngrijorare.

39


Într-un alt studiu, Schwarzer (1984) a căutat să investigheze relaţia dintre cele două

componente ale anxietăţii faţă de testare: Îngrijorarea şi Emotivitatea. Un număr de 98 de

studenţi au completat inventarul TAI împreună cu alte teste, care vizau evaluarea

cogniţiilor pozitive şi negative, precum şi a senzaţiilor subiective de discomfort, pe care

subiecţii le resimţeau atunci când se confruntau cu o situaţie de evaluare. Conform lui

Schwarzer (1984), rezultatele au indicat o asociere semnificativă între factorul Îngrijorare

şi măsurile legate de cogniţiile pozitive şi negative, pe când scorurile la factorul

Emotivitate s-au asociat cu măsurile care au indicat nivelul senzaţiilor de discomfort pe

care subiecţii au declarat că le resimţeau în situaţii de evaluare.

1.2.4. Prevalenţa anxietăţii faţă de testare în funcţie de variabilele vârstă, sex şi rasă

Prevalenţa unui fenomen se referă la amploarea răspândirii acestuia în populaţia

generală dintr-un anumit areal sau în subpopulaţiile acesteia (de cele mai multe ori,

exprimată procentual). Subpopulaţiile sunt stabilite, de obicei, în funcţie de o serie de

variabile socio-demografice, precum sexul, grupele de vârstă, nivelul de studii, statutul

socio-economic, etnia sau în funcţie de alte variabile, precum anumite categorii clinice.

În cazul variabilei pe care o studiem, prevalenţa se referă la numărul (procentul) de

elevi dintr-o anumită populaţie şcolară sau de studenţi, în cazul cărora nivelul anxietăţii

faţă de evaluare este ridicat sau foarte ridicat.

Prevalenţa anxietăţii faţă de testare a fost examinată prin două metode diferite (apud

Hall, 2005). Prima a constat în utilizarea unor inventare, centrate pe evaluarea

constructului general legat de anxietatea faţă de testare. Aceste instrumente au încorporat

peste o 100 de întrebări, referitoare la emoţiile şi la preocupările cognitive, pe care

subiecţii le pot experimenta în diverse situaţii de evaluare. Răspunsurile subiecţilor au fost,

ulterior, introduse în analize factoriale, pentru gruparea întrebărilor pe categorii (factori).

Pe baza rezultatelor acestor analize factoriale, precum şi a calculului frecvenţelor

diferitelor răspunsuri la anumite întrebări, cercetătorii au făcut numeroase observaţii cu

privire la prevalenţa anxietăţii faţă de testare în cadrul populaţiei şcolare/academice

generale, în funcţie de anumite variabile, precum: sexul, vârsta, etnia sau rasa subiecţilor 7.

Cea de-a doua metodă, utilizată în studiul prevalenţei anxietăţii faţă de testare, a fost

inspirată de studiile efectuate de Irwin Sarason şi colaboratorii săi, în vederea construirii şi

dezvoltării unui instrument care să operaţionalizeze dimensiunile specifice manifestării

anxietăţii faţă de testare 8. Instrumentele elaborate de acest autor (bazate pe auto-raportări)

au deschis calea pentru cercetările sistematice care s-au preocupat de evaluarea efectelor pe

care anxietatea faţă de testare (evaluare) le are asupra proceselor specifice învăţării şi

asupra performanţelor în sarcini cognitive specifice. Un alt inventar (bazat pe auto-

raportare) utilizat în multe cercetări privind anxietatea faţă de testare a fost Inventarul

7 Etnia şi rasa, ca variabile în funcţie de care s-a studiat prevalenţa anxietăţii faţă de testare, au fost

luate în considerare, deoarece studiile la care ne vom raporta în continuare au fost efectuate în

Statele Unite ale Americii.

40


pentru evaluarea anxietăţii faţă de testare (TAI), propus şi dezvoltat de Spielberger

(1980).

Datele cu privire la prevalenţa anxietăţii faţă de testare în funcţie de variabilele sex,

vârstă, etnie sau rasă, pe care le vom prezenta mai jos, au fost colectate utilizându-se cea

de-a doua metodă, de care am vorbit mai sus.

Numeroase studii au raportat că anxietatea faţă de testare este cea mai frecventă

sursă de stres pentru şcolari (Angelino, Dollins şi Mech, 1956; Sarason, Davison,

Lighthall, Waite şi Ruebush, 1960; Barrios, Hartman şi Shigetomi, 1981; apud Hall, 2005;

Birenbaum şi Nasser, 1994; apud Moore, 2006), însă numărul de cazuri variază de la un

studiu la altul. Hill şi Wigfield (1984), extrapolând datele raportate de studiul întreprins de

Hill şi Sarason (1966), care au evaluat prevalenţa anxietăţii faţă de testare cu ajutorul

Scalei pentru evaluarea anxietăţii faţă de testare în rândul copiilor (TASC), arătau că

patru până la cinci milioane de copii din şcolile elementare şi secundare din Statele Unite

ale Americii ar experimenta efectele negative ale anxietăţii faţă de testare.

Potrivit lui Eysenck şi Rachman (1965), 20 % dintre şcolarii americani sufereau, la

acea vreme, de frica de examinare. Spielberger, Pollens şi Worden (1984) au estimat că 20

până la 40 % dintre studenţii de colegiu au experimentat frica de diverse situaţii sociale

evaluative, printre care se numără şi anxietatea faţă de testare (apud Hall, 2005). Potrivit

lui Shaked (1996), aproximativ 30 % dintre toţi elevii şi studenţii americani sufereau de un

anumit nivel al anxietăţii faţă de testare (apud Moore, 2006).

Mai mulţi cercetători americani au fost interesaţi de prevalenţa anxietăţii faţă de

testare în populaţia elevilor/studenţilor americani, în funcţie de o serie de variabile socio-

demografice, precum: vârsta, sexul, etnia, rasa sau back-ground-ul socio-economic.

***

ANXIETATEA FAŢĂ DE TESTARE ŞI VÂRSTA (CLASA ŞCOLARĂ/ANUL DE STUDIU

ACADEMIC). Rezultatele cercetărilor nu indică o imagine coerentă legată de trendul

nivelului anxietăţii faţă de testare de-a lungul vieţii, însă cel puţin pentru populaţia de

vârstă şcolară, a început să se profileze un pattern developmental (Zeidner, 1998). Astfel,

potrivit lui Hembree (1988) şi Zeidner (1998), prevalenţa anxietăţii faţă de testare creşte

odată până la perioada de vârstă corespunzătoare anilor de colegiu, după care începe să

scadă.

În meta-analiza pe care a întreprins-o, Hembree (1988), a găsit nivele mai scăzute ale

anxietăţii faţă de testare, în rândul elevilor din clasele primare ale şcolii elementare.

Conform datelor obţinute de acelaşi autor, nivelul anxietăţii faţă de testare era aproape

constant pentru elevii americani de liceu, dar, în cazul studenţilor la colegiu, înregistra o

tendinţă de scădere.

Datele obţinute de Sarason şi colaboratorii săi, în cadrul a două studii longitudinale

(Sarason şi alţii, 1965; Hill şi Sarason, 1966; citaţi de Zeidner, 1998) în care a fost utilizată

scala TASC au indicat o creştere consistentă pe parcursul anilor de şcoală elementară a

scorurilor elevilor la anxietatea faţă de testare, urmată de stabilizarea acestora spre sfârşitul

8 Ne referim la Test Anxiety Scale (TAS) şi la Test Anxiety Scale for Children (TASC).

41


şcolii elementare.

Conform datelor obţinute de Hill şi Sarason (1966), în populaţia de elevi

corespunzătoare claselor de mijloc ale şcolii elementare (clasele III- IV), încep să se

profileze diferenţele în funcţie de variabila sex în ceea ce priveşte nivelul anxietăţii faţă de

testare. Fetele tind să obţină, în medie, scoruri mai ridicate decât cele ale băieţilor (apud

Zeidner, 1998).

Una dintre explicaţiile pentru stabilizarea sau scăderea scorurilor pe care elevii le

obţin la anxietatea faţă de testare spre sfârşitul şcolii elementare a luat în considerare

tendinţa elevilor de a deveni mai defensivi odată cu trecerea timpului şi de a respinge, cel

puţin la nivel declarativ, ideea că prezintă simptomele specifice anxietăţii faţă de testare

(Hill, 1972; apud Zeidner, 1998).

Studiile întreprinse pe loturi de elevi de liceu au arătat că scorurile la anxietatea faţă

de testare cresc până la un punct, în cazul juniorilor de liceu, după care tind să rămână

constante (Manley şi Rosemier, 1972; Wigfield şi Eccles, 1989; apud Zeidner, 1998).

Manley şi Rosemier (1972) utilizând scala TASC au găsit nivele mai ridicate ale anxietăţii

faţă testare în rândul juniorilor de liceu comparativ cu elevi din clasele mai mari. Pekrun şi

Frese (1992) au prezentat mai multe seturi de date, potrivit cărora nivelul anxietăţii faţă de

testare scade uşor în perioada anilor de colegiu (apud Zeidner, 1998).

Wheeler (2005) citează o serie de studii potrivit cărora nivelul anxietăţii faţă de

testare tinde să crească odată cu vârsta. Astfel, Hodge, McCormick şi Elliot (1997) au

examinat cât de anxioşi şi de îngrijoraţi erau 224 de juniori şi 221 de seniori de liceu din

Sydney (Australia) în legătură cu examenul de absolvire a liceului, considerat o miză

foarte importantă pentru cariera lor ulterioară. Atât juniorii, cât şi seniorii s-au dovedit a fi

anxioşi şi îngrijoraţi în legătură cu testul foarte important pe care urmau să-l susţină la

sfârşitul liceului, elevii seniori înregistrând o medie mai ridicată a scorurilor decât elevii

juniori. O explicaţie a acestui rezultat a luat în considerare faptul că, pentru seniori, testul

era mai aproape în timp decât pentru juniori, deci şi presiunea resimţită subiectiv era,

probabil, mai mare.

Aceeaşi autoare citează un alt studiu întreprins de Gierl şi Bisanz (1995) care au

investigat nivelul anxietăţii faţă de testele la matematică, teste în general, precum şi

atitudinile faţă de matematică în rândul a 95 de elevi cu vârste cuprinse între 8 şi 13 ani,

dintre care 47 în clasa a III-a şi 48 în clasa a VI-a. Rezultatele au indicat atât pentru elevii

de clasa a III-a, cât şi pentru cei de clasa a VI-a, un nivel mai ridicat al anxietăţii faţă de

teste în general decât faţă de testele de matematică. Elevii de clasa a III-a au raportat, în

medie, un nivel mai scăzut al anxietăţii faţă de teste în general şi faţă de testele de

matematică, comparativ cu elevii de clasa a VI-a.

Un al treilea studiu citat de Wheeler (2005) a colectat, pe baza unor instrumente

completate de către elevi, o serie de măsuri referitoare la nivelul anxietăţii (preocupări

cognitive intense şi stres emoţional), modalităţile de adaptare la aceasta şi percepţiile

elevilor referitoare la propria lor sănătate (However et al., 2001). Lotul pe care au fost

colectate aceste date a fost compus din 59 de elevi în clasa a XI-a şi 54 de elevi în clasa a

XII-a. Aceştia au completat instrumentele de două ori: cu o săptămână înaintea susţinerii

42


unor teste importante pentru evoluţia lor şcolară (un examen la mijlocul semestrului –

pentru elevii de clasa a XI-a, respectiv examenul de admitere în colegiu – pentru elevii de

clasa a XII-a) şi la o săptămână după susţinerea acestora. Rezultatele au fost contradictorii

cu cele obţinute în studiile citate anterior de Wheeler (2005): elevii de clasa a XII-a au

obţinut – atât înaintea, cât şi după susţinerea testului de admitere în colegiu – un nivel

mediu al anxietăţii mai scăzut decât cel înregistrat de elevii de clasa a XI-a.

În disertaţia pentru obţinerea titlului de psiholog şcolar specialist pe care a realizat-o,

Wheeler (2005) prezintă rezultatele unei cercetări efectuate pe 85 de elevi cu vârste între 9

şi 17 ani dintr-o şcoală districtuală din Ohio (SUA). Dintre aceştia, 30 erau în clasa a IV-a,

38 – în clasa a VI-a şi 17 – în clasa a X-a. Toţi elevii urmau să susţină o serie de teste

importante pentru traseul lor şcolar (Ohio Fourth Grade Proficiency Tests – pentru elevii

de clasa a IV-a, Ohio Sixth Grade Proficiency Tests – pentru elevii de clasa a VI-a şi Ohio

Graduation Test – pentru elevii de clasa a X-a). Toţi elevii au completat Scala pentru

evaluarea anxietăţii manifeste în rândul copiilor – forma revizuită/Revised Children’s

Manifest Anxiety Scale – RCMAS (Reynolds şi Richmond, 1985) de trei ori: cu două

săptămâni înaintea susţinerii testelor, cu o săptămână înaintea susţinerii testelor, respectiv

la o săptămână după susţinerea acestora.

Datele au fost analizate din perspectiva a şase ipoteze de lucru. Printre alte rezultate,

acestea au indicat – pentru toate cele trei momente în care au fost colectate răspunsurile la

RCMAS – tendinţa mediilor scorurilor la anxietatea manifestă de a creşte de la grupul de

elevi de clasa a IV-a la grupul de elevi de clasa a X-a. De exemplu, cu o săptămână

înaintea susţinerii testelor şcolare, grupul elevilor de clasa a IV-a a obţinut o medie a

scorurilor totale la RCMAS egală cu 47.53 (s = 10.27), cel al elevilor de clasa a VI-a – o

medie egală cu 49.58 (s = 11.97), iar grupul elevilor de clasa a X-a – o medie egală cu

50.47 (s = 8.61). La o săptămână după susţinerea testelor, situaţia s-a prezentat după cum

urmează: elevii de clasa a IV-a – 44.53 (s = 9.35); elevii de clasa a VI-a – 46.76 (s =

12.41); elevii de clasa a X-a – 49.88 (s = 9.98).

Trendul crescător şi apoi relativ constant al nivelului anxietăţii faţă de testare a fost

observat nu numai în populaţia şcolară americană, ci şi în cadrul studiilor întreprinse pe

populaţii şcolare din alte ţări. De exemplu, Araki, Iwawaki şi Spielberger (1992) au

realizat un studiu pe populaţia de elevi de liceu, respectiv de studenţi la colegiu, prin care

au vizat validarea adaptării în limba japoneză a inventarului TAI. Versiunea în limba

japoneză a prezentat o bună fidelitate (consistenţă internă şi fidelitate test-retest), atât

pentru lotul de elevi de liceu, cât şi pentru cel al studenţilor de colegiu. Elevele de liceu au

obţinut, în medie, scoruri mai ridicate decât studentele la colegiu. Comparaţiile

transversale au evidenţiat o creştere a nivelului anxietăţii faţă de testare până în clasa a IV-

a, urmată de un trend relativ constant în cadrul comparaţiilor între elevii de clasele V-XII.

***

O serie de autori au oferit mai multe explicaţii pentru trendul crescător al nivelului

anxietăţii faţă de testare, observat în populaţia de copii de vârstă şcolară (Dusek, 1980; Hill

şi Sarason, 1966; Wigfield şi Eccles, 1989; apud Zeidner, 1998). Accentul a fost pus pe

datele care au indicat creşterea nivelului mediu al anxietăţii faţă de testare de-al lungul

43


anilor de şcoală elementară şi secundară (liceu). Zeidner (1998) a rezumat aceste explicaţii

după cum urmează:

creşterea, pe parcursul anilor de şcoală, a exigenţelor şi a presiunii din partea părinţilor

şi a profesorilor legate de realizarea şcolară şi de performanţele copiilor;

complexitatea din ce în ce mai mare a materialelor de studiu şi a sarcinilor şcolare,

care se reflectă în reducerea expectanţelor legate de succes în rândul elevilor şi,

concomitent, în intensificarea simptomelor de anxietate;

efectele negative pe care le are experienţa eşecurilor repetate, care contribuie adesea la

evocarea anxietăţii adversive;

slăbirea capacităţii de apărare psihică (defensivităţii) în rândul copiilor, însoţită de

accentuarea de-a lungul anilor a disponibilităţii acestora de a accepta că suferă de

anxietate;

creşterea acurateţei şi fidelităţii răspunsurilor pe care elevii din clasele mai mari le dau

la scalele/testele care vizează anxietatea faţă de testare.

***

În cadrul unui studiu comparativ (Al-Doughmi et al., 2006) a fost examinat impactul

pe care îl are experienţa cu examenele de dificultate crescătoare asupra nivelului anxietăţii

faţă de testare în rândul studenţilor iordanieni. Autorii studiului au pornit de la premisa că

nivelul anxietăţii faţă de testare în rândul studenţilor manifestă tendinţa de a creşte

proporţional cu dificultatea subiectelor pe care studenţii trebuie să le pregătească pentru

examenele pe care le au de susţinut.

Lotul pe care a fost realizat studiul a fost compus din 187 de studente dintr-un

colegiu de asistente medicale din Amman, dintre care 50 în primul an de studiu, 46 în cel

de-al doilea an, 44 în al treilea an de studiu şi 47 în al patrulea an de studiu. Studentele au

avut vârste cuprinse între 18 şi 22 de ani, cu o medie de 19.7 ani. Toate studentele au

completat, în cursul săptămânii în care aveau de susţinut examenele anuale finale,

versiunea în limba arabă a Inventarului pentru evaluarea anxietăţii faţă de testare –

IAT/TAI (Spielberger, 1980).

Pentru a se diferenţia între nivelele anxietăţii faţă de testare, a fost aplicat criteriul m

± s distribuţiei scorurilor totale la inventarul TAI obţinute de toţi cei 187 de subiecţi. Au

fost stabilite patru nivele ale anxietăţii faţă de testare: scăzut, sub medie, peste medie şi

ridicat. În urma calculului frecvenţelor absolute, autorii au constatat că aproximativ 14 %

dintre cele 187 de studente obţinuseră scoruri totale ridicate la inventarul IAT. Pentru

subloturile de studente din fiecare an de studiu, incidenţa nivelului ridicat al anxietăţii faţă

de testare s-a prezentat după cum urmează: 10 % - sublotul studentelor în anul I, 13 % -

sublotul studentelor în anul II, 6.8 % - sublotul studentelor în anul III şi 25 % - sublotul

studentelor în anul IV. Valoarea comparativă a acestor procente este ridicată, întrucât

efectivele subloturilor diferenţiate după anul de studiu au fost foarte apropiate între ele.

Constatăm o incidenţă a anxietăţii faţă de testare mult mai ridicată în rândul studentelor în

ultimul an de studiu, comparativ cu subloturile de studente în anii I, II şi III.

Datele obţinute în urma aplicării testului ANOVA, luând ca variabila independentă

anul de studiu şi ca variabile dependente scorurile la inventarul TAI (atât cele totale, cât şi

44


scorurile la scalele îngrijorare şi emotivitate) au relevat diferenţe între cele patru subloturi

de studente atât în ceea ce priveşte scorurile totale la inventarul TAI, cât şi în ceea ce

priveşte scorurile la fiecare dintre cele două scale. În toate cazurile, trendul nivelului

anxietăţii faţă de testare a fost crescător, sublotul studentelor în anul I obţinând cel mai

scăzut nivel al anxietăţii faţă de testare (respectiv pentru componentele Îngrijorare şi

Emotivitate), iar sublotul de studente în anul IV – cel mai ridicat nivel. Însă, comparaţiile

multiple (Scheffe post-hoc test) au relevat diferenţe semnificative (la pragul p = 0.05) doar

între sublotul studentelor în anul I şi cel al studentelor în anul IV. Studentele în anul IV au

obţinut scoruri totale la inventarul TAI, precum şi la ambele scale ale inventarului,

semnificativ mai ridicate decât studentele în anul I.

Rezultatele studiului întreprins de Al-Doughmi şi colaboratorii săi (2006) au relevat,

aşadar, un trend crescător al nivelului anxietăţii faţă de testare de-a lungul anilor de studiu.

Autorii concluzionează că nivelul anxietăţii faţă de testare pare să crească de la un an de

studiu la altul, iar unul dintre factorii de care trebuie să se ţină cont pentru a explica acest

trend este stresul din ce în ce mai ridicat indus de situaţiile de examinare, de sarcinile din

ce în ce mai dificile şi de nivelul din ce în ce mai exigent al responsabilităţilor pe care

studenţii le au în fiecare nou an de studiu.

În sprijinul acestei ipoteze explicative, autorii citează punctul de vedere exprimat de

Sarason şi Stoops (1978), potrivit cărora nivelul ridicat al anxietăţii faţă de testare este

asociat cu sarcini de examinare dificile şi complexe, care implică presiunea nevoii de

reuşită – foarte importantă pentru traseul academic ulterior al studenţilor. Conform

autorilor studiului pe care l-am analizat, această situaţie este specifică şi studenţilor de anul

IV care prezintă un nivel ridicat al expectanţelor privind reuşita la examenul de absolvire

(faptul de a obţine o notă bună sau foarte bună), dată fiind importanţa acestui lucru pentru

dezvoltarea carierei şi pentru plasamentul ulterior pe piaţa forţei de muncă.

Autorii citaţi mai concluzionează că expunerea frecventă la situaţii de examinare

pare să nu aibă nici un efect pozitiv asupra nivelului ridicat al anxietăţii faţă de testare, în

sensul ameliorării acestuia. Conform autorilor, datele empirice sugerează că metodele de

intervenţie care pun accentul pe o serie de factori cognitivi, precum auto-eficacitatea sau

locul controlului, în încercarea de a ameliora nivelul ridicat al anxietăţii faţă de testare sunt

mai eficiente.

***

ANXIETATEA FAŢĂ DE TESTARE ŞI SEXUL. Sexul (engl. gender) este considerat

una dintre variabilele care au un impact important asupra dezvoltării şi manifestării

anxietăţii faţă de testare. Numeroase cercetări au arătat că subiecţii de sex feminin tind să

obţină scoruri mai ridicate decât subiecţii de sex masculin la inventarele sau la scalele care

măsoară anxietatea faţă de testare (Spielberger, 1980; Zeidner, 1998).

Meta-analiza întreprinsă de Hembree (1988) a evidenţiat faptul că diferenţele în

funcţie de variabila sex, în ceea ce priveşte nivelul anxietăţii faţă de testare, încep să apară

în populaţia de elevi corespunzătoare mijlocului anilor de şcoală elementară, accentuându-

se în populaţiile de elevi de liceu, respectiv de studenţi de colegiu (apud Zeidner, 1998).

Acelaşi autor a arătat că mărimea diferenţei între scorurile obţinute de fete şi cele obţinute

45


de băieţi la componenta Emotivitate este considerabil mai mare decât cea a diferenţei între

scorurile la componenta Îngrijorare, acest pattern indicând faptul că diferenţele în funcţie

de gen privesc în special dimensiunea afectivă a anxietăţii faţă de testare.

Pattern-ul la care tocmai am făcut referire a fost reflectat şi de datele obţinute de

Zeidner şi Nevo (1992), care au administrat Test Anxiety Inventory (TAI) unui număr de

243 de subiecţi de sex masculin, respectiv 283 de subiecţi de sex feminin, toţi candidaţi la

examenul de admitere într-un colegiu israelian. Media pe care au obţinut-o candidaţii de

sex feminin a fost cu aproximativ o treime de abatere standard mai mare decât media

obţinută de candidaţii de sex masculin (apud Zeidner, 1998). Tabelul 1 prezintă sintetic

datele obţinute de Zeidner şi Nevo (1992).

Pattern-ul la care tocmai am făcut referire a fost reflectat şi de datele obţinute de

Zeidner şi Nevo (1992), care au administrat inventarul TAI unui număr de 243 de subiecţi

de sex masculin, respectiv 283 de subiecţi de sex feminin, toţi candidaţi la examenul de

admitere într-un colegiu israelian. Media pe care au obţinut-o candidaţii de sex feminin a

fost cu aproximativ o treime de abatere standard mai mare decât media obţinută de

candidaţii de sex masculin (apud Zeidner, 1998). Tabelul 1 prezintă sintetic datele obţinute

de Zeidner şi Nevo (1992).

Tabelul 1 a

Scale

Masculin

(N = 245)

Feminin

(N = 283) t b d -Cohen

m s m s

TAI - total 38.7 10.2 41.8 9.9 - 2.87 ** 0.31

Emotivitate 17.3 4.9 19.5 5.1 - 5.11 *** 0.43

Îngrijorare 13.6 4.0 13.7 4.0 - 0.29 0.02

a Adaptat după Zeidner (1998), p. 263.

b Valorile testului t-Student au fost calculate şi adăugate de către noi.

** p < 0.01; *** p < 0.001

În urma calculelor suplimentare pe care le-am întreprins, am constatat că, în cazul

componentei Îngrijorare, diferenţa dintre subiecţii de sex masculin şi cei de sex feminin pe

care au obţinut-o Zeidner şi Nevo (1992) a fost nesemnificativă.

În schimb, la componenta Emotivitate, subiecţii de sex feminin au înregistrat o

medie semnificativ mai mare decât cea obţinută de subiecţii de sex masculin. Pentru

această componentă, mărimea efectului 9 a avut o valoare moderată, în timp ce pentru

9 Coeficientul d-Cohen reprezintă indicatorul mărimii efectului (engl. effect size) pentru comparaţia

mediilor scorurilor obţinute de grupul de subiecţi de sex feminin, respectiv de cel de subiecţi de sex

masculin. Formula de calcul a acestuia este (apud Popa, 2008):

46


componenta Îngrijorare, valoarea a fost neglijabilă. Pentru diferenţa între scorurile totale

la inventarul TAI, obţinute de subiecţii de sex masculin şi cele pe care le-au obţinut

subiecţii de sex feminin, mărimea efectului a fost scăzută spre moderată.

Când scorurile totale la anxietatea faţă de testare, pe care le-au obţinut subiecţii din

studiul întreprins de Zeidner şi Nevo (1992), au fost cvartilate, s-a constatat că, în cadrul

grupului de subiecţi cu un nivel ridicat al anxietăţii faţă de testare (cel de-al patrulea

interval cvartilic), predominau subiecţii de sex feminin (66 %), în timp ce, în cadrul

grupului de subiecţi cu un nivel scăzut al anxietăţii faţă de testare (primul interval

cvartilic), predominau subiecţii de sex masculin (67 %) (cf. Zeidner, 1998). Acest rezultat

este echivalent cu a spune că anxietatea faţă de testare a prevalat în rândul subiecţilor de

sex feminin.

Hill şi Sarason (1966) au găsit, atât pentru elevi din şcolile elementare şi din licee,

cât şi pentru studenţi de colegiu, diferenţe semnificative între scorurile fetelor şi cele ale

băieţilor la anxietatea faţă de testare (apud Hall, 2005). Pentru fiecare treaptă şcolară, fetele

au obţinut scoruri mai ridicate decât băieţii.

Spielberger (1980) a comparat scorurile obţinute la inventarul TAI de 527 de băieţi

de liceu cu scorurile a 591 fete de liceu. Pentru scorurile totale la inventar, media fetelor a

fost semnificativ mai mare ca valoare decât media băieţilor (45.72 faţă de 40.87; t = 6.08, p

< 0.001; d-Cohen = 0.36). Fetele din eşantionul de elevi americani, pe care a fost etalonat

inventarul TAI, au obţinut medii mai mari decât băieţii la ambele scale ale inventarului:

Emotivitate (18.91 faţă de 16.61; t = 6.80, p < 0.001; d-Cohen = 0.40) şi Îngrijorare (17.06

faţă de 15.60; t = 4.41, p < 0.01; d-Cohen = 0.26). Spielberger (1980) raportează diferenţe,

între subiectii de sex feminin şi cei de sex masculin, pentru celelalte trei eşantioane, pentru

care au fost realizate etaloane (studenţi în primul an de colegiu, studenţi în ultimul an de

colegiu, respectiv studenţi la colegii de stat).

O serie de meta-analize întreprinse între anii 1990 şi 2000 au evidenţiat, pornind de

la datele obţinute de cercetători din diverse ţări, un nivel mai ridicat al anxietăţii faţă de

testare în rândul subiecţilor de sex feminin, comparativ cu cei de sex masculin (Zeidner,

1998). Astfel, Seipp şi Schwarzer (1996) au meta-analizat datele obţinute în studii

independente efectuate în 14 ţări diferite (SUA, Olanda, Germania, Italia, Ungaria,

Cehoslovacia, Turcia, Iordania, Egipt, India, China, Coreea, Japonia şi Puerto Rico), în

care anxietatea faţă de testare a fost măsurată cu versiuni traduse şi adaptate ale

inventarului TAI. Cu excepţia studiilor întreprinse în Turcia şi China, în toate celelalte

studii, subiecţii de sex feminin au obţinut, în medie, scoruri totale la anxietatea faţă de

d =

12N11N

2

2s12N2

1s11N

mm 21

(1)

unde m1 şi m2 sunt mediile, N1 şi N2 sunt efectivele, iar 2

1s şi 2

2s sunt varianţele distribuţiilor

scorurilor pentru cele două grupuri comparate. Cohen a sugerat următoarele repere pentru

interpretarea semnificaţiei valorii coeficientului d (cf. Cohen, 1992; Popa, 2008): 0.20 – efect mic

(scăzut); 0.50 – efect mediu (moderat); 0.80 – efect mare.

47


testare semnificativ mai ridicate decât subiecţii de sex masculin (cf. Zeidner, 1998). În

plus, în majoritatea dintre studiile analizate, diferenţele în funcţie de variabila sex au fost

mai mari ca valoare pentru scala Emotivitate decât pentru scala Îngrijorare, acest rezultat

semnificând faptul că diferenţele între subiecţii de sex feminin şi cei de sex masculin, în

ceea ce priveşte nivelul anxietăţii faţă de testare, sunt date mai ales de diferenţele între

scorurile la componenta Emotivitate.

La rândul lui, Zeidner (1998) a sintetizat şi a meta-analizat datele obţinute în 13

studii independente efectuate în 12 ţări diferite (Cehoslovacia, China, Coreea, Germania,

India, Iordania, Iran, Italia, Olanda, SUA, Turcia, Ungaria). Loturile au fost reprezentate de

elevi de şcoală elementară (două studii), juniori de liceu (cinci studii), elevi de liceu (cinci

studii), respectiv candidaţi la pre-colegiu (un studiu). Mărimile acestora au variat între 80

(studiile întreprinse în India de Sharma, Pamian şi Spielberger – 1983, respectiv în Iran de

aceeaşi autori) şi 1853 de subiecţi (studiul întreprins în Iordania de Ahlawat - 1989).

Pentru măsurarea anxietăţii faţă de testare, a fost utilizat inventarul TAI. Datele raportate

de Zeidner (1998) sunt prezentate în Tabelul 2. Cu excepţia studiilor întrepinse în China şi

Coreea, toate celelalte studii au raportat medii ale scorurilor totale la inventarul TAI

semnificativ mai mari în cazul fetelor, comparativ cu cel al băieţilor. Cea mai mare

diferenţă (t = - 7.60; p < 0.001; d-Cohen = 1.68) a fost raportată de Sharma, Pamian şi

Spielberger (1983), pe un eşantion de 80 de juniori de clasa a IX-a din India, dintre care 40

de fete şi 40 de băieţi. În cazul studiilor întreprinse pe eşantioanele de elevi de liceu din

Cehoslovacia, Iran, Italia, Olanda şi Turcia, mărimea efectului variabilei sex a fost

moderată.

În cazul studiului întreprins de Rocklin şi Ren-Min (1989), pe un eşantion de 205

candidaţi la examenul de pre-colegiu (100 de băieţi şi 105 fete), diferenţa dintre mediile

scorurilor totale la inventarul TAI, obţinute de băieţi, respectiv de fete a fost

nesemnificativă statistic, reflectându-se şi în valoarea neglijabilă a mărimii efectului.

Valoarea medie a mărimii efectului variabilei <<sex>>, calculată de Zeidner (1998)

pentru cele 13 studii pe care le-a sintetizat, a fost 0.29 (C.I. = 0.25-0.34, la p = 0.05).

***

În încercarea de a explica diferenţele observate între scorurile obţinute de subiecţii

de sex feminin şi cele obţinute de subiecţii de sex masculin, în ceea ce priveşte anxietatea

faţă de testare, Zeidner (1998) arăta că subiecţii de sex feminin tind să fie mult mai

sensibili la stimulii evaluativi, mai ales la cei care anunţă o evaluare negativă. Autorul citat

reia concluziile formulate de Lewis şi College (1987), potrivit cărora femeile manifestă

tendinţa de a se simţi mult mai neconfortabil şi de a fi mult mai orientate către sine în

situaţii de testare, comparativ cu bărbaţii. De asemenea, femeile tind într-o mai mare

măsură decât bărbaţii să-şi devalorizeze propria performanţă cognitivă (Gjesme, 1982;

Wine, 1980; citaţi de Zeidner, 1998) şi să aibă o auto-eficienţă percepută semnificativ mai

scăzută (Benson şi Bandalos, 1989; citaţi de Zeidner, 1998; Arch, 1987).

48

Tab

elul

2 a

Naţ

iune

E

şant

ion

Stu

diu

Mas

culi

n

Fem

inin

t

b d-

Coh

en

N

m

s

N

m

s

Ceh

oslo

vaci

a el

evi

şcoa

lă e

lem

enta

ră

Man

, Bud

ejov

ice

şi H

osek

(19

89)

73

37.6

8.

9

81

41.9

9.

8 -

2.85

**

0.46

Chi

na

cand

idaţ

i pr

e-co

legi

u R

ockl

in ş

i R

en-M

in (

1989

) 10

0 37

.9

8.8

10

5 38

.6

8.1

- 0.

59

0.08

Cor

eea

elev

i li

ceu

– ju

nior

i (c

ls. a

IX

-a)

C. S

chw

arze

r şi

Kim

(19

84)

367

49.2

13

.3

38

9 51

.1 1

3.7

- 1.

93

0.14

Ger

man

ia

elev

i li

ceu

– ju

nior

i (c

ls. a

IX

-a)

C. S

chw

arze

r şi

Kim

(19

84)

426

37.0

9.

3

473

40.6

11.

3 -

5.23

**

0.35

Indi

a el

evi

lice

u S

ud &

Sha

rma

(199

0)

359

39.7

10

.4

46

5 42

.1 1

0.8

- 3.

23 *

* 0.

22

Indi

a el

evi

lice

u –

juni

ori

(cls

. a I

X-a

) S

harm

a, P

amia

n şi

Spi

elbe

rger

(19

83)

40

36.9

6.

7

40

50.1

8.

7 -

7.60

***

1.

68

Iord

ania

el

evi

lice

u

Ahl

awat

(19

89)

1014

48

.5

11.1

839

50.4

11.

2 -

3.65

**

0.17

Iran

el

evi

lice

u –

juni

ori

(cls

. a I

X-a

) S

harm

a, P

amia

n şi

Spi

elbe

rger

(19

83)

40

46.2

10

.7

40

51

.8

8.2

- 2.

63 *

* 0.

58

Ital

ia

elev

i li

ceu

C

omun

ian

(198

5)

500

38.1

9.

6

500

42.4

10.

9 -

6.62

***

0.

42

Ola

nda

elev

i li

ceu

– ju

nior

i (c

ls. a

IX

-a)

Van

der

Plo

eg (

1982

) 57

32

.7

10.5

97

37.4

11.

2 -

2.62

**

0.43

SU

A

elev

i li

ceu

Spi

elbe

rger

(19

80)

527

40.9

12

.8

59

1 45

.7 1

3.6

- 6.

08 *

**

0.36

Tur

cia

elev

i li

ceu

Öne

r şi

Kay

mak

(19

87)

197

39.2

9.

8

134

44.6

10.

2 -

4.80

**

0.54

Ung

aria

el

evi

şcoa

lă e

lem

enta

ră

Sip

os, S

ipos

şi

Spi

elbe

rger

(19

85)

332

38.8

8.

4

368

41.2

8.

9 -

3.67

**

0.28

a A

dapt

at d

upă

Zei

dner

(19

98),

p. 2

64.

b V

alor

ile

test

ului

t-S

tude

nt a

u fo

st c

alcu

late

şi

adău

gate

de

cătr

e no

i.


49


Pe de altă parte, o serie de studii (Hunsley, 1985; Pintrich, Roeser şi De Groot,

1994; Schwarzer şi Jerusalem, 1992) au arătat că nivelul auto-eficienţei percepută de

subiecţi corelează negativ cu nivelul anxietăţii faţă de testare (cf. Zeidner 1998).

Cercetările s-au bazat pe teoria socio-cognitivă a autoeficienţei, propusă de A.

Bandura (1988), potrivit căreia există o relaţie interactivă, însă asimetrică între auto-

eficienţa percepută subiectiv şi predispoziţia spre anxietate a unui individ (Zeidner,

1998). Această relaţie este moderată de eficacitatea strategiilor de adaptare la stres. Un

nivel scăzut al auto-eficienţei percepute vulnerabilizează individul, predispunându-l la

anxietate, fapt care, la rândul lui, accentuează neîncrederea individului în propria

eficienţă.

La rândul lor, Sowa şi LaFleur (1986) au arătat că femeile tind să obţină scoruri

mai ridicate decât cele ale bărbaţilor, la o serie de scale care vizează anxietatea socială

şi conştiinţa de sine publică şi care sunt administrate în timpul unor situaţii de testare

(apud Zeidner, 1998).

Nivelul mai ridicat al conştiinţei de sine publice, în cazul femeilor, le determină

să devină mult mai preocupate în legătură cu propriile lor puncte slabe şi, în

consecinţă, să se simtă mult mai neconfortabil şi mai anxioase în situaţiile evaluative.

Lewis şi College (1987) au arătat că femeile şi bărbaţii interpretează într-un mod

diferit situaţiile evaluative şi, în consecinţă, tind să răspundă într-un mod diferit în faţa

acestora (apud Zeidner, 1998). Conform celor doi autori citaţi de Zeidner, bărbaţii tind

în mai mare măsură decât femeile să perceapă o situaţie de testare mai degrabă ca o

provocare personală decât ca o ameninţare, motiv pentru care reacţiile anxioase care

apar în timpul unei situaţii de testare sunt interpretate de aceştia într-o manieră

pozitivă.

În consecinţă, atunci când se află într-o situaţie de testare, bărbaţii tind să

răspundă prin reacţiile adaptative specifice indivizilor cu un nivel scăzut al anxietăţii

faţă de testare (de exemplu, vigilenţă şi entuziasm), obţinând astfel performanţe mai

bune.

La polul opus, femeile tind să perceapă o situaţie de testare ca fiind

ameninţătoare, manifestând o serie de reacţii caracteristice indivizilor cu un nivel

ridicat al anxietăţii faţă de testare (de exemplu, îngrijorare, furie, teamă, scăderea

stimei de sine).

Cu alte cuvinte, în timp ce pentru bărbaţi, situaţiile evaluative pot servi drept

stimul pentru creşterea stimei de sine, a încrederii în propria eficienţă şi a performanţei

(anxietate facilitantă), pentru femei, situaţiile evaluative conduc mai degrabă la

creşterea excitabilităţii nervoase, a stării de disconfort, însoţite de alterarea

performanţelor (anxietate debilitantă).

O altă explicaţie pentru diferenţele observate între subiecţii de sex feminin şi cei

de sex masculin, în ceea ce priveşte scorurile la scalele sau la inventarele care măsoară

anxietatea faţă de testare a fost legată de pattern-urile diferite de creştere şi de

socializare a fetelor şi băieţilor. Deaux (1977) a arătat că fetele şi femeile sunt educate

50


să-şi recunoască şi să-şi exprime anxietatea – percepută social ca fiind o trăsătură

specific feminină (apud Zeidner, 1998). În acest sens, şi reacţiile din partea societăţii

faţă de anxietatea exprimată de femei tind să fie de natură mai mult suportivă şi

reconfortantă, acest lucru impulsionându-le să recunoască mai degrabă decât să

ascundă anxietatea faţă de testare pe care o resimt.

Dimpotrivă, anxietatea este privită în societatea modernă ca fiind incongruentă

cu masculinitatea, bărbaţii fiind impulsionaţi să-şi reprime şi să nege anxietatea pe care

o resimt. În acest sens, Hill şi Sarason (1966) au arătat că băieţii aflaţi în clasele de

mijloc ale şcolii elementare tind să obţină scoruri mai ridicate la scalele care măsoară

defensivitatea, comparativ cu băieţii din clasele mai mici, aspect care poate fi legat de

faptul că băieţii tind să-şi ascundă adevăratele sentimente (apud Zeidner, 1998). În

cazul fetelor aflate la vârsta şcolii elementare, nu a fost observată această relaţie între

scorurile la scalele care măsoară defensivitatea şi vârstă.

În plus, potrivit lui Deaux (1977) bărbaţii sunt educaţi să vadă situaţiile

evaluative ca reprezentând provocări cărora trebuie să le facă faţă, în timp ce femeile

tind să vadă situaţiile evaluative ca fiind ameninţări, în faţa cărora pot face faţă apelând

la strategii bazate pe concentrarea pe propriile emoţii sau pe comportamente de evitare

(apud Zeidner, 1998).

Aşadar, datele constatate în ceea ce priveşte nivelul anxietăţii faţă de testare nu

reflectă o diferenţă reală între femei şi bărbaţi, ci mai degrabă sunt expresia

diferenţelor legate de auto-prezentare şi de disponibilitatea subiecţilor de sex feminin şi

a celor de sex masculin de a admite în mod deschis faptul că suferă de anxietate (Hill şi

Sarason, 1966; apud Zeidner, 1998).

Deşi subiecţii de ambele sexe pot exprimenta anxietatea faţă de testare în aceeaşi

măsură, nivelul mai ridicat al anxietăţii faţă de testare în rândul fetelor (femeilor) se

datorează unui nivel mai ridicat al defensivităţii în rândul băieţilor (bărbaţilor), care

sunt mai puţin dispuşi să admită propria lor anxietate. Aceasta, întrucât anxietatea este

considerată ca nefiind un atribut masculin şi este dezaprobată social, începând chiar în

rândul băieţilor de şcoală elementară (Sarason et al., 1960; apud Zeidner, 1998).

În fine, s-a mai sugerat că diferenţele înregistrate între scorurile subiecţilor de

sex feminin şi cele ale subiecţilor de sex masculin la anxietatea faţă de testare s-ar

datora deosebirilor în ceea ce priveşte structura factorială a instrumentelor utilizate

pentru măsurarea anxietăţii faţă de testare (cu alte cuvinte, diferenţelor în ceea ce

priveşte structura latentă a conceptului de anxietate faţă de testare) (Zeidner, 1998).

Rezultatele studiilor întreprinse, axate pe examinarea structurii factoriale a unor

instrumente cunoscute şi pe identificarea potenţialelor diferenţe în funcţie de variabila

sex, nu au confirmat presupunerea de mai sus. Astfel, Benson şi Tippets (1990) au

raportat invarianţa (stabilitatea) de la un sex la altul, în ceea ce priveşte numărul de

factori, saturaţiile în aceştia şi varianţele reziduale ale itemilor inventarului TAI. Doar

corelaţiile între cei doi factori latenţi măsuraţi de inventarul TAI au fost diferite, în

sensul în care, pentru subiecţii de sex feminin, corelaţia între Îngrijorare şi Emotivitate

51


a fost mai ridicată ca valoare decât cea înregistrată pentru subiecţii de sex masculin (cf.

Zeidner, 1998).

Un alt studiu, efectuat de Everson, Millsap şi Rodriguez (1991), a urmărit

investigarea diferenţelor între subiecţii de cele două sexe, în ceea ce priveşte

dimensiunile anxietăţii faţă de testare. Autorii au administrat inventarul TAI unui

număr de 501 studenţi americani de colegiu (219 de sex masculin şi 282 de sex

feminin). Subiecţii de sex feminin au înregistrat scoruri semnificativ mai ridicate decât

cele ale subiecţilor de sex masculin la ambele scale ale inventarului TAI (t = 2.00, p <

0.05 – pentru scala Îngrijorare, respectiv t = 2.62, p < 0.05 – pentru scala Emotivitate).

Analiza factorială confirmatorie pe care cei doi autori citaţi au întreprins-o

utilizând programul LISREL a evidenţiat stabilitatea structurii factoriale tradiţionale a

inventarului TAI în raport cu variabila sex. Atât în cazul subiecţilor de sex masculin,

cât şi în cel al subiecţilor de sex feminin, au fost izolaţi cei doi factori identificaţi de

Spielberger (1980) – Emotivitatea, respectiv Îngrijorarea.

Totuşi, rezultatele au indicat anumite diferenţe între subeşantioanele de subiecţi

de sex masculin, respectiv cei de sex feminin, iar aceste diferenţe au vizat varianţele

unice ale factorilor, respectiv mediile şi covarianţele factorilor latenţi care au fost

extraşi.

Diferenţele în ceea ce priveşte varianţele unice au fost interpretate ca expresia

faptului că itemii inventarului TAI nu au aceeaşi fidelitate pentru subiecţi de sex

feminin, respectiv cei de sex masculin (Everson, Millsap şi Rodriguez, 1991).

Diferenţele în ceea ce priveşte covarianţele factorilor latenţi sunt echivalente cu faptul

că cele două componente ale anxietăţii faţă de testare – Emotivitatea şi Îngrijorarea –

corelează diferit pentru subiecţii de sex feminin, respectiv cei de sex masculin.

Rhine şi Spaner (1983) au administrat Scala pentru evaluarea anxietăţii faţă de

testare în rândul copiilor/Test Anxiety Scale for Children/TASC (propusă de Sarason

et al., 1960) unui număr de 553 de copii în clasele a II-a şi a III-a (apud Zeidner, 1998).

Structura factorială a scalei (patru factori – anxietatea faţă de testare, preocupările

fără legătură cu şcoala, auto-evaluarea deficitară, respectiv simptomele somatice) a

fost similară pentru fete şi băieţi. Cei patru factori au acoperit 37.38 % - în cazul

băieţilor, respectiv 37.34 % - în cazul fetelor din varianţa scorurilor itemilor.

În concluzie, cercetările au sugerat că structura dimensională a anxietăţii faţă de

testare este similară pentru subiecţii de sex feminin, respectiv cei de sex masculin. De

aceea, diferenţele de gen observate nu reflectă constructe diferite, ci mai degrabă nivele

diferite ale intensităţii răspunsurilor pe care subiecţii le dau la itemii prin care este

operaţionalizată anxietatea faţă de testare.

***

ANXIETATEA FAŢĂ DE TESTARE ŞI RASA. Luând drept criteriu rasa, o serie de

cercetări americane au arătat că afro-americanii tind să obţină scoruri mai ridicate decât

caucazienii, în ceea ce priveşte anxietatea faţă de testare măsurată cu aceleaşi

instrumente (Hembree, 1988).

52


Hembree (1988) a găsit şi alte diferenţe culturale, în ceea ce priveşte prevalenţa

anxietăţii faţă de testare. Astfel, studenţii hispanici au obţinut scoruri semnificativ mai

ridicate, comparativ cu studenţii caucazieni. Hembree citează punctele de vedere

exprimate de alţi autori, potrivit cărora, la explicarea acestor diferenţe ar contribui o

serie de factori, precum diferenţele în ceea ce priveşte nivelul inteligenţei sau

caracteristicile mediului academic. De asemenea, s-a susţinut că diferenţele constatate

între caucazieni şi subiecţii de alte rase s-ar datora faptului că eşantioanele utilizate

pentru etalonarea instrumentelor destinate măsurării anxietăţii faţă de testare nu a fost

foarte reprezentative pentru populaţiile cărora le-au fost adresate testele.

În schimb, Turner, Beidel, Hughes şi Turner (1993), utilizând scala TASC au

identificat un procent de 41 % dintre cei 626 de copii afro-americani, care prezentau

simptome specifice anxietăţii faţă de testare (apud Hall, 2005). Deşi acest procent a

fost mai ridicat decât cel identificat în rândul copiilor americani caucazieni, diferenţa

nu a fost semnificativă din punct de vedere statistic. Aceeaşi cercetare a arătat că,

începând cu nivelul clasei a V-a, diferenţa între afro-americani şi caucazieni, în ceea ce

priveşte rata simptomelor specifice anxietăţii faţă de testare, începe să scadă până când

se atinge o echivalenţă, corespunzătoare populaţiei de adolescenţi liceeni.

1.2.5. Anxietatea faţă de testare, performanţa la teste de abilităţi şi performanţa

şcolară

Un număr considerabil de cercetări au fost efectuate în vederea studierii

consecinţelor pe care anxietatea faţă de testare le are în planul funcţionării individuale,

în care au fost incluse şi performanţa la teste de abilităţi cognitive sau la testele şcolare

(engl. achievement tests). Concluziile acestor cercetări converg în a arăta că, în general,

anxietatea faţă de testare cauzează scăderea performanţelor la teste destinate măsurării

funcţionării cognitive şi intelectuale (Sarason, 1980; Tryon, 1980; apud Zeidner, 1998;

Hembree, 1988).

De asemenea, rezultatele cercetărilor converg în a arăta că un nivel ridicat al

anxietăţii faţă de testare tinde să se asocieze cu performanţe şcolare/academice mai

slabe (Hill şi Sarason, 1966; Spielberger, 1962; apud Zeidner, 1998; Hembree, 1988).

S-a arătat că anxietatea faţă de testare interferează negativ cu performanţa la

diverse teste care măsoară funcţionarea cognitivă şi intelectuală atât în situaţiile

experimentale de laborator (Deffenbacher, 1978; Nottelmann şi Hill, 1977; apud

Zeidner, 1998), cât şi în situaţiile evaluative din viaţa reală – cum este cazul testelor şi

al examenelor susţinute de elevi sau de studenţi (Alpert şi Haber, 1960; Zeidner şi

Nevo, 1992; Zeidner, Klingman şi Papko, 1988; apud Zeidner, 1998).

Tobias (1986; citat de Zeidner, 1998) a identificat o relaţie directă între nivelul

auto-raportat al anxietăţii faţă de testare şi dificultăţile legate de procesarea

informaţiilor, pe care subiecţii le întâmpină, atunci când se confruntă cu diverse

53


sarcini.

Atât anxietatea faţă de testare, cât şi anxietatea-trăsătură au prezentat relaţii cu

scăderea performanţelor în sarcini implicând reactualizarea unor conţinuturi specifice

(Mueller, 1976, 1977; Spence şi Spence, 1966; apud Zeidner, 1998) sau în sarcini mai

complexe, precum raţionamentele analogice (Leon şi Revelle, 1985; apud Zeidner,

1998).

Nottleman şi Hill (1977) au evaluat anxietatea faţă de testare şi comportamentele

pe care subiecţii le manifestau fără legătură cu sarcina cognitivă pe care o aveau de

revolvat (anagrame). Cei doi autori au observat că subiecţii (elevi de şcoală

elementară) care prezentau un nivel ridicat al anxietăţii faţă de testare manifestau

tendinţa de a se abate mult mai frecvent de la sarcina pe care o aveau de rezolvat, ceea

ce conducea la scăderea performanţei (apud Hall, 2005).

Pornind de la datele raportate în cadrul a 562 de studii, efectuate pe loturi de

subiecţi din America de Nord între anii 1952 şi 1986, Hembree (1988) a efectuat o

meta-analiză asupra corelatelor, cauzelor, efectelor şi metodelor de tratament ale

anxietăţii faţă de testare. Măsurile colectate în cadrul acestor studii au inclus:

anxietatea faţă de testare (şi diversele componente ale acesteia), CI-ul, diverse

aptitudini cognitiv-intelectuale, performanţe la teste de memorie sau la sarcini de

rezolvare de probleme administrate în condiţii de laborator, precum şi diverse

performanţe şcolare/academice.

Datele obţinute de Hembree (1988), în urma aplicării unor tehnici de calcul

specifice meta-analizei au indicat, atât pentru populaţia de elevi de liceu, cât şi pentru

cea de studenţi de colegiu, corelaţii negative, însă modeste ca valoare, între scorurile la

anxietatea faţă de testare şi diverşi indicatori convenţionali ai realizării în plan

şcolar/academic. Pentru populaţia de seniori de şcoală elementară, precum şi pentru

cea de elevi de liceu, valorile corelaţiilor între anxietatea faţă de testare şi indicatorii

cantitativi ai performanţelor la diverse discipline de studiu s-au prezentat după cum

urmează: r = - 0.22 (corelaţia cu notele la matematică); r = - 0.24 (corelaţia cu

performanţele legate de practica limbii engleze); r = - 0.21 (corelaţia cu notele la

disciplina ştiinţe naturale); r = - 0.25 (corelaţia cu notele la disciplina ştiinţe sociale); r

= - 0.12 (corelaţia cu notele la limba străină); r = - 0.12 (corelaţia nivelul cunoştinţelor

de mecanică).

Măsurile legate de funcţionarea cognitivă au corelat mai puternic cu scorurile la

componenta Îngrijorare a anxietăţii faţă de testare (r = - 0.31) decât cu scorurile la

componenta Emotivitate (r = - 0.15) (Hembree, 1988). De asemenea, corelaţia între

scorurile la factorul Îngrijorare şi notele la diverse cursuri a fost uşor mai ridicată ca

valoare (r = - 0.26) decât corelaţia notelor cu scorurile la componenta Emotivitate. În

fine, scorurile la anxietatea faţă de testare au corelat negativ cu performanţele la

diverse sarcini cognitive administrate în laborator, precum sarcini de rezolvare de

probleme (r = - 0.20) şi sarcini mnezice (r = - 0.28).

54


Seipp (1991) a efectuat o meta-analiză sintetizând 156 de valori ale mărimilor

efectelor obţinute în 126 de studii, publicate între 1975 şi 1988. Studiile realizate atât

în arealul european, cât şi în cel nord-american s-au concentrat pe relaţia între

anxietatea faţă de testare şi performanţa şcolară/academică, excluzând influenţa

moderatoare a unor variabile, precum abilitatea intelectuală generală (cf. Zeidner,

1998). Mărimea efectului la nivelul populaţiei (media ponderată a valorilor tuturor

mărimilor efectelor) a fost egală cu – 0.21/ C.I. = [- 0.36; - 0.07] la pragul de încredere

de 95 %. În plus, pentru subpopulaţiile diferenţiate în funcţie de variabilele sex şi

apartenenţă culturală, au fost găsite mărimi ale efectelor comparabile ca valori.

Wigfield şi Eccles (1989) au indicat că aproximativ 10 milioane de elevi

americani, din şcolile elementare şi secundare, obţin, la testele de abilităţi, performanţe

mai slabe decât cele de care sunt capabili, datorită simptomelor specifice anxietăţii faţă

de testare pe care le resimt, precum şi datorită deficienţelor strategiilor pe care le

utilizează, atunci când se confruntă cu situaţiile de testare (apud Hall, 2005).

Conform lui Nicholls (1967), anxietatea faţă de testare a unei persoane poate fi

legată de tendinţa acesteia de a se aştepta la eşec în situaţiile de testare cu care se

confruntă (apud Moore, 2006). De aceea, anxietatea faţă de testare este mult mai

puternic legată de performanţa la testele şcolare (prin natura lor, preponderent

cognitive) decât este anxietatea generală. Indivizii cu un nivel ridicat al anxietăţii faţă

de testare manifestă, în situaţiile de evaluare, tendinţa de a răspunde prin stări de

îngrijorare, precum şi prin alte cogniţii irelevante, care interferează cu eficienţa în

sarcinile pe care le au de rezolvat (Liebert şi Morris, 1967; Polotsky, 1991; apud

Moore, 2006).

***

Cercetările în privinţa rolului pe care anxietatea faţă de testare îl are în obţinerea

perfomanţelor la testele cognitive au renunţat la interpretarea clasică a relaţiei dintre

cele două constructe, potrivit căreia cogniţiile irelevante pentru sarcina de testare şi

grijile exagerate ale indivizilor cu privire la propriile competenţe sau la un posibil eşec

inhibă obţinerea performanţei aşteptate, prin blocarea procesului de reamintire (Morris,

Davis şi Hutchinghs, 1981; Sarason, 1986; Sarason, Pierce şi Sarason, 1996; Zohar,

1998; citaţi de Cassady, 2004). Conceptualizãrile contemporane legate de efectele

anxietãţii faţă de testare s-au concentrat asupra deficienţelor în procesarea

informaţiilor, care par să intervină în diferite faze ale ciclului de învăţare-testare

(Covington, 1985; Schwarzer şi Jerusalem, 1992; Cassady şi Johnson, 2002; citaţi de

Cassady, 2004).

I. G. Sarason a propus un model de lucru (a se vedea Figura 1.1.), prin care a

încercat să explice modul în care anxietatea faţă de situaţiile evaluative conduce, prin

intermediul interferenţelor în plan cognitiv care împiedică subiectul în rezolvarea

sarcinilor pe care le implică situaţia de evaluare să se concentreze pe rezolvarea

acestora, la diminuarea resurselor atenţionale şi, prin aceasta, la scăderea performanţei

pe care subiectul o obţine (Sarason, 1980; apud Zeidner, 1998):

55


Figura 1.1.

Modelul deficitului în procesarea de bază a informaţiilor a fost susţinut prin

numeroase rezultate, care au demonstrat că studenţii cu un nivel ridicat al anxietăţii

faţă de testare au dificultãţi în procesele cognitive, altele decât cele legate de eşecul în

reamintirea informaţiilor, aşa cum susţineau cercetările clasice. Astfel, studenţii cu un

nivel ridicat al anxietăţii faţă de testare manifestã probleme în procesele de codare şi de

reţinere (păstrare) a informaţiilor, acestea conducând, în cele mai multe cazuri, la o

reprezentare conceptualã inadecvatã a conţinuturilor pe care trebuie să le înveţe

(Mueller, 1980; Benjamnin, McKeachie, Lin şi Holinger, 1981; McKeachie, 1984;

Naveh-Benjamin, 1991; citaţi de Cassady, 2004).

Nenumăratele dovezi empirice, potrivit cărora studenţii cu un nivel ridicat al

anxietăţii faţă de testare întâmpină dificultăţi în procesarea (codarea, organizarea,

reţinerea şi reamintirea) informaţiilor au orientat cercetările către dezvoltarea unor

modele procesuale cu privire la efectele anxietăţii faţă de testare asupra

performanţelor la teste (engl. process-oriented models). În cadrul acestor modele, sunt

luate în calcul percepţiile şi comportamentele indivizilor anxioşi în trei faze,

considerate a fi bazale pentru ciclul învãţare-testare: pregătirea pentru test,

confruntarea cu testul şi obţinerea performanţei, respectiv reflecţia asupra testului, sub

aspectul eficienţei personale, a performanţei obţinute, a comportamentelor neadecvate,

etc. (Covington, 1985; Schutz şi Davis, 2000; citaţi de Cassady, 2004).

În cadrul modelelor care au încercat să explice relaţia dintre anxietatea faţă de

testare şi performanţele la testele de abilităţi, respectiv la testele de cunoştinţe

şcolare/academice, o serie de comportamente (de exemplu, deprinderile şi practicile

legate de studiul materiei înainte de test sau de înţelegerea textelor care sunt date spre

studiu) şi percepţii ale indivizilor (de exemplu, perceperea situaţiei de testare ca fiind

ameninţătoare, neajutorarea învãţatã sau percepţiile cu privire la auto-eficienţă)

specifice celor trei etape ale ciclului de învăţare-testare sunt considerate ca având un

impact negativ asupra nivelului performanţei (McKeachie, 1984; Covington, 1985;

Schwarzer şi Jerusalem, 1992; citaţi de Cassady, 2004).

56


Modelele procesuale cu privire la efectele anxietăţii faţă de testare asupra

performanţelor la teste au avantajul de a explica deficitul de performanţã, prezent la

indivizii puternic anxioşi în absenţa unei presiuni evaluative.

***

Potrivit lui Bowler (1987), anxietatea faţă de testare poate fi privită ca un

ansamblu de preocupări cognitive (dimensiunea Îngrijorare) şi de reacţii emoţionale

(dimensiunea Emotivitate), pe care unele persoane le manifestă în faţa situaţiilor de

evaluare, specifice activităţii şcolare sau academice, pe care le percep ca fiind o

ameninţare în raport cu propriile lor obiective. Evaluarea achiziţiilor poate fi, prin ea

însăşi, o situaţie stresantă pentru mulţi studenţi. De aceea, scorurile la instrumentele

destinate evaluării anxietăţii faţă de testare corelează cu indicatorii nivelului achiziţiilor

şcolare/academice.

Hill şi Sarason (1966) au efectuat un studiu longitudinal, în vederea evaluării

relaţiei dintre anxietatea faţă de testare, atitudinea faţă de testele şcolare şi

performanţele şcolare. Subiecţii au fost elevi în diferite clase ale şcolii elementare10

10

În sistemul de învăţământ american, şcoala elementară cuprinde clasele I-IV (clasele primare

de la noi), iar şcoala secundară – clasele V-VIII (şcoli secundare inferioare) şi IX-XII (şcoli

secundare superioare – liceele sau şcoli secundare profesionale sau tehnice – şcolile

profesionale de la noi).

Rezultatele au indicat, în cazul copiilor cu scoruri ridicate ale anxietăţii faţă de

testare, performanţe mai slabe la testele destinate evaluării achiziţiilor şcolare şi note

şcolare mai mici, asociate cu un risc mai ridicat de repetare a clasei (apud Hall, 2005).

Schwarzer (1981) a efectuat un studiu pe un eşantion de 1671 elevi de şcoală

secundară din Germania, pe care i-a împărţit în trei grupuri, în funcţie de notele la o

probă pentru evaluarea achiziţiilor la matematică. Elevii au completat şi inventarul

TAI. Rezultatele analizei de varianţă întreprinsă de autor, luând ca variabile

independente clasa şcolară şi nivelul achiziţiilor la matematică, iar ca variabilă

dependentă – scorurile la scalele destinate măsurării anxietăţii faţă de testare, au indicat

un efect semnificativ, în sensul în care elevii cu performanţe slabe la matematică au

manifestat tendinţa de a obţine, comparativ cu elevii cu performanţe bune, scoruri mai

ridicate atât la factorul Îngrijorare, cât şi la factorul Emotivitate (apud Bowler, 1987).

Un studiu realizat de Spielberger şi colaboratorii săi (Spielberger, 1980) a

identificat corelaţii negative semnificative între scorurile la TAI şi realizarea

şcolară/academică (engl. academic achievement), operaţionalizată prin mediile şcolare.

Subiecţii au fost elevi de liceu (N = 373) şi studenţi care urmau cursurile de colegiu în

prima treaptă (N = 300) sau în cea de-a doua (N = 983). Pentru toate cele trei

eşantioane, s-au înregistrat corelaţii negative între scorurile totale la TAI şi mediile

şcolare, respectiv între scorurile la scala Îngrijorare şi mediile şcolare. Dintre acestea,

majoritatea au fost semnificative statistic. Pentru subiecţii de sex masculin, valorile

corelaţiilor au fost mai ridicate decât valorile obţinute pentru subiecţii de sex feminin.

57


Acestea au variat între - 0.12 şi - 0.31 (pentru corelaţiile între scorurile totale la TAI şi

mediile şcolare), respectiv între - 0.17 şi - 0.47 (pentru corelaţiile între scorurile la

scala Îngrijorare şi mediile şcolare).

Într-un alt studiu, Spielberger şi Barker (1979) (apud Spielberger, 1980) au

identificat corelaţii negative între scorurile la TAI şi notele la cursul de bază, pornind

de la răspunsurile unui număr de 267 tineri (195 de sex masculin şi 72 de sex feminin),

recrutaţi pentru a fi formaţi în domeniul marinei militare. Valorile corelaţiilor s-au

situat între - 0.09 (subiecţii de sex feminin, scala Emotivitate) şi - 0.35 (subiecţii de sex

masculin, scala Îngrijorare).

Bowler (1987) prezintă date, potrivit cărora nivelul achiziţiilor

şcolare/academice corelează moderat cu anxietatea faţă de testare. Potrivit acestui

autor, mulţi cercetători din fosta Germanie de Vest (Schwarzer, 1975; Lissman, 1976;

Krohne, 1980) au găsit, între anxietatea faţă de testare şi nivelul achiziţiilor

şcolare/academice, corelaţii cu valori situate între 0 şi – 0.60, rezultatele depinzând

semnificativ de discipline şi de eşantioanele utilizate.

Hodapp (1979) a raportat o corelaţie de r = - 0.51 între scorurile la factorul

Îngrijorare (măsurat cu inventarul TAI) şi rezultatele la un test de limbă străină şi o

corelaţie aproape nulă între scorurile la factorul Emotivitate şi rezultatele la test (apud

Bowler, 1987). În cadrul unei lucrări publicate în 1981, acelaşi autor raporta o corelaţie

de r = - 0.30 între achiziţiile la matematică pe de o parte şi scorurile la factorul

Îngrijorare, împreună cu scorurile la o serie de alte măsuri ale anxietăţii faţă de testare

(A-State şi A-Trait – măsurate cu STAI), pe de alta. Eşantionul utilizat a fost compus

din 134 elevi de clasa a VII-a, cărora li s-a aplicat un test de cunoştinţe la matematică.

Aplicând tehnica analizei cauzale (engl. path analysis) autorul citat a identificat printre

determinanţii achiziţiilor la matematică inteligenţa (r = 0.33) şi factorul Îngrijorare (r =

- 0.27), dar nu şi factorul Emotivitate (r = 0.02) (apud Bowler, 1987).

Rezultatele obţinute de Hodapp au favorizat ipoteza că factorii Îngrijorare şi

Emotivitate se referă la dispoziţii diferite ale subiecţilor, în raport cu situaţiile

evaluative: primul ar putea indica tendinţa subiecţilor de a-şi face griji în legătură cu

propria performanţă într-o situaţie de evaluare, pe când cel de-al doilea ar putea indica

tendinţa subiecţilor de a conştientiza propriile lor emoţii, a căror expresie o constituie

diversele stări de excitare fiziologică (engl. physiological arousal).

Unele studii au abordat relaţia dintre anxietatea faţă de testare şi performanţele

şcolare/academice, ţinând cont de posibilul efect moderator din partea inteligenţei

(apud Zeidner, 1998). Chiar şi în aceste condiţii, rezultatele au indicat o proastă

funcţionare şcolară/academică, în rândul elevilor/studenţilor cu anxietate faţă de testare

(adică, indiferent de nivelul inteligenţei, anxietatea faţă de testare interfera negativ cu

performanţele şcolare/academice).

Conform observaţiei lui Zuriff (1997; citat de Hall, 2005), anxietatea faţă de

testare devine o condiţie cronică pentru unele persoane, iar această condiţie le forţează

să înveţe să se adapteze la dezamăgirile legate de notele şcolare scăzute, care nu

58


reflectă nivelul cunoştinţelor sau al abilităţilor intelectuale pe care le deţin.

O abordare, în explicarea corelaţiilor negative scăzute dintre anxietatea faţă de

testare şi performanţă, subliniază importanţa unor aspecte situaţionale. Krohne (1980;

citat de Bowler, 1987) susţine că anxietatea faţă de testare joacã un rol indirect,

dependent de timpul disponibil şi de pregătirea pentru test. Dacă un examen scris este

anunţat pe neaşteptate şi, prin urmare, pregătirea pentru acesta nu este posibilă,

varianţa performanţelor poate fi explicată prin diferenţele individuale, în ceea ce

priveşte deprinderile esenţiale legate de studiu şi de învăţare pe care le prezintă

studenţii. Pe de altă parte, dacă este posibilă pregătirea din timp pentru test, studenţii

anxioşi îşi vor concentra atenţia pe dezvoltarea unor mecanisme de coping, pentru a

depăşi posibila ameninţare pe care o reprezintă situaţia de evaluare.

Krohne şi Schaffner (1980; citaţi de Bowler, 1987) au efectuat o cercetare, în

care atitudinea descrisă mai sus a fost un predictor semnificativ al rezultatelor la o

examinare a competenţelor pentru o limbă străină având, deci, un rol facilitator.

Din datele pe care le-am prezentat mai sus, rezultă că un nivel ridicat al anxietăţii

faţă de testare tinde să se asocieze cu scăderea performanţei şcolare şi a celei

academice. Desigur că, modelele, care au fost propuse pentru a explica şi descrie

relatia dintre anxietatea faţă de testare şi performanţa (şcolară) academică, prezintă un

complex de relaţii, în care intră o serie de caracteristici personale (de exemplu, stima

de sine, încrederea în propriile competenţe şi şanse de reuşită, stilul de atribuire al

eşecului/succesului, sentimentul autoeficienţei, predispoziţia generalizată către stări

anxioase etc.), precum şi o serie de caracteristici situaţionale (timpul alocat pentru

pregătirea examenului, profunzimea abordării materiei, inopinabilitatea testării etc.).

Performanţa academică depinde de un set mult mai complex de variabile

(inteligenţa generală, aptitudinile specifice, stilurile de învăţare, atribuirile

motivaţionale, conştiinciozitatea etc.). Anxietatea faţă de testare trebuie privită doar ca

una dintre aceste variabile. Ea nu acţionează direct asupra conduitei individului aflat

într-o situaţie de evaluare, ci în conjuncţie cu celelalte variabile.

Mecanismele şi procesele prin care simptomele specifice anxietăţii faţă de testare

conduc la deteriorarea performanţelor şcolare includ cogniţiile negative, pe care elevul

(studentul) le are vis-à-vis de propriile competenţe (aptitudini, cunoştinţe, etc.), precum

şi de un posibil eşec la teste sau la examene. Aceste cogniţii, însoţite de un cortegiu de

manifestări emoţionale şi fiziologice stânjenitoare, interferează cu procesele cognitive,

pe care elevul trebuie să le aloce în timpul acţiunilor de învăţare (faza de pregătire

pentru o situaţie de evaluare), precum şi cu eforturile de concentrare, necesare

rezolvării sarcinilor evaluative

Elevii sau studenţii anxioşi în legătură cu testele sau examenele pe care le au de

susţinut nu au încredere în propriile lor competenţe sau se gândesc că ceilalţi sunt mult

mai bine pregătiţi decât ei. Aceste cogniţii, însoţite de emoţii stânjenitoare, interferează

cu activitatea cognitivă din timpul testării, afectând negativ procesele de reamintire şi

de organizare a informatiilor, precum şi eforturile de concentrare a atenţiei.

59


1.2.6. Anxietatea faţă de testare şi motivaţia de realizare şcolară

După cum ştim, motivaţia de realizare se referă la dorinţa unui individ de a

învinge obstacolele şi de a obţine succesul în acţiunile pe care le întreprinde, de a se

întrece pe sine însuşi. Comportamentul indivizilor orientat către obţinerea succeselor

trebuie legat, în primul rând, de nivelul de aspiraţie şi de nevoia permanentă a

oamenilor de a obţine succes în ceea ce întreprind. Venind dinspre latura teoriilor de

factură cognitivistă, modelul dezvoltat de J. Atkinson şi D. McClelland ţine cont şi de

rolul performanţelor şi al realizărilor anterioare pe care fiecare dintre noi le auto-

evaluăm continuu, în determinarea nivelului de aspiraţie al unei persoane şi a

comportamentelor dezvoltate pentru atingerea acestuia.

În dezvoltarea teoriei motivaţiei de realizare pe care au propus-o, Atkinson şi

Litwin (1960; citaţi de Salamé, 1984) au subliniat faptul că mulţi dintre indivizi

acţionează în diverse situaţii fiind motivaţi de dorinţa de a evita un eşec (engl.

avoidance of failure motivation) şi de a obţine succesul (engl. seeking success

motivation). Atkinson considera motivaţia orientată către evitarea eşecului ca fiind, mai

degrabă, o forţă inhibitoare care conduce la comportamente de evitare şi la anxietate,

cu efecte negative asupra performanţelor în diverse sarcini.

Birney, Burdick şi Teevan (1969; citaţi de Salamé, 1984) au arătat că aşa-numita

presiune ostilă din partea situaţiilor evaluative, în care sunt implicate noţiunile de eşec

şi succes, conduce la diferite tipuri de temeri care, la rândul lor, pot intensifica

simptomele specifice anxietăţii. Aceste temeri sunt legate de:

teama de auto-devalorizare, în caz de eşec;

teama de devalorizare socială;

teama de alte consecinţe ale eşecului, cum ar fi pierderea unor avantaje

materiale.

Heckhausen (1982; citat de Salamé, 1984) oferă o perspectivă motivaţională

asupra anxietăţii faţă de testare, în care vorbeşte despre o serie de procese

motivaţionale care au loc înainte de şi după un examen. Aceste procese se referă la trei

variabile, şi-anume:

nivelul de aspiraţie înainte de examen;

atribuirea cauzală cu privire la performanţa (nota) obţinută, proces care are loc

după examen;

auto-evaluarea consecutivă examenului.

O serie de cercetători şi-au centrat atenţia asupra fricii de eşec care a început să

fie privită ca o variabilă importantă pentru explicarea anxietăţii faţă de situaţiile de

evaluare şi a motivaţiei orientată către evitarea acestora. În acest sens, Heckhausen

(1975) şi Schmalt (1976) au ajuns la concluzia că frica (teama) de eşec nu poate fi

concepută ca un construct unitar (cf. Salamé, 1984).

60


Administrând un instrument semiproiectiv destinat evaluării motivaţiei de

realizare şi efectuând o analiză factorială a răspunsurilor, Schmalt (1982), a scos în

evidenţă doi factori ai fricii de eşec (apud Salamé, 1984): auto-percepţia cu privire la

propriile abilităţi care sunt văzute ca fiind scăzute şi teama de eşec şi consecinţele

sale. Primul factor exprimă îndoielile individului în legătură cu propriile abilităţi,

preocupările în legătură cu nivelul propriei performanţe şi tendinţa de a evita situaţiile

care implică evaluarea performanţei. Cel de-al doilea factor este descris în termeni de

cogniţii anticipatorii cu privire la eşec şi griji legate de consecinţele unui posibil eşec.

Stephan şi colaboratorii săi (1983; citaţi de Salamé, 1984) au făcut distincţia

între două tipuri de griji pe care indivizii şi le pot face în legătură cu situaţiile de

evaluare pe care le traversează: griji actuale (engl. actual worry) care se referă la

,,cogniţii legate de feed-back-ul negativ primit de examinat prin auto-observarea

performanţei şi/sau observarea reacţiilor examinatorului faţă de performanţa sa”.

Acest tip de cogniţii vizează, aşadar, auto-evaluarea şi evaluarea de către ceilalţi a

performanţelor unei persoane.

Cel de-al doilea tip de griji, denumit prin eticheta griji existenţiale (engl.

existential worry), a fost interpretat ,,ca o expresie a tendinţei de îngrijorare (a unei

persoane - s.n.) privind propria competenţă şi relevanţa acesteia pentru viitoarele

studii şi succesul în carieră” (Stephan şi colab., 1983; citaţi de Salamé, 1984). Aşadar,

este vorba despre cogniţii negative legate de scopurile pe termen lung pe care un

individ şi le stabileşte.

Potrivit lui Raynor (1974), în contexte non-experimentale, majoritatea

activităţilor destinate atingerii obiectivelor proiectului de realizare personală poate fi

privită ca o serie de paşi funcţionali, în care succesele pe care un individ le obţine îi

oferă oportunităţi imediate de a continua în direcţia dorită, în timp ce eşecurile

semnifică pierderea unor asemenea oportunităţi, determinând un blocaj al eforturilor de

realizare a obiectivelor pe care individul şi le propune (apud Salamé, 1984). Raynor

considera că este foarte probabil ca acest lucru să conducă la o creştere a anxietăţii

(fricii) de evaluare, mai ales atunci când pasul respectiv este considerat de individ ca

fiind foarte important pentru realizarea planurilor sale de viitor.

Pentru explicarea relaţiei dintre anxietatea faţă de testare (frica de evaluare) şi

performanţele academice, Becker (1982; citat de Salamé, 1984) propune un model

interacţional, în care ţine cont de două variabile: motivaţia de realizare şi orientarea

către eşec. Motivaţia de realizare este definită prin conjuncţia dintre nivelul de

aspiraţie şi importanţa pe care elevul sau studentul o acordă examinării, în timp ce

orientarea către eşec este descrisă prin percepţia negativă pe care elevul sau studentul o

are cu privire la nivelul propriilor competenţe, expectanţele cu privire la eşec şi prin

aversiunea faţă de examen.

Motivaţia de realizare şi orientarea către eşec se combină determinând, pe de o

parte, reacţiile emoţionale pe care elevul sau studentul le manifestă, atunci când

urmează să se confrunte cu un examen (de exemplu, creşterea nivelului anxietăţii pe

61


măsura apropierii examenului), iar pe de alta, direcţia comportamentelor destinate

adaptării şi, la sfarşitul examenului, performanţa pe care elevul sau studentul o va

obţine.

Becker (1982; citat de Salamé, 1984) a susţinut necesitatea diferenţierii între mai

multe tipuri de anxietatea faţă de testare/evaluare. Rezultatele studiilor pe care le-a

întreprins l-au condus către delimitarea a două forme ale nivelului ridicat al anxietăţii

faţă de testare care pot fi prezente la indivizi. Prima include preocupări legate de

incertitudinea succesului şi este întâlnită mai ales la elevii sau studenţii orientaţi către

succes. În cazul acestora, nivelul anxietăţii poate fi redus prin creşterea nivelului

competenţelor. Preocupările legate de incertitudinea succesului scad în intensitate, pe

măsură ce se apropie examenul. Cea de-a doua formă a anxietăţii faţă de evaluare pare

să fie determinată de percepţia unei discrepanţe accentuate între nivelul

competenţelor, considerat necesar de către elev sau student, pentru a-şi atinge

obiectivele şi subestimarea propriilor competenţe. Percepţia acestei discrepanţe se

intensifică, pe măsură ce se apropie examenul. Această formă a anxietăţii (fricii) faţă

de evaluare este asociată cu intensificarea cogniţiilor negative, pe care elevii sau

studenţii le au cu privire la probabilitatea unui eşec la examen.

În ceea ce priveşte nivelul performanţelor pe care studenţii anxioşi în legătură cu

examenele le obţin, Becker (1982; citat de Salamé, 1984) propune o schemă

explicativă, în care este subliniată importanţa-cheie a variabilei legată de percepţia

subiectivă a competenţei pentru înţelegerea comportamentelor manifestate de elevi sau

de studenţi înainte de examene.

Salamé (1974; citat de Salamé, 1984) propune conceptul cheie de simţ al

competenţei, pentru înţelegerea întregului proces care include comportamente orientate

către şi conduce la realizarea personală. În opinia acestui autor, simţul competenţei

trebuie legat de controlul cognitiv pe care individul îl manifestă în cele trei stadii

diferite ale ciclului studiu-examen: înaintea, în timpul şi după examen. Mecanismele

specifice controlului cognitiv în perioada de dinaintea examenului privesc expectanţele

pe care individul (studentul) le are cu privire la succes şi la eşec. În timpul examenului,

controlul cognitiv intervine prin ghidarea comportamentelor studentului spre obţinerea

celei mai bune performanţe de care acesta este capabil şi care este în acord cu

standardele pe care acesta le are, în legătură cu excelenţa. În etapa post-examen,

controlul cognitiv se manifestă prin feed-back-urile mai mult sau mai puţin acurate pe

care studentul şi le administrează în legătură cu performanţa pe care a obţinut-o.

1.2.7. Metode şi tehnici pentru reducerea/prevenirea simptomelor specifice anxietăţii

faţă de testare

Anxietatea faţă de testare poate fi redusă sau chiar eliminată prin consilierea

persoanelor care suferă de acest flagel, cu privire la o serie de strategii eficiente la care

62


pot apela în timpul situaţiilor de testare (de exemplu, diferite moduri de a răspunde la

întrebările testului, managementul timpului, în cazul în care aceste elemente constituie

o sursă de tensiune) (Strickland, 2001). Uneori, profesorii trebuie să ia în considerare

strategii alternative de evaluare, precum examenele orale în locul celor scrise.

Alte tehnici care au fost utilizate cu succes în tratamentul anxietăţii faţă de

testare au fost hipnoterapia şi biofeedback-ul. Astfel, Vagg (1977) a investigat

eficienţa terapeuticã a biofeedback-ului şi a abordării bazate pe coping-ul cognitiv în

tratarea studenţilor care prezintă un nivel ridicat al anxietăţii faţă de testare (apud

Spielberger, 1980). Un eşantion de studenţi de la Universitatea Michigan, care au

obţinut scoruri ridicate la Scala pentru evaluarea anxietăţii debilitantă din Testul

pentru evaluarea anxietăţii faţă de realizarea academică (Alpert şi Haber, 1960), i s-a

aplicat Inventarul pentru evaluarea anxietăţii faţă de testare/TAI (Spielberger, 1980)

înainte şi dupã o serie de cinci sesiuni de tratament cu tehnicile bazate pe biofeedback

şi adaptare cognitivă. Rezultatele au indicat o reducere semnificativă a nivelului

anxietăţii faţă de testare, în urma utilizării tehnicilor pentru îmbunătăţirea adaptării

cognitive. În cadrul acestui studiu, utilizarea biofeedback-ului nu a produs un efect

semnificativ asupra anxietăţii faţă de testare.

Gonzalez (1978) a comparat, în cadrul unui experiment, eficienţa procedurii

bazate pe desensibilizarea sistematică, combinată cu training-ul axat pe adaptarea la

stările de anxietate cu cea a procedurii bazată pe consilierea în vederea îmbunătăţirii

deprinderilor şi strategiilor de studiu şi învăţare, în tratamentul anxietăţii faţă de

testare a studenţilor (apud Spielberger, 1980). Un număr de studenţi de la University of

South Florida au completat Inventarul pentru Evaluarea Anxietăţii faţă de Testare

(Spielberger, 1980) şi Chestionarul pentru evaluarea obişnuinţelor şi a atitudinilor

legate de Studiu, propus de Brown şi Holtzman (1953; 1967) 11

, înainte şi după un

număr de opt şedinţe de tratament. Rezultatele au indicat o scădere semnificativă a

scorurilor la inventarul TAI pe care le-au obţinut studenţii care au participat la

sesiunile de training în vederea adaptării la stările anxioase. Studenţii care au participat

la training-ul pentru îmbunătăţirea deprinderilor şi strategiilor de studiu şi învăţare au

înregistrat o uşoară scădere a scărurilor la TAI, însă diferenţele faţă de scorurile

obţinute de studenţii din lotul de control, care au participat la training-ul pentru

îmbunătăţirea strategiilor de adaptare la stările anxioase, precum şi faţă de scorurile

obţinute de studenţii din lotul de control, care nu au primit nici un tratament, nu au fost

semnificative din punct de vedere statistic. În ansamblu, studenţii din grupurile

experimentale, care au primit o formă sau alta de tratament, au înregistrat o scădere

semnificativă (cu 14 sau mai multe puncte) a scorurilor totale la TAI, precum şi o

creştere semnificativă a mediilor la disciplinele de studiu (engl. GPA – grade point

11

Survey of Study Habit and Attitudes (SSHA) este unul dintre instrumentele timpurii, create în

vederea evaluării motivaţiei, atitudinilor şi practicilor elevilor şi studenţilor, în legătură cu

studiul şcolar.

63


average). La rândul lui, Algaze (1979) a investigat eficienţa tehnicilor specifice

terapiei cognitiv-comportamentale, utilizate separat sau împreună cu alte abordări, în

tratamentul studenţilor de la Universitatea South Florida, care prezentau probleme cu

anxietatea faţă de testare (apud Spielberger, 1980). Pentru măsurarea nivelului

anxietăţii faţă de testare, înainte şi după un număr de opt şedinţe de tratament, Algaze a

utilizat inventarul TAI. Scorurile pe care le-au obţinut studenţii, în etapa post-

tratament, au fost semnificativ mai scăzute (m = 47.5; media scorurilor obţinute în

etapa pre-tratament fiind egală cu 63). Scorurile la fiecare dintre cele două scale ale

inventarului TAI (Îngrijorare şi Emotivitate) pe care le-au obţinut studenţii în etapa

post-tratament au fost, de asemenea, mai scăzute, însă diferenţele faţă de etapa pre-

tratament nu au fost semnificative din punct de vedere statistic.

În cazul studenţilor care au participat la sedinte de terapie cognitiv-

comportamentală (TCC), combinată cu alte metode de tratament, precum training-ul

destinat îmbunătăţirii deprinderilor şi practicilor de studiu sau desensibilizarea

sistematică, s-au înregistrat scăderi semnificative din punct de vedere statistic atât ale

scorurilor totale, cât şi ale scorurilor la fiecare dintre cele două scale ale inventarului

TAI.

O altă cercetare, pe care vreau să o aduc, aici, în atenţie, a fost efectuată de

Fletcher (1979), în cadrul unei disertaţii de master, susţinută la Universitatea South

Florida, cu titlul Studiu comparativ privind eficienţa terapiei cognitive şi a terapiei

raţional-emotive12

în tratamentul studenţilor de colegiu care manifestă anxietate faţă

de testare (apud Spielberger, 1980). Inventarul TAI a fost aplicat înainte şi după o serie

de şapte şedinţe de terapie cognitiv-comportamentală (pentru un grup experimental),

respectiv raţional-emotivă (pentru un alt grup experimental). După sedinţele de

tratament, atât studenţii din grupul experimental la care a fost aplicată terapia cognitiv-

comportamentală, cât şi studenţii din grupul la care a fost utilizată terapia raţional-

emotivă au obţinut medii ale scorurilor la inventarul TAI, semnificativ mai mici decât

cele din etapa pre-tratament (Tabelul 3). Terapia cognitiv-comportamentală s-a dovedit

a fi mai eficientă decât terapia raţional-emotivă.

Aşa cum se poate constata şi din cercetările trecute în revistă mai sus, inventarul

TAI a fost foarte frecvent utilizat, în vederea evaluării eficienţei diverselor abordări

terapeutice, în ameliorarea simptomelor anxietăţii faţă de testare.

Rezultatele studiilor întreprinse de Vagg (1977) şi Gonzalez (1978) au indicat

faptul că, aplicate separat, nici biofeedback-ul, nici training-ul destinat îmbunătăţirii

practicelor legate de studiu şi învăţare nu sunt foarte eficiente în reducerea

simptomelor specifice anxietăţii faţă de testare. În schimb, desensibilizarea sistematică,

12

RET – rational emotive therapy. Terapia raţional-emotivă, elaborată de dr. Albert Ellis, la

mijlocul secolului trecut, se focalizează pe modificarea cogniţiilor iraţionale, care interferează

cu funcţionarea normală a individului, creând suferinţă şi patologie.

64


modificările cognitiv-comportamentale şi terapia raţional-emotivă s-au dovedit a fi mai

eficiente, în reducerea anxietăţii faţă de testare.

Tabelul 3 a

Tip de tratament

TAI-total Scoruri scala

Îngrijorare

Scoruri scala

Emotivitate

Medii

pre-

tratament

Medii

post-

tratament

Medii

pre-

tratament

Medii

post-

tratament

Medii

pre-

tratament

Medii

post-

tratament

Terapie cognitiv-

comportamentală

(TCC)

55.73 34.83 20.58 12.05 24.26 14.05

Terapie raţional-

emotivă (TRE)

56.91 39.05 21.62 14.24 24.10 16.29

a Reprodus după Spielberger (1980)

Combinată cu desensibilizarea sistematică sau cu training-ul destinat

îmbunătăţirii practicelor legate de studiu şi învăţare, terapia cognitiv-comportamentală

a fost mult mai eficientă în reducerea anxietăţii faţă de testare şi îmbunătăţirea

performanţelor academice (conform rezultatelor studiului efectuat de Algaze, 1979).

La aceeaşi concluzie a ajuns şi Ergene (2003), care a efectuat o meta-analiză

asupra metodelor de intervenţie destinate reducerii anxietăţii faţă de testare, pornind de

la rezultatele comunicate în 56 de studii (N = 2482 de subiecţi). Acelaşi studiu a ajuns

la concluzia că programele de intervenţie individuale, împreună cu programele care

combină consilierea individuală şi de grup, sunt cele mai eficiente în ameliorarea

simptomelor specifice anxietăţii faţă de testare.

***

Recomandările pe care le formulăm în cele ce urmează sunt adresate elevilor

(mai ales celor vulnerabili în raport cu experimentarea simptomelor specifice anxietăţii

de situaţiile evaluative), cadrelor didactice (învăţători, profesori, diriginţi) şi

psihologilor şcolari – care se confruntă des cu problemele elevilor pe care îi asistă,

precum şi părinţilor – care aşteaptă de la copiii lor cele mai bune performanţe la testele

şi examenele importante pentru cariera şcolară şi cea profesională, de mai târziu.

Aceste recomandări reflectă consideraţiile noastre cu privire la măsurile care pot fi

adoptate pentru controlul simptomelor neplăcute specifice anxietăţii, pe care mulţi

dintre elevi sau studenţi le experimentează, atunci când se confruntă cu diverse situaţii

de evaluare.

65


A. RECOMANDĂRI PENTRU ELEVI. În vederea ameliorării şi prevenirii

simptomelor specifice anxietăţii faţă de teste şi examene în rândul elevilor, se impune

consilierea pentru însuşirea şi dezvoltarea unor strategii eficiente de management al

emoţiilor personale, care apar în timpul situaţiilor în care sunt ascultaţi la tablă, în

bancă sau sunt testaţi în scris. Literatura de specialitate oferă numeroase exemple de

asemenea strategii, care le învaţă pe persoanele anxioase în raport cu situaţiile de

evaluare cum să-şi recunoască şi să-şi controleze cogniţiile negative şi emoţiile

ameninţătoare, care apar înaintea sau în timpul confruntării cu o situaţie de testare. Iată

câteva:

Elevul trebuie să fie obişnuit să comunice părinţilor şi profesorilor simptomele

de anxietate pe care le resimte, atunci când urmează să se confrunte cu o situaţie

de evaluare sau în timpul acesteia. Împreună cu aceştia, elevul poate analiza

punctele tari şi cele slabe care îi sunt caracteristice, în faza de pregătire pentru un

examen sau test sau în momentul în care se confruntă efectiv cu acesta.

Înaintea sau în timpul unui test sau examen important, elevul trebuie să se

gândească că acel test sau examen este doar o modalitate în care îi este evaluat

nivelul cunoştinţelor pe care le-a achiziţionat, precum şi o oportunitate de a

demonstra ceea ce poate lui însuşi, profesorilor şi părinţilor. Atunci când a

obţinut un rezultat bun sau foarte bun, elevul trebuie să fie obişnuit să se felicite

pentru performanţă şi să-şi analizeze posibilele puncte tari care au contribuit la

obţinerea performanţei. Când rezultatul nu a fost tocmai pe măsura aşteptărilor,

elevul trebuie să fie obişnuit să-şi analizeze punctele slabe, pentru a le controla

şi a le transforma în resurse care să contribuie la îmbunătăţirea performanţelor la

viitoarele teste sau examene. În acest sens, discuţiile cu profesorii, pe marginea

notelor mici pe care le-a obţinut la un test sau la un examen şi a părţilor din

conţinutul unei materii care trebuie însuşite mai bine, pot fi productive.

În timpul testului sau examenului, elevul trebuie să pună în aplicare o tehnică

simplă de relaxare, care să contribuie la împiedicarea apariţiei şi manifestării

simptomelor somatice şi neuro-vegetative supărătoare, care sunt, de regulă,

asociate stresului în faţa situaţiilor de evaluare. Elevul trebuie să ştie că doar

faptul de a se încuraja singur să fie relaxat nu-l ajută prea mult să preîntâmpine

simptomele supărătoare ale anxietăţii faţă de testare. Una dintre cele mai simple

tehnici de relaxare constă în controlul respiraţiei, care nu numai că ajută la

ventilarea organismului şi la oxigenarea corectă a creierului, dar induce şi un

anumit grad de relaxare a organismului. Există şi alte tehnici comportamentale

de relaxare (de exemplu, tehnica controlului tonusului muscularsau tehnica

relaxării prin controlul unor stimuli verbali-cheie care sunt auto-induşi), care se

învaţă în câteva şedinţe şi care îl pot ajuta pe elev să-şi controleze simptomele

cognitive şi somato-neuro-vegetative specifice anxietăţii faţă de o situaţie de

evaluare. De asemenea, elevul trebuie să se străduiască permanent să-şi menţină

atenţia asupra testului sau examenului. În acest sens, trebuie să depăşească

66


miturile care circulă în folclorul despre teste şi examene, cum ar fi faptul că

unele întrebări sunt ,,capcane” pe care profesorul le-a creat pentru a-i ,,prinde” pe

elevii nepregătiţi sau faptul că testul este creat în aşa fel, încât cei mai mulţi

dintre candidaţi să nu aibă suficient timp pentru a parcurge toate întrebările. De

asemenea, în rândul elevilor, al profesorilor şi al părinţilor, circulă câteva mituri

despre teama sau frica de teste şi examene, mituri care trebuie conştientizate şi

evitate pe cât posibil: elevii se nasc cu teama de examene; anxietatea faţă de teste

şi examene este o tulburare mentală; teama de examene nu poate fi depăşită (în

ciuda eforturilor); toţi elevii care nu sunt foarte bine pregătiţi pentru un test sau

examen vor resimţi teama de respectiva situaţie evaluativă, în timp ce elevii care

sunt bine pregătiţi sunt feriţi de aceste simptome supărătoare; elevii inteligenţi şi

care au abilităţi şcolare foarte bune nu vor resimţi teama de un test sau examen;

frecventarea cursurilor şi realizarea temelor pentru acasă ar trebui să contribuie

la reducerea anxietăţii faţă de teste şi examene; diminuarea simptomelor

specifice anxietăţii faţă de teste şi examene garantează obţinerea unor

performanţe mai bune. Pe de altă parte, menţinerea atenţiei pe conţinutul

subiectelor care trebuie abordate (în cazul în care testul sau examenul implică un

subiect analitic, un eseu sau o sinteză a informaţiilor) sau al întrebărilor la care

trebuie ales un răspuns corect (în cazul în care examenul sau testul necesită

completarea unor întrebări de tip grilă) îl va ajuta pe elev să managerieze eficient

impresia de ,,tabula rasa” pe care multe persoane o au la începutul unui test sau

examen, imediat după ce primesc subiectele. În acest sens, elevul trebuie să-şi

exerseze capacitatea de a rămâne concentrat pe o sarcină o perioadă de timp

optimă, în ciuda tuturor stimulilor distractori care apar în mediul fizic în care

lucrează.

De asemenea, elevii trebuie consiliaţi în legătură cu strategiile optime de

pregătire pentru un examen sau un test important. Aceste strategii ar putea implica:

Pregătirea constantă la o materie sau alta, pe tot parcursul perioadei de achiziţie

a cunoştinţelor (şi nu doar la sfârşitul acesteia, după binecunoscuta metodă a

,,îngrăşării forţate a porcului”), va contribui la preîntâmpinarea stresului generat

de criza de timp în care mulţi dintre elevi intră, atunci când au de pregătit, pentru

un test sau examen important (cum sunt tezele semestriale sau examenul de

Bacalaureat), un material informaţional încărcat.

Elaborarea unui plan de parcurgere a materiei, care să fie respectat cu stricteţe,

va ajuta la organizarea eficace a timpului şi a resurselor intelectuale necesare

pregătirii pentru test sau examen.

Recuperarea lecţiilor şi a sarcinilor parcurse în clasă, precum şi a temelor

pentru acasă, atunci când, din motive bine întemeiate, s-a absentat de la cursuri

un timp mai îndelungat, îl va ajuta pe elev să evite lacunele din materie şi stresul

pe care existenţa acestora îl generează, în etapa de pregătire pentru test sau

examen.

67


În vederea evitării stărilor de surmenaj, se impune alternarea echilibrată a

perioadelor de pregătire a materiei cu cele de odihnă (relaxare prin plimbări în

aer liber sau activităţi sportive, respectiv somn) şi evitarea consumului de

substanţe care sunt considerate ca adjuvanţi pentru stările de stres sau

performanţa mnezică (de exemplu: Ginkgo Forte Plus, Ginseng, Memo Plus sau

lecitină).

În noaptea de dinaintea testului sau examenului, elevul trebuie să doarmă bine

(să evite culcarea la o oră târzie), iar în dimineaţa testului sau examenului, să

servească micul dejun în mod normal (a pleca nemâncat la un examen nu face

altceva decât să mărească starea de nervozitate) şi să evite consumul excesiv de

cafea, energizante sau alte substanţe considerate a îmbunătăţi capacitatea de

concentrare şi stresul.

B. RECOMANDĂRI PENTRU PROFESORI. Se impune adaptarea de către

profesori a propriilor stiluri de predare şi de evaluare, astfel încât conţinuturile

informaţionale şi deprinderile pe care doresc să le transmită şi sesiunile de evaluare a

cunoştinţelor să fie variate, atractive, accesibile şi să răspundă nevoilor şi intereselor

reale ale elevilor.

De obicei, evaluările scrise, în care elevul are mai mult timp de gândire, permit o

elaborare mai atentă a răspunsurilor, deşi lipseşte feed-back-ul pozitiv pe care

profesorul îl administreză în cazul evaluărilor orale. Cu toate acestea, profesorii ar

putea lua în considerare evaluările scrise în locul celor orale sau invers, în funcţie de

tipul de situaţie în care elevul este mai vulnerabil în raport cu simptomele de anxietate

deranjante. De reţinut că, acolo unde nu este absolut strict necesar scoaterea la tablă

sau în faţa întregii clase, profesorii pot să-i asculte pe elevii nominalizaţi în bancă.

Astfel, s-ar diminua considerabil teama de ridicol şi de a se afla în centrul atenţiei pe

care o manifestă mulţi dintre elevi.

Profesorii (mai ales diriginţii) trebuie să-şi îmbunătăţească stilul de comunicare

cu elevii, să acorde o atenţie deosebită elevilor mai timizi, care tind să se

dezorganizeze, atunci când sunt ascultaţi la tablă sau în bancă sau atunci când susţin în

scris un test sau examen. Este de dorit ca profesorii să ţină seama de particularităţile

individuale ale elevilor, ajustându-şi modalitatea de evaluare la fiecare elev în parte,

pentru eliminarea barierelor care maschează nivelul real al cunoştinţelor şi al

competenţelor de lucru intelectual pe care îl posedă elevii.

Profesorii trebuie să depisteze acei elevi care, deşi sunt inteligenţi, capabili de a

învăţa în mod logic şi organizat şi conştiincioşi, obţin performanţe slabe. În acest efort

diagnostic, trebuie să se ţină seama de faptul că, la elevii timizi şi predispuşi către

reacţii anxioase generate de teama de aprecierile negative ale celorlalţi (colegi şi

profesori), Eu-l pune în funcţiune o serie de mecanisme de apărare generând

numeroase blocaje şi reţineri. Prin urmare, performanţele pot să nu fie în concordanţă

68


cu nivelul real al competenţelor elevului care, în alte situaţii, ar fi avut cu siguranţă

posibilitatea elaborării răspunsului, producând o cu totul altă prestaţie.

Importanţa feed-back-ului administrat elevilor, cu privire la calitatea

răspunsurilor, rămâne primordială. Observând efectele negative pe care le are

examinarea orală asupra elevilor, profesorii trebuie să folosească remarci încurajatoare

(feed-back pozitiv) de tipul: Foarte bine !, Corect !, Nu e greşit nici cum spui tu, dacă

am privi din punctul acesta de vedere, dar… Valorificarea răspunsurilor bune date de

elevi şi renunţarea la sancţionarea celor incomplete sau greşite reprezintă o atitudine

mai productivă pentru elevi şi pentru profesori decât atitudinea bazată pe afirmaţii

depreciative, devalorizatoare la adresa competenţelor elevilor.

Renunţarea la design-ul evaluării orale bazat pe varianta tradiţională (în care

elevul este nominalizat de către profesor să răspundă la o întrebare sau la lecţie) şi

utilizarea, în cadrul evaluării, a unor metode mai antrenante şi mai stimulative

reprezintă o altă măsură constructivă la care profesorii ar putea apela. Metodele

alternative ar putea include: nominalizarea elevului de către un alt coleg pentru a

răspunde la lecţie, tragerea la sorţi a întrebării, lucrul pe echipe, notarea elevului de

către întreaga clasă, dezbateri tematice.

O altă metodă de combatere a anxietăţii şcolare constă în desensibilizarea

sistematică a elevului timid şi inhibat prin crearea de situaţii în care acesta să se

exprime în faţa clasei, prin chestionarea lui cât mai des posibil, însă fără să fie notat.

Pentru o eficientizare crescută a procesului de evaluare, este recomandat ca

profesorii să colaboreze cu psihologul şcolar şi să găsească împreună soluţii

ameliorative. Este necesară intervenţia încă din momentul în care sunt observate

manifestările anxioase ale elevilor, acest principiu fiind justificat nu numai de

încercarea de ameliorare a performanţelor şcolare şi a prestaţiei elevilor, ci şi de

prevenirea instalării unor forme acute sau cronice ale anxietăţii faţă de situaţiile

evaluative. Întrucât o situaţie mai gravă ar depăşi competenţele dirigintelui sau ale

profesorilor, este de dorit ca dirigintele să explice elevului (şi părinţilor acestuia)

posibilele consecinţe negative ale acutizării sau cronicizării anxietăţii faţă de examene

şi teste, orientându-l pe elev către un consilier sau psihoterapeut.

Alte măsuri pe care profesorii le pot adopta, în vederea preîntâmpinării anxietăţii

faţă de situaţiile evaluative în rândul elevilor, sunt:

notificarea elevilor din timp util cu privire la data în care urmează susţinerea

unui test de evaluare a cunoştinţelor, pentru ca aceştia să nu fie luaţi prin

surprindere;

clarificarea scopului unui test sau examen, a modalităţii în care elevii urmează

să-l susţină, precum şi a criteriilor cantitative şi calitative care vor fi utilizate în

aprecierea răspunsurilor, pentru ca aceştia să-şi formeze expectanţe realiste cu

privire la gradul de dificultate a subiectelor, volumul materiei de parcurs, precum

şi performanţele care sunt aşteptate din partea lor;

69


profesorii trebuie să aibă expectanţe realiste cu privire la performanţele elevilor

şi să-i încurajeze să se străduiască cât pot ei de bine, în etapa de pregătire a

materiei şi în momentul confruntării cu situaţia de testare; importanţa unui test

nu trebuie nici subestimată, nici supraestimată;

în timpul testului sau a examenului, se impune crearea unei ambianţe fizice şi

psihologice de lucru, în care să se preîntâmpine apariţia tuturor stimulilor

stresanţi, care le-ar putea distrage elevilor atenţia de la rezolvarea subiectelor;

respectarea cu stricteţe a timpului de lucru efectiv impus elevilor încă de la

începutul situaţiei de evaluare, pentru a nu crea frustrări sau stres, pe motivul

lipsei de timp pentru parcurgerea subiectelor testului sau examenului;

profesorii trebuie să se asigure că toţi elevii au înţeles foarte clar modul în care

trebuie să procedeze pentru a rezolva subiectele, iar aceasta înainte de startul

timpului efectiv de lucru;

profesorii trebuie să fie obişnuiţi să ceară elevilor feed-back-ul cu privire la

admosfera în care au susţinut testul sau examenul, gradul de dificultate a

subiectelor, dacă timpul de rezolvare a acestora a fost optim, ce îmbunătăţiri pot

fi aduse modului de formulare şi de formatare pe suport material a subiectelor,

precum şi criteriilor utilizate în corectarea prestaţiilor; observaţiile aduse de către

elevi trebuie utilizate de către profesori, în revizuirea strategiei de evaluare a

cunoştinţelor transmise.

C. RECOMANDĂRI PENTRU PĂRINŢI. În fine, părinţii pot fi implicaţi în

eforturile de asigurare a tuturor condiţiilor optime pentru testele şi examenele pe care

copiii lor le au de susţinut, implicit a condiţiilor pentru prevenirea simptomelor

supărătoare ale anxietăţii. Astfel, în perioada de pregătire pentru un test sau un

examen important, părinţii trebuie să stabilească alături de elev planul de parcurgere a

materiei care urmează să fie evaluată şi să se implice activ în organizarea timpului în

care elevul învăţă şi a celui în care se odihneşte, a programului de alimentaţie, în

identificarea surselor de informare, precum şi în asigurarea unei ambianţe fizice şi

socio-emoţionale (familiale) optime pentru pregătirea în vederea susţinerii

respectivului test sau examen.

Încurajarea elevului, pentru a se concentra la lecţiile din clasă, a-şi rezolva

temele pentru acasă, a căuta în mod independent surse de informare, a-şi structura în

mod logic materia pe care o are de parcurs şi a comunica toate dificultăţile pe care le

întâmpină – pe fondul orientării acestuia către valorizarea educaţiei, a perfecţionării în

plan şcolar, academic sau profesional – reprezintă o altă direcţie, în care părinţii trebuie

să acţioneze permanent.

Părinţii trebuie să discute cu elevul în mod deschis şi în termeni pozitivi

(stimulanţi) despre menirea testului sau a examenului, despre aşteptările cu privire la

performanţa din partea acestuia pe care le au, fără să exagereze (sau, dimpotrivă, să

70


minimalizeze) importanţa testului sau a examenului şi fără să creeze presiuni

demotivante pentru elev sau promisiuni nerealiste, a căror potenţial eşec, în cazul în

care performanţa nu se ridică la aşteptările părinţilor, să constituie o sursă de stres

suplimentară pentru elev. Părinţii îi vor explica elevului că testul sau examenul pe care

urmează să-l susţină reprezintă doar o modalitate de evaluare a performanţelor şcolare,

adică a eforturilor pe care le-a depus şi nu a altor calităţi personale, precum inteligenţa

sau valoarea pe care o are în calitate de adolescent.

În ziua în care elevul urmează să susţină testul sau examenul, părinţii trebuie să

se asigure că acesta este odihnit, că a servit micul dejun şi nu a consumat anumite

substanţe pentru stimularea concentrării sau controlul stresului şi că va ajunge la timp

în locul în care urmează să susţină testul sau examenul. Încurajarea şi susţinerea

moral-emoţională a elevului reprezintă elemente-cheie pentru ca acesta să plece la

examen încrezător în propriile forţe. Totuşi, excesul de protecţie şi încurajare poate fi

dăunător, în sensul în care elevul să se simtă nesigur pe ceea ce ştie şi vulnerabil în faţa

emoţiilor pe care le implică orice examen important. De aceea, părinţii trebuie să-l

atenţioneze pe elev că un anumit nivel al emoţiilor este normal şi va contribui la

mobilizarea optimă (din punct de vedere cognitiv-intelectual şi al motivaţiei de

implicare în sarcină) în timpul testului sau examenului.

În fine, după terminarea testului sau examenului, părinţii trebuie să analizeze

împreună cu elevul punctele tari şi pe cele slabe, care i-au influenţat conduita în faza

de pregătire, ca şi faza de confruntare cu testul sau examenul respectiv şi de care elevul

trebuie să ţină cont, atunci când va avea de susţinut un alt test sau examen important

pentru cariera şcolară sau academică, de mai târziu. Elevul va fi încurajat să vorbească

în mod deschis despre dificultăţile de ordin cognitiv-intelectual şi emoţional pe care le-

a întâmpinat în timpul testului sau examenului, despre modalităţile în care le-a depăşit,

precum şi despre ce anume poate face, pentru a preîntâmpina apariţia lor, atunci când

se va confrunta cu noi situaţii de evaluare a cunoştinţelor.

71

2. INVENTARUL PENTRU EVALUAREA ANXIETĂŢII

FAŢĂ DE TESTARE (TAI)

Inventarul pentru evaluarea anxietăţii faţă de testare

13 a fost dezvoltat cu scopul

de a evalua diferenţele interindividuale în ceea ce priveşte anxietatea faţă de testare, ca

trăsătură de personalitate legată de o situaţie specifică (Spielberger, 1972; Spielberger

şi colab., 1978; apud Spielberger, 1980). Pe lângă măsurarea diferenţelor

interindividuale în ceea ce priveşte predispoziţia către anxietate în situaţii de testare,

inventarul conţine două scale care permit evaluarea preocupărilor cognitive referitoare

la posibilul eşec (Îngrijorare), respectiv a reacţiilor emoţionale disfuncţionale

(Emotivitate).

Deşi, iniţial, inventarul a fost conceput pentru a măsura anxietatea faţă de testare

la studenţi, ulterior a fost utilizat cu succes şi în studiul anxietăţii faţă de testare în

rândul elevilor de liceu.

2.1. Paşii urmăriţi în construirea şi în dezvoltarea inventarului TAI 14

În fundamentarea conţinutului celor două scale, autorul şi colaboratorii săi au

pornit de la distincţia pe care Liebert şi Morris (1967) au făcut-o între dimensiunile

anxietăţii faţă de testare. Cei doi autori au definit prima dimensiune (Îngrijorarea) ca

un ansamblu de preocupări cognitive legate de consecinţele eşecului, iar cea de-a doua

componentă ca un cortegiu de reacţii ale sistemului nervos autonom, care sunt evocate

de stresul asociat unei situaţii de evaluare.

Conform lui Spielberger (1980), persoanele cu anxietate faţă de testare ridicatã

tind să perceapã situaţiile de evaluare ca fiind ameninţãtoare. În situaţii de testare sunt,

deseori, tensionate, aprehensive, nervoase şi manifestã o stare de activare emoţionalã.

Mai mult, cogniţiile negative de îngrijorare, centrate pe ele însele, pe care astfel de

persoane le manifestã, le distrag atenţia şi le împiedică concentrarea în timpul sarcinii

de testare. Aşa cum am văzut în primul raport intermediar, cercetãrile au arătat că

13

În cadrul expunerii de faţă, vom folosi acronimul IAT alternativ cu denumirea întreagă a

inventarului. Precizăm că inventarul mai este cunoscut şi sub denumirea de Inventarul pentru

evaluarea atitudinii faţă de testare (engl. Test Attitude Inventory). Autorul a recomandat

utilizarea acestei denumiri în instrucţiunile date subiecţilor, pentru a se evita direcţionarea

răspunsurilor acestora în sensul tendinţei de faţadă (dezirabilităţii sociale). 14

Informaţiile incluse în acest punct au fost preluate din prima ediţie a manualului inventarului

(Spielberger, 1980). Informaţii suplimentare privind paşii care au fost efectuaţi, în construcţia şi

dezvoltarea Inventarului pentru Evaluarea Anxietăţii faţă de Testare, pot fi găsite, conform

indicaţiilor autorului, în: C. D. Spielberger, H. P. Gonzalez, C. J. Taylor, B. Algaze şi W. D.

Anton (1978). Examination stress and test anxiety. În C. D. Spielberger şi I. G. Sarason (eds.).

Stress and anxiety. Vol. 5. New York: John Wiley & Sons.

73


aceste reacţii contribuie la scăderea performanţelor studenţilor sau elevilor la sarcinile

cognitiv-intelectuale.

Inventarul pentru evaluarea anxietăţii faţă de testare este similar, în ceea ce

priveşte back-ground-ul conceptual şi structura, cu Scala pentru evaluarea anxietăţii-

trăsătură din Inventarul pentru evaluarea anxietăţii-stare şi a anxietăţii-

trăsătură/State-Trait Anxiety Inventory (STAI) care măsoară predispoziţia generală a

adolescenţilor şi a adulţilor către simptome de anxietate (Spielberger, Gorsuch şi

Lushene, 1970; Spielberger, 1983). În dezvoltarea inventarului IAT, autorul a urmărit

douã obiective majore:

construirea unui instrument concis şi obiectiv, bazat pe auto-raportare, care să

coreleze puternic cu răspunsurile la alte instrumente recunoscute în domeniul

evaluării anxietăţii faţă de testare;

utilizarea tehnicii analizei factoriale în vederea identificării scalelor care măsoară

Îngrijorarea şi Emotivitatea, ca dimensiuni majore ale anxietăţii faţă de testare.

Când a fost demarat proiectul pentru construcţia şi dezvoltarea inventarului IAT,

în 1974, Scala pentru evaluarea anxietăţii faţă de testare (Test Anxiety Scale - TAS) a

lui Irwin G. Sarason era instrumentul cel mai utilizat pentru mãsurarea anxietăţii faţă

de testare.

Construcţia inventarului IAT a început prin administrarea unui număr de 426 de

studenţi de la Universitatea South Florida (212 de sex masculin şi 214 de sex feminin)

a celor 37 de itemi ai scalei lui Sarason. Pentru 22 dintre itemii scalei lui Sarason,

valorile corelaţiilor punct-biseriale cu scorurile totale au fost de 0.40 sau mai mari.

Aceşti itemi au fost reţinuţi pentru următorul pas, alături de alţi patru itemi, care se

refereau la dimensiunea legată de Îngrijorare (de exemplu: ,,În timpul unui examen

important, mă surprind gândindu-mă la cât de mult sunt mai bine pregătiţi decât mine

ceilalţi studenţi”), precum şi la cea legată de reacţiile emoţionale într-o situaţie de

testare (de exemplu: ,,În timpul unui examen important, transpir foare mult”).

Majoritatea dintre cei 11 itemi din Scala pentru evaluarea anxietăţii faţă de

testare, la care s-a renunţat, descriau mai degrabă deprinderi legate de studiu sau

atitudini faţă de situaţiile de testare decât simptome specifice anxietãţii faţă de testare

(de exemplu: ,,Pentru a obţine nota la o disciplină, aş prefera, mai degrabă, să scriu o

lucrare decât să dau un test” sau ,, Adesea, simt nevoia să tocesc, înaintea unui

examen”). În total, au fost reţinuţi în primul pas 26 de itemi.

Următorul pas, în construcţia inventarului IAT, a constat în revizuirea şi

simplificarea celor 26 de itemi reţinuţi în primul pas şi în adăugarea altor cinci noi

itemi, al căror conţinut să vizeze cele două dimensiuni majore ale anxietăţii faţă de

testare. Dintre aceştia, trei au fost adaptaţi din inventarul STAI (scala destinată

evaluării anxietăţii-stare), un item a fost preluat şi adaptat dintr-o scală propusă de

Osterhouse (1969) şi doi itemi au fost elaboraţi de autorul testului.

Dintre cei 22 de itemi, reţinuţi din scala lui Sarason, 13 au fost revizuiţi pentru a

fi mai generali şi pentru a se elimina referinţele la testele de inteligenţă. De exemplu,

74


itemul ,,M-aş fi simţit mai încrezător şi mai relaxat, dacă aş fi ştiut că voi da un test de

inteligenţă” a fost modificat, devenind itemul: ,,În timpul testelor, am un sentiment de

încredere şi sunt relaxat”. De asemenea, au fost eliminate referinţele privind frecvenţa

manifestărilor specifice anxietăţii faţă de testare. De exemplu, termenul ,,frecvent” a

fost eliminat din conţinutul itemului: ,,Frecvent, devin atât de agitat în timpul testelor,

încât uit şi ceea ce ştiu într- adevăr”.

În ultimul pas destinat construcţiei formei preliminare a Inventarului pentru

evaluarea anxietăţii faţă de testare, dispozitivul de răspuns a fost convertit din

formatul adevărat-fals (prezent în cazul scalei lui Sarason) în formatul bazat pe o scală

de tip Likert în patru trepte (specific inventarului STAI): 1 – aproape niciodată, 2 –

câteodată, 3 – deseori şi 4 – aproape întotdeauna.

Cei 32 de itemi, rezultaţi în urma paşilor pe care i-am descris mai sus, au fost

administraţi unui nou lot de 300 de studenţi (115 de sex masculin şi 185 de sex

feminin). Pentru sublotul de subiecţi de sex feminin, pentru cel de subiecţi de sex

masculin, cât şi pentru întreg lotul de subiecţi, au fost calculate corelaţiile între

scorurile la câte un item şi scorurile la ansamblul format din restul de itemi 15

. În urma

15 Această tehnică este cunoscută, în literatura metodologică de limbă engleză, sunt denumirea

de item-remainder correlation şi este foarte des utilizată. Spielberger şi colaboratorii săi au

utilizat-o atât în dezvoltarea inventarului STAI – Forma Y (vezi Spielberger, 1983), cât şi a

inventarului IAT (Spielberger, 1980). După cum se ştie, un criteriu important, de care trebuie să

ţinem cont în selecţia itemilor, atunci când construim şi perfecţionăm un test, îl reprezintă

corelaţia dintre scorurile la un item şi scorurile totale la test (Kline, 1994), care reprezintă un

indicator al omogenităţii testului. În mod obişnuit, aceasta se calculează cu diverse formule, în

funcţie de natura scorurilor la itemi şi a scorurilor totale (itemi dihotomici – corelaţia punct-

biserială, itemi cu alegere multiplă pe o scală de tip Likert – corelaţia Pearson, scoruri totale

dihotomice de tipul admis/respins – coeficientul Φ). Totuşi, autorii atrag atenţia asupra faptului

că valoarea corelaţiei între scorurile la un item şi scorurile totale la test (r iX) este supraestimată,

deoarece scorurile la un item (i) sunt legate de scorurile totale la test (X), prin faptul că intră în

calculul acestora. Acest efect poate fi corectat, prin calcularea coeficientului de corelaţie între

scorurile la un item şi scorurile la ansamblul celorlalţi itemi ai testului minus itemul respectiv.

Corecţia trebuie aplicată mai ales în cazul testelor cu un număr redus de itemi, dar în cazul

testelor cu mulţi itemi ea poate fi neglijată. Formula de calcul este următoarea (apud Kline,

1994):

75


analizei valorilor obţinute, zece itemi au fost eliminaţi 16

. O analiză factorială a celor

22 de itemi care au rămas, utilizând metoda componentelor principale cu rotaţie

varimax, a evidenţiat doi factori bine conturaţi, şi-anume Îngrijorare, respectiv

Emotivitate. Aceşti factori fuseseră identificaţi şi în cercetările anterioare realizate de

Spielberger şi colaboratorii săi. În urma analizei datelor obţinute, au fost eliminaţi doi

itemi, întrucât unul dintre ei avea o saturaţie scãzutã (sub 0.40) atât cu factorul

Îngrijorare, cât şi cu factorul Emotivitate, iar celălalt item era similar cu un alt item,

care prezenta o corelaţie mai ridicată cu ansamblul format din restul itemilor.

Ceilalţi 20 de itemi, care au rămas, au fost supuşi unei noi analize factoriale,

rezultând o delimitare şi mai clară a factorilor Îngrijorare, respectiv Emotivitate.

Fiecare dintre cei 20 de itemi a prezentat o saturaţie de 0.40 sau mai mult, în unul sau

în ambii factori 17

.

Pentru a evalua cele două scale preliminare, itemii reţinuţi au fost administraţi

unui nou lot de 389 de studenţi (177 de sex masculin şi 212 de sex feminin). În acelaşi

timp, au fost administraţi doi itemi suplimentari, potenţiali înlocuitori a doi itemi

corespunzători scalei Îngrijorare. Aceştia se referau la muncă şi la concentrare, spre

deosebire de itemii originali, care descriau efectele îngrijorării asupra performanţei 18

.

Deoarece cei doi itemi propuşi pentru a-i înlocui pe alţi doi din versiunea preliminară

au fost superiori în ceea ce priveşte corelaţia cu ansamblul format din restul de itemi,

aceştia au fost selectaţi pentru scala Îngrijorare.

Setul final de 20 de itemi ai versiunii preliminare a fost încă o dată supus analizei

factoriale, diferenţiindu-se din nou puternic factorii Îngrijorare şi Emotivitate. În urma

acestei analize, un item care cota pentru scala Îngrijorare şi care avea o saturaţie

ridicatã în ambii factori a fost înlocuit cu un alt item, care oferea o mai bună separare

empirică a celor doi factori. Itemul iniţial a fost reţinut, dar nu în una dintre cele două

scale.

În continuare, au fost efectuate o serie de analize statistice, destinate studierii

consistenţei interne a celor două scale, care au rezultat în urma parcurgerii paşilor

descrişi anterior. În urma analizei factoriale întreprinsă pe eşantionul normativ de

studenţi (totalizând 1449 de subiecţi, dintre care 654 de sex masculin şi 795 de sex

feminin) şi ale cărei rezultate sunt prezentate în Tabelul 4, s-a constatat că şase itemi

prezentau saturaţii mai ridicate în unul dintre cei doi factori extraşi decât în celălalt.

16

Dintre aceştia, nouă itemi au înregistrat, pentru întreg lotul de subiecţi, corelaţii mai mici de

0.50, iar unul a înregistrat, pentru sublotul de subiecţi de sex masculin, o corelaţie scãzutã cu

scorurile la ansamblul format din restul de itemi. 17

În urma acestei analize factoriale, au fost selectaţi cinci itemi pentru scala Îngrijorare, care au

prezentat saturaţii ridicate în acest factor şi saturaţii scãzute sau foarte scăzute în factorul

Emotivitate, respectiv cinci itemi pentru scala Emotivitate, care au prezentat saturaţii ridicate în

acest factor, respectiv saturaţii scăzute în factorul Îngrijorare. 18

Este vorba despre itemii: ,,Gândurile la nota finală pe care o voi obţine mă împiedică să mă

concentrez în timpul examenelor/testelor” şi ,,Gândul că voi obţine un rezultat slab mă

împiedică să mă concentrez în timpul examenelor/testelor”.

76


Aceşti itemi au fost adăugaţi atât câte unul, cât şi în diverse combinaţii, la una

dintre cele două scale preliminare, calculându-se, pentru fiecare dintre scalele rezultate,

care conţineau şase, şapte sau opt itemi, coeficienţii de consistenţă internă α-Cronbach

(pentru evaluarea fidelităţii).

Tabelul 4 a, b

Itemi Scale Factor I (E) Factor II (W)

B F B F

1.

2.

3.

4.

5.

E

W

W

W

-0.54 - 0.58

0.58 0.68

0.47

-0.38

0.45

0.66 0.61

0.63 0.61

0.58 0.53

6.

7.

8.

9.

10

W

W

E

E

E

0.42

0.71 0.72

0.67 0.66

0.55 0.52

0.62 0.63

0.66 0.71

11.

12.

13.

14.

15.

E

W

E

0.72 0.77

0.66 0.66

0.37 0.51

0.61 0.68

0.41

0.41 0.46

0.51 0.44

0.67 0.73

0.52 0.47

16.

17.

18.

19.

20.

E

W

E

W

0.65

0.71

0.53 0.56

0.51 0.48

0.45 0.41

0.40 0.35

0.61 0.64

0.42 0.38

0.62 0.65

W – Îngrijorare; E – Emotivitate; B – băieţi, F – fete. a Spielberger (1980) a trecut în tabel doar saturaţiile itemilor în unul dintre cei doi factori

extraşi, egale sau mai mari decât 0.35. b Reprodus după Spielberger (1980), p. 27.

2.2. Administrarea şi scorarea inventarului TAI

Formatul inventarului conţine o paginã cu instrucţiuni de completare, 20 de itemi

şi spaţiu pentru înregistrarea răspunsurilor. Repondenţii sunt rugaţi să relateze cât de

frecvent resimt simptome specifice anxietãţii înaintea, în timpul, şi după o situaţie de

testare. Instrucţiunile pot fi adaptate în funcţie de disciplina la care are loc evaluarea

sau de tipul de testare (de exemplu, anxietatea faţă de matematică, elaborarea unui

eseu), precum şi în funcţie de o anumită perioadă de timp (de exemplu, în şcoala

elementară).

77


Inventarul IAT poate fi aplicat individual sau colectiv. Deşi nu există limită de

timp pentru completare, majoritatea liceenilor şi studenţilor reuşesc să îl completeze în

8- 10 minute (Spielberger, 1980). Conform indicaţiilor, subiecţii trebuie să răspundă

încercuind o cifră din spaţiul din dreapta fiecărui item. Majoritatea subiecţilor nu au

nevoie de indicaţii suplimentare pentru a completa inventarul, dar autorul recomandă

ca subiecţilor să li se precizeze faptul că trebuie să răspundă la toţi itemii. Dacă apar

întrebări în timp completării, răspunsul examinatorului trebuie să fie suportiv, dar

neimplicat (de exemplu: ,,Pur şi simplu, daţi răspunsul care descrie cel mai bine

modul în care vă simţiţi într-o situaţie de testare”. Instrucţiunile necesare completării

inventarului, aşa cum apar în varianta originală, sunt redate în următoarea casetă.

Fiecare dintre itemii 2-20 poate primi un scor de la 1 la 4, în funcţie de varianta

de răspuns pe care a ales-o subiectul. Pentru aceşti itemi, alegerea variantei aproape

niciodatã se scorează cu un punct (indicând un nivel scăzut al simptomului descris de

itemul respective), iar alegerea variantei aproape întotdeauna se scorează cu patru

puncte, indicând un nivel ridicat al simptomului operaţionalizat în itemul respectiv.

Pentru primul item (,,În timpul testelor, am un sentiment de încredere şi sunt relaxat/-

ă”, alegerea variantei aproape niciodată indică un nivel ridicat al anxietăţiă faţă de

testare scorându-se cu patru puncte, iar alegerea variantei aproape întotdeauna indică

un nivel scăzut al anxietăţii faţă de testare şi se scorează cu un punct. Aşadar, pentru

primul item, scorurile trebuie inversate. Pentru calculul scorului total la inventar, se

utilizează scorurile la toţi cei 20 de itemi, care trebuie însumate. Deoarece fiecare item

poate avea un scor de la 1 la 4, scorul total minim, pe care îl poate obţine un subiect,

este 20, iar scorul total maxim este 80. Pentru fiecare scalã în parte, scorul se obţine

prin însumarea scorurilor la itemii componenţi. În varianta finală a inventarului, s-a

stabilit câte un număr de opt itemi pentru fiecare dintre cele două scale în parte, după

cum urmează: Îngrijorare – itemii 3-7, 14, 17 şi 20; Emotivitate – itemii 2, 8-11, 15, 16

şi 18. Scorurile, la fiecare dintre cele două scale, pot varia între 8 şi 32.

Autorul propune o metodă de ponderare a scorului total la inventar, în cazul în

care un subiect nu răspunde la unul sau la doi dintre itemi. Aceasta implică calculul

media scorurilor itemilor la care subiectul a rãspuns, apoi, înmulţirea rezultatului cu 20

şi rotunjirea produsului rezultat la următorul numãr întreg. În mod similar, se poate

proceda şi pentru calculul scorurilor la fiecare dintre cele douã scale. Dacă un subiect

nu răspunde la trei sau mai mulţi itemi ai inventarului (sau la doi sau mai mulţi itemi,

pentru fiecare scală în parte), protocolul său cu răspunsuri nu poate fi luat în calcul.

78


Caseta 1

Inventarul pentru evaluarea atitudinii faţă de testare

Vă rugăm să indicaţi:

Numele_________________________________________ Data_________________

Sexul (încercuiţi una dintre cele două variante): Masculin Feminin

Instrucţiuni

Pe următoarea pagină, veţi găsi un număr de afirmaţii pe care majoritatea persoanelor le

utilizează pentru a se descrie pe ele însele. Citiţi fiecare afirmaţie în parte şi, apoi,

încercuiţi cifra, din dreapta afirmaţiei, care corespunde modului în care vă simţiţi în

general:

1 = Aproape niciodată, 2 = Câteodată, 3 = Deseori, 4 = Aproape

întotdeauna.

Nu există răspunsuri ,,greşite” sau ,,bune”. Nu pierdeţi prea mult timp pentru a răspunde

la o afirmaţie. Daţi răspunsul care pare să descrie cum vă simţiţi în general.

Vă rugăm să răspundeţi la fiecare afirmaţie.

Vă rugăm să întoarceţi pagina şi să începeţi.

2.3. Date americane referitoare la fidelitatea inventarului TAI

Tabelul 5 prezintă valorile coeficienţilor de fidelitate, calculaţi prin metoda test-

retest (apud Spielberger, 1980). Retestările au fost efectuate după perioade de timp care

variază între două săptămâni şi şase luni. Au fost calculate corelaţiile între scorurile

totale la inventar, obţinute la test şi cele obţinute la retest. În manualul inventarului, nu

sunt oferite date legate de fidelitatea test-retest şi pentru fiecare dintre cele două scale.

De remarcat că primul dintre cele patru studii citate de Spielberger (1980) –

studiul efectuat de Clawson (1977) a oferit o estimare a coeficientului de încredere în

scorurile la inventarul IAT, în timp ce ultimul (studiul efectuat de Ross, 1978) a oferit

o estimare a coeficientului de stabilitate a anxietăţii faţă de testare 19

.

19 R. B. Cattell (citat de Bartram, 1994) consideră că măsurarea fidelităţii, prin metoda test-

retest la intervale de timp mai scurte sau mai lungi furnizează informaţii diferite. Astfel, când

retestarea se face la un interval scurt (cel mult două săptămâni), se obţine un coeficient de

încredere privind scorurile pe care le furnizează instrumentul de măsură, întrucât timpul este

prea scurt, pentru a se produce schimbări semnificative ale trăsăturii pe care acesta o măsoară.

Când retestarea se face la intervale de timp mai lungi (două luni sau mai mult), se obţine un

coeficient de stabilitate (a trăsăturii măsurate). Dacă se scade coeficientul de stabilitate din

79


Tabelul 5 a

Autor care a raportat

datele N Subiecţi

Timp scurs între test

şi retest r

Clawson (1977) 31 studenţi la master 2 săptămâni 0.80

Wood (1979) 159 studenţi la colegiu 3 săptămâni 0.80

Ross (1978) 42 elevi la liceu 1 lună 0.81

42 elevi la liceu 6 luni 0.62

a Reprodus după Spielberger (1980), p. 16.

Pentru perioadele mai scurte, valorile coeficienţilor de fidelitate test-retest au

fost bune, însă, pentru elevii de liceu care au retestaţi la şase luni (studiul întreprins de

Ross, 1978), valoarea fidelităţii test-retest a scăzut drastic (la 0.62). Explicaţia pe care

o oferă autorul inventarului acestui rezultat este că, pe parcursul unor intervale de timp

mai mari, trăsăturile de personalitate se pot schimba, cauzând o scădere a valorilor

coeficienţilor de stabilitate. Scăderea coeficientului de fidelitate test-retest, pentru lotul

de liceeni studiat de Ross (1978), a fost atribuitã, în parte, şi planurilor legate de

continuarea studiilor (la colegiu) sau de angajare, pe care aceştia şi le-au făcut în

intervalul de şase luni, scurs între cele două administrări. Este posibil ca astfel de

planuri să se fi asociat cu o creştere a anxietăţii faţă de testare, în cazul studenţilor

pentru care performanţa la testul de admitere sau la evaluarea pentru angajare era

foarte importantă.

Tabelul 6 prezintă valorile coeficienţilor de consistenţă internă, calculaţi cu

formula propusă de J. L. Cronbach, pornind de la datele obţinute pe cinci eşantioane

normative: studenţi în ultimul an de colegiu (N = 1449 subiecţi 20

), studenţi în primul

an de colegiu (N = 1129), studenţi la colegii de stat (N = 320), elevi de liceu (N =

1118), respectiv recruţi la şcoala de marină militară (N = 190).

În cazul primelor patru eşantioane normative, valorile coeficientului de

consistenţă internă α-Cronbach, calculate pentru întreg ansamblul itemilor Inventarului

pentru evaluarea anxietăţii faţă de testare, au fost uşor mai ridicate pentru

subeşantioanele de subiecţi de sex feminin decât pentru cele de sex masculin, variind

între 0.93 şi 0.96. Aceeaşi observaţie poate fi făcută şi în cazul consistenţei interne a

itemilor fiecăreia dintre cele două scale. Pentru toate eşantioanele normative şi pentru

coeficientul de încredere, se poate obţine partea de variantă care se datorează fluctuaţiei reale a

trăsăturii măsurate de instrumentul respectiv. 20

Este vorba despre acelaşi eşantion normativ de care am vorbit în subcapitolul 2.1.

80


ambele scale ale inventarului IAT, valorile obţinute pentru coeficientul α-Cronbach

(cuprinse între 0.83 şi 0.91) au indicat o bună consistenţă internă a inventarului IAT.

O altă dovadă pentru consistenţa internă a itemilor inventarului IAT o constituie

valorile corelaţiilor între scorurile fiecăruia dintre itemi şi scorurile la ansamblul

format din restul de itemi (engl. item-remainder correlations). Acestea au fost

calculate pentru fiecare dintre cele cinci eşantioane normative, care fost separate în

funcţie de sexul subiecţilor (vezi Spielberger, 1980). Tabelul 7 sintetizează aceste date

(între parantezele din fiecare celulă, sunt trecute valorile coeficienţilor de corelaţie

mediani 21

)

Tabelul 6 a

Scala

Studenţi

colegiu

ultimul an

Studenţi

colegiu

primul an

Studenţi

colegii de

stat

Elevi de

liceu

Recruţi

marinã

Sex

N

M F

654 795

M F

533 596

M F

136 184

M F

527 591

M

190

Ansamblul itemilor

(n = 20 itemi) 0.94 0.95

0.92

0.93

0.93

0.96 0.92 0.93 0.94

Îngrijorare (n = 8

itemi)

0.88

0.90

0.83

0.83

0.87

0.91

0.86

0.89 0.88

Emotivitate (n = 8

itemi) 0.90 0.91

0.85

0.87 0.89 0.91

0.90

0.91 0.85

a Adaptat după Spielberger (1980), p. 7.

Pentru studenţii în ultimul an, ca şi pentru cei în primul an, au fost obţinute, în

cazul scalei Emotivitate, valori mai ridicate ale corelaţiilor între scorurile la fiecare

item şi ansamblul format din restul de itemi, comparativ cu scala Îngrijorare. În

schimb, pentru celelalte trei eşantioane normative, scala Emotivitate a înregistrat valori

ale corelaţiilor între scorurile la un item şi scorurile la ansamblul format din restul de

itemi uşor mai scăzute, comparativ cu valorile care au fost obţinute pentru scala

Îngrijorare.

În ceea ce priveşte ansamblul tuturor itemilor inventarului IAT, valorile

corelaţiilor între scorurile la un item şi cele la ansamblul format din restul de itemi au

avut tendinţa de a fi fost uşor mai scăzute, atât pentru fetele şi băieţii - elevi de liceu,

cât şi pentru subiecţii de sex feminin şi cei de sex masculin – studenţi în primul an.

Valorile corelaţiilor între scorurile la un fiecare item şi scorurile la fiecare ansamblu

format din restul de itemi au indicat o consistenţă internă bună, atât pentru ansamblul

21

Este vorba despre o practică frecvent utilizată în literatura metodologică străină. Atunci când

este raportată o serie de mai multe valori pentru o corelaţie, se calculează mediana acestei serii,

ca măsură condensată a tendinţei în care aceste valori variază.

81


format din toţi itemii inventarului, cât şi pentru ansamblurile corespunzătoare fiecăreia

dintre cele două scale.

Tabelul 7 a

Eşantioane

normative

Studenţi colegiu

ultimul an

Studenţi

colegiu

primul an

Studenţi

colegii de stat Elevi de liceu

Recruţi

marinã

Sex M F M F M F M F M

N 654 795 533 596 98 148 195 221 190

Ansamblul itemilor

(n = 20 itemi)

0.51-

0.77

(0.68)

0.51-

0.80

(0.69)

0.39-

0.73

(0.61)

0.32-

0.74

(0.61)

0.36-

0.81

(0.68)

0.41-

0.76

(0.68)

0.32-

0.71

(0.62)

0.48-

0.76

(0.65)

0.22-0.76

(0.67)

Scala Îngrijorare (n

= 8 itemi)

0.55-

0.74

(0.69)

0.55-

0.73

(0.69)

0.42-

0.61

(0.59)

0.38-

0.63

(0.58)

0.64-

0.81

(0.72)

0.56-

0.72

(0.66)

0.54-

0.68

(0.60)

0.53-

0.77

(0.67)

0.57-0.71

(0.66)

Scala Emotivitate

(n = 8 itemi)

0.57-

0.76

(0.69)

0.56-

0.79

(0.74)

0.43-

0.71

(0.61)

0.47-

0.73

(0.67)

0.38-

0.77

(0.61)

0.45-

0.75

(0.69)

0.35-

0.70

(0.57)

0.55-

0.74

(0.64)

0.24-0.74

(0.64)

a Adaptat după Spielberger (1980), pp. 28-29.

2.4. Date americane referitoare la validitatea inventarului TAI

Tabelul 8 prezintã corelaţii între scorurile la inventarul IAT (scorurile totale,

scorurile la scala Îngrijorare, respectiv scorurile la scala Emotivitate) şi scorurile la

alte şase instrumente, destinate mãsurării anxietăţii (apud Spielberger, 1980) 22

.

Eşantioanele au inclus 115 subiecţi de sex masculin (stuenţi), respectiv 185 subiecţi de

sex feminin (studente).

Corelaţiile între scorurile la Inventarul pentru evaluarea anxietăţii faţă de testare

şi scorurile la Scala pentru evaluarea anxietăţii faţă de testare (Sarason, 1978) (0.82,

pentru subeşantionul de subiecţi de sex masculin, respectiv 0.83 pentru cel de subiecţi

de sex feminin) au sugerat cã inventarul IAT şi Scala pentru evaluarea anxietăţii faţă

de testare (TAS) sunt măsuri echivalente ale anxietăţii faţă de testare.

Valorile relativ ridicate ale corelaţiilor între scorurile la cele două scale ale

inventarului IAT şi scorurile la scalele Chestionarul pentru evaluarea îngrijorării şi a

emotivităţii (scala Îngrijorare – r = 0.74, pentru subiecţii de sex masculin şi r = 0.70,

pentru subiecţii de sex feminin; scala Emotivitate – r = 0.71, pentru subiecţii de sex

22

Este vorba despre Test Anxiety Scale (TAS) – Sarason (1978), Worry and Emotionality

Questionnaire (WEQ) – Liebert şi Morris, 1967, respectiv State-Trait Anxiety Inventory (STAI)

– Spielberger, Gorsuch şi Lushene (1970).

82


masculin şi r = 0.84, pentru subiecţii de sex feminin), au fost considerate ca dovezi ale

validitãţii concurente a inventarului IAT.

Tabelul 8 a, b

Instrumente folosite pentru studierea validităţii

concurente

Băieţi (N = 115) Fete (N = 185)

IAT-

total W

E

IAT –

total

W E

Scala pentru evaluarea anxietăţii faţă de testare (TAS –

Sararon, 1978)

0.82 0.79

0.73

0.83 0.77

0.69

Chestionarul pentru evaluarea îngrijorării şi a

emotivităţii (WEQ – Liebert şi Morris, 1967) – scala

Îngrijorare

0.73 0.74

0.59

0.69 0.70

0.58

Chestionarul pentru evaluarea îngrijorării şi a

emotivităţii (WEQ – Liebert şi Morris, 1967) – scala

Emotivitate

0.77 0.71

0.71

0.85 0.66

0.84

Inventarul pentru evaluarea anxietăţii-stare şi a

anxietăţii-trăsătură (STAI – Spielberger, Gorsuch şi

Lushene, 1970) – scala Anxietate-trăsătură

0.54 0.51

0.46

0.48 0.44

0.41



Lushene, 1970) – scala Anxietate-stare

0.67 0.54

0.67

0.34 0.31

0.28



Lushene, 1970) – scala Anxietate-stare aplicată în

condiţia de examen

0.86 0.70

0.86

0.77 0.61

0.76

IAT – Inventarul pentru evaluarea anxietăţii faţă de testare; W – scala Îngrijorare; E – scala Emotivitate. a

Toate corelaţiile au fost semnificative statistic.

b Adaptat după Spielberger (1980), p. 17.

Corelaţiile între scorurile la scalele inventarului IAT şi scorurile la scalele

Inventarului pentru evaluarea anxietăţii-stare şi a anxietăţii-trăsătură (STAI) au avut

valori mai scăzute decât corelaţiile între scorurile la scalele inventarului IAT şi

celelalte măsuri ale anxietăţii faţă de testare. Aceste valori au fost moderate – pentru

subeşantionul de subiecţi de sex masculin şi moderate spre scăzute - pentru

subeşantionul de subiecţi de sex feminin (Spielberger, 1980). Pe de altă parte,

83


corelaţiile scalelor din inventarul IAT cu scala Anxietate-trăsătură (A-Trait) au avut

valori uşor mai ridicate pentru subiecţii de sex masculin decât pentru cei de sex

feminin, iar corelaţiile cu scala Anxietate-stare au fost mult mai ridicate. Datele

obţinute au indicat prezenţa factorului general legat de anxietate, însă au permis

separarea scalelor inventarului IAT de scalele inventarului care măsoară anxietatea ca

trăsătură de personalitate stabilă, respectiv anxietatea ca stare tranzitorie (inventarul

STAI).

În schimb, corelaţiile între scorurile la inventarul IAT şi scorurile la scala

Anxietate-stare, administrată în condiţia de examen, au fost mult mai ridicate ca

valoare (Spielberger, 1980). Subiecţii au răspuns la itemii scalei Anxietate-stare din

inventarul STAI, imaginându-se pe ei înşişi într-o clasã în care un profesor îi examina

(engl. Exam A-State). Corelaţiile obţinute (atât pentru scorurile totale la inventarul

IAT, cât şi pentru scorurile la cele două scale) au fost din nou mai ridicate pentru

subiecţii de sex masculin decât pentru cei de sex feminin.

Valorile ridicate ale corelaţiilor (r = 0.86 – pentru subiecţii de sex masculin,

respectiv r = 0.77 – pentru subiecţii de sex feminin) între scorurile totale la inventarul

IAT şi scorurile la scala Anxietate-Stare din inventarul STAI, administrată în condiţia

unui examen ipotetic, au fost considerate o probă a validităţii de construct a

inventarului IAT, fiind legate de diferenţele individuale între subiecţi, în ceea ce

priveşte predispoziţia acestora spre simptome specifice anxietăţii în situaţii de testare

(Spielberger şi colab., 1978; apud Spielberger, 1980). Corelaţiile între scorurile la scala

Emotivitate şi scorurile la scala Anxietate-stare, administrată în condiţia unui examen,

au fost mai ridicate decât corelaţiile între scorurile la scala Îngrijorare şi scorurile la

scala Anxietate-stare în situaţie de examen, aspect care a fost interpretat de autori ca o

probă a faptului că scala Emotivitate din inventarul IAT este un predictor mai bun al

stãrii de anxietate trăită în situaţie de examen decât scala Îngrijorare.

***

În Tabelul 9, sunt prezentate corelaţiile între scorurile la Inventarul pentru

evaluarea anxietăţii faţă de testare şi scorurile la alte cinci instrumente, destinate

măsurării anxietăţii ca trăsătură, curiozităţii ca trăsătură de personalitate 23

, locului

controlului (legat de stilul de atribuire a succesului şi eşecului), respectiv predispoziţiei

unui subiect de a manifesta cogniţii iraţionale 24

(apud Spielberger, 1980). Corelaţiile

cu scorurile la anxietate şi curiozitate, văzute ca trăsături, au fost calculate pornindu-se

de la răspunsurile unui număr de 246 studenţi la colegii de stat (98 de sex masculin şi

148 de sex feminin), iar corelaţiile cu locul controlului şi cu predispoziţia legată de

credinţele (cogniţiile) iraţionale au fost calculate pornindu-se de la răspunsurile a 354

de elevi de liceu (dintre care, jumătate de sex feminin şi cealaltă jumătate de sex

masculin).

23

State-Trait Curiosity Inventory (STCI - Spielberger, Butler, Peters şi Frain, 1980), C-Trait. 24

Irrational Personality Trait Inventory (Ross, 1978).

84


Magnitudinea corelaţiilor între scorurile la scalele inventarului IAT şi scorurile

la scala Anxietate-trăsătură din inventarul STAI a fost uşor mai ridicată pentru

studenţii de sex feminin decât pentru cei de sex masculin, valorile indicând corelaţii

moderate. În schimb, elevii de sex feminin au obţinut valori uşor mai scăzute decât

elevii de sex masculin, pentru corelaţiile între scorurile la inventarul IAT şi scorurile la

scala Anxietate-trăsătură din inventarul STAI. Pe de altă parte, studentele au obţinut

valori ale corelaţiilor uşor mai ridicate decât elevele de liceu, în timp ce studenţii au

obţinut valori ale corelaţiilor uşor mai scăzute decât elevii de liceu.

Tabelul 9 a

Caracteristici

eşantioane

studiate

Instrumente folosite pentru

studierea validităţii

concurente

Băieţi (N = 115) Fete (N = 185)

IAT-

total W E

IAT-

total W E

Studenţi la

colegii de stat

(98 de băieţi şi

148 de fete)

Inventarul pentru evaluarea

anxietăţii-stare şi a

anxietăţii-trăsătură (STAI –

Spielberger, Gorsuch şi

Lushene, 1970) – scala

Anxietate-trăsătură

0.44 0.43 0.36 0.50 0.51 0.41


curiozităţii -stare şi a

curiozităţii-trăsătură (STCI

– Spielberger, Butler, Peters

şi Frain, 1980) – scala

Curiozitate-trăsătură

-

0.23

-

0.25

-

0.16

-

0.22

-

0.27

-

0.15

Elevi de liceu

(177 de băieţi şi

177 de fete)


anxietăţii-stare şi a

anxietăţii-trăsătură (STAI –

Spielberger, Gorsuch şi

Lushene, 1970) – scala

Anxietate-trăsătură

0.46 0.44 0.39 0.41 0.41 0.37

Locul controlului 0.37 0.41 0.26 0.35 0.36 0.29


predispoziţiei către credinţe

iraţionale (Ross, 1978)

0.55 0.55 0.47 0.58 0.58 0.54

IAT – Inventarul pentru evaluarea anxietăţii faţă de testare; W – scala Îngrijorare; E – scala Emotivitate. a Adaptat după Spielberger (1980), p. 18.

85


Pentru ambele sexe şi pentru ambele eşantioane, valorile corelaţiilor între

scorurile la scala Îngrijorare din inventarul IAT şi scorurile la scala Anxietate-

Trăsătură din inventarul STAI au fost uşor mai ridicate decât valorile corelaţiilor între

scorurile la scala Emotivitate şi scorurile la scala Anxietate-Trăsătură.

Din datele prezentate de Spielberger (1980) reies clar, atât pentru studenţii de sex

masculin, cât şi pentru cei de sex feminin, corelaţii negative mai scăzute ca valoare

între scorurile la inventarul IAT şi cele la scala Curiozitate-trăsătură din Inventarul

pentru evaluarea curiozităţii -stare şi a curiozităţii-trăsătură (Spielberger, Butler,

Peters şi Frain, 1980). Însă, conform precizării facută de autor, aceste corelaţii au fost

semnificative din punct de vedere statistic. De asemenea, aşa cum era şi firesc, atât

pentru studenţii de sex masculin, cât şi pentru cei de sex feminine, scorurile la scala

Îngrijorare din inventarul IAT au fost mai strâns legate de scorurile la curiozitate,

văzută ca trăsătură, decât scorurile la scala Emotivitate.

Datele privind corelaţiile între inventarul IAT pe de o parte, respectiv locul

controlului şi predispoziţia către credinţe iraţionale, pe de alta, au fost preluate din

cercetarea efectuată de Ross (1978), în cadrul unui proiect doctoral (Dezvoltarea şi

validarea unei scale pentru evaluarea auto-percepţiilor disfuncţionale). Acest autor a

găsit corelaţii positive, moderate spre scăzute, însă semnificative statistic, între

scorurile la inventarul IAT şi scorurile la locul controlului (externalism) (apud

Spielberger, 1980). Atât pentru elevii de sex masculin, cât şi pentru cei de sex feminin,

valorile corelaţiilor între scorurile la scala Îngrijorare şi scorurile la Chestionarul

pentru măsurarea locului controlului au fost mai ridicate decât valorile corelaţiilor

între scala Emotivitate şi locul controlului (în cazul subiecţilor de sex masculin,

diferenţa fiind mai mare). Aceasta înseamnă că preocupările cognitive, ca manifestări

ale anxietăţii faţă de testare, sunt mai strâns legate de externalism decât răspunsurile

emoţionale. Ross (1978) a mai identificat corelaţii pozitive şi moderate, ca valoare,

între scorurile la scalele inventarului IAT şi scorurile la Inventarul pentru evaluarea

predispoziţiei către credinţe iraţionale, pe care l-a propus. Valorile acestor corelaţii au

fost uşor mai ridicate pentru subiecţii de sex feminin, comparativ cu cele obţinute în

subeşantionul de subiecţi de sex masculin. Din nou, pentru elevii de ambele sexe,

scorurile la scala Îngrijorare au înregistrat, comparativ cu scorurile la scala

Emotivitate, corelaţii uşor mai ridicate, dar tot moderate, cu scorurile la Inventarul

pentru evaluarea predispoziţiei către credinţe iraţionale.

***

Un al treilea studiu, pe care Spielberger (1980) l-a trecut în revistă, a vizat

corelaţiile între anxietatea faţă de testare, măsurată cu inventarul IAT şi performanţele

la un test de inteligenţă, la două teste de aptitudini intelectuale, respectiv performanţele

şcolare/academice. Un număr considerabil de cercetări au fost efectuate în vederea

studierii consecinţelor pe care anxietatea faţă de testare le are în planul funcţionării

individuale, în care au fost incluse şi performanţa la teste de abilităţi cognitive sau la

86


testele şcolare (engl. achievement tests). Concluziile cercetărilor care s-au ocupat de

consecinţele pe care anxietatea faţă de testare le are în planul funcţionării individuale

converg în a arăta că, în general, anxietatea faţă de testare cauzează scăderea

performanţelor la teste cognitive, precum şi a performanţelor la testele

şcolare/academice (Salamé, 1984; Bowler, 1987; Hembree, 1988; Zeidner, 1998).

Datele raportate de Spielberger (1980) provin de la trei eşantioane: elevi de liceu

(N = 373 subiecţi, dintre care 177 de sex masculin şi 196 de sex feminin), studenţi care

urmau cursuri la colegiu în prima treaptă (N = 300 subiecţi, dintre care 115 de sex

masculin şi 185 de sex feminin), respectiv studenţi care urmau cursuri la colegiu în cea

de-a doua treaptă (N = 1129 subiecţi, dintre care 533 de sex masculin şi 596 de sex

feminin).

Elevii de liceu au completat inventarul IAT, testul Otis-Lennon, care permite

aproximarea coeficientului de inteligenţă generală, precum şi un chestionar destinat

evaluării unor deprinderi de studiu. De asemenea, pentru aceştia s-au colectat mediile

şcolare. Studenţii la colegiu, aflaţi în prima treaptă de studii, au completat inventarul

IAT şi chestionarul pentru evaluarea deprinderilor legate de studiu. Acestora li s-au

înregistrat, de asemenea, mediile şcolare. În fine, studenţii aflaţi în cea de-a doua

treaptă a studiilor colegiale au completat inventarul IAT, un test de aptitudini şcolare şi

un test destinat evaluării aptitudinii verbale. Şi pentru acest eşantion de studenţi, s-au

înregistrat mediile şcolare. Tabelul 10 prezintă datele obţinute pe cele trei eşantioane

(apud Spielberger, 1980).

Pentru toate cele trei eşantioane, s-au înregistrat corelaţii negative şi moderate

spre scăzute, ca valoare, între scorurile totale la IAT, respectiv scorurile la cele două

scale pe de o parte şi scorurile la măsurile legate de deprinderile de studiu, de

aptitudinile intelectuale şi şcolare, respectiv mediile şcolare, pe de alta. Valorile

corelaţiilor au manifestat tendinţa de a fi mai ridicate pentru subiecţii (elevi sau

studenţi) de sex masculin decât pentru cei de sex feminin.

Valorile corelaţiilor între scorurile la scalele inventarului IAT şi scorurile la

Testul de inteligenţă generală Otis-Lennon au fost mai ridicate pentru elevii de liceu

decât pentru eleve. Atât pentru elevi, cât şi pentru eleve, valorile corelaţiilor între

scorurile la scala Îngrijorare şi scorurile la testul Otis-Lennon au fost mai ridicate

decât valorile corelaţiilor între scorurile la scala Emotivitate şi scorurile la testul Otis-

Lennon.

Corelaţiile între scorurile totale la inventarul IAT, respectiv scorurile la cele

două scale şi scorurile compozite la Testul de aptitudini şcolare (SAT), pe care le-au

obţinut studenţii la colegiu, au fost comparabile cu valorile obţinute în cazul

studentelor. Atât pentru studenţi, cât şi pentru studente, corelaţiile între scorurile totale

la inventarul IAT, respectiv scorurile la scala Îngrijorare şi scorurile la Testul de

aptitudini şcolare au fost uşor mai ridicate decât corelaţiile între scorurile la scala

Emotivitate şi scorurile la Testul de aptitudini şcolare.

87


Tabelul 10 e

Măsuri Subiecţi

Masculin Feminin

N IAT-

total W E N

IAT-

total W E

Deprinderi de studiu elevi de liceu 177 - 0.51 - 0.37 - 0.48 196 - 0.30 - 0.37 - 0.18

Deprinderi de studiu Studenţi la

colegiu (treapta I) 115 - 0.48 - 0.50 - 0.37 185 - 0.14 - 0.25 - 0.02

Inteligenţă generală

(CI) a elevi de liceu 117 - 0.23 - 0.30 - 0.11 196 - 0.09 - 0.16 - 0.01

Aptitudine şcolară

generală (SAT b)

studenţi la colegiu

(treapta a II-a) 533 - 0.22 - 0.22 - 0.17 596 - 0.21 - 0.24 - 0.15

Aptidudine verbală

(SAT) - 0.18 - 0.17 - 0.12 - 0.22 - 0.23 - 0.17

Aptitudine cantitativă

(SAT) - 0.19 - 0.19 - 0.16 - 0.14 - 0.18 - 0.09

Aptitudine verbală

(N-DRT c)

Studenţi la

colegiu (treapta a

II-a)

533 - 0.19 - 0.18 - 0.15 596 - 0.24 - 0.25 - 0.17

Vocabular (N-DRT) - 0.14 - 0.15 - 0.10 - 0.20 - 0.21 - 0.15

Comprehensiune (N-

DRT) - 0.20 - 0.18 - 0.18 - 0.25 - 0.27 - 0.28

Medii generale d elevi de liceu 177 - 0.22 - 0.34 - 0.07 196 - 0.11 - 0.21 - 0.02

Medii generale Studenţi la

colegiu (treapta I) 115 - 0.31 - 0.47 - 0.13 185 - 0.18 - 0.35 0.00

Medii generale

Studenţi la

colegiu (treapta a

II-a)

445 - 0.12 - 0.17 - 0.07 538 - 0.12 - 0.21 - 0.05

IAT – Inventarul pentru evaluarea anxietăţii faţă de testare; W – scala Îngrijorare; E – scala Emotivitate.

a Testul de inteligenţă generală Otis-Lennon (Otis-Lennon IQ).

b Testul de aptitudini şcolare (Scholastic Aptitude Test/SAT).

c Testul Nelson-Denny pentru evaluarea aptitudinii verbale (Nelson-Denny Reading Tes/N-DRT).

d grade point average (GPA).

e Adaptat după Spielberger (1980), p. 19.

În schimb, corelaţiile între scorurile la inventarul IAT şi scorurile la aptitudinea

verbală evaluată cu Testul de aptitudini şcolare au fost uşor mai ridicate pentru

88


subeşantionul de studente decât pentru cel a studenţilor, în timp ce corelaţiile între

scorurile la inventarul IAT şi scorurile la aptitudinea cantitativă evaluată tot cu testul

SAT au fost uşor mai ridicate pentru subeşantionul de studenţi.

Deşi, în cazul aceluiaşi eşantion de studenţi la colegiu în treapta a doua, pattern-

ul corelaţiilor între scorurile la scalele inventarului IAT şi scorurile la Testul Nelson-

Denny pentru evaluarea aptitudinii verbale (atât scorurile compozite, cât şi scorurile la

subtestele destinate evaluării vocabularului, respectiv comprehensiunii) a fost similar

pattern-ului corelaţiilor între scorurile la inventarul IAT şi scorurile la Testul de

aptitudini şcolare, toate corelaţiile dintre inventarul IAT şi Testul Nelson-Denny pentru

evaluarea aptitudinii verbale au fost uşor mai ridicate pentru subeşantionul de studenţi

de sex feminin decât pentru cel de studenţi de sex masculin.

În fine, în cazul tuturor celor trei eşantioane, datele au indicat corelaţii negative

şi medii spre scăzute, ca valoare, între scorurile totale la inventarul IAT, respectiv

scorurile la cele două scale, pe de o parte, iar pe de alta, mediile şcolare. Majoritatea

dintre aceste corelaţii au fost semnificative statistic şi, de asemenea, uşor mai ridicate

pentru subeşantioanele de subiecţi de sex masculin. Pentru toate eşantioanele,

corelaţiile între scorurile la scala Îngrijorare şi mediile şcolare au avut valori mai

ridicate decât corelaţiile între scorurile la scala Emotivitate 25

şi mediile şcolare,

respectiv corelaţiile între scorurile totale la inventarul IAT şi mediile şcolare. Aceste

rezultate au confirmat observaţia lui Liebert şi Morris (1967), potrivit cărora

componenta Îngrijorare corelează (negativ) mai puternic cu performanţa academică

decât scorurile la componenta Emotivitate.

***

Ultimul studiu la care voi face referire în acest punct şi ale cărui rezultate au fost

publicate în cadrul unui raport privind relaţia dintre caracteristicile personalităţii, uzura

psihică şi problemele legate de performanţă 26

la recruţii pentru forţele militare navale

şi aeriene a fost întreprins de Spielberger şi Barker (1979). Subiecţii (în număr total de

267, dintre care 195 de sex masculin şi 72 de sex feminin) au completat inventarul

IAT, inventarul STAI şi inventarul STCI (State-Trait Curiosity Inventory). De

asemenea, pentru fiecare subiect în parte, au fost înregistrate, din dosarele de

şcolarizare, scorurile la Bateria de teste de aptitudini profesionale pentru serviciul

militar (ASVAB) 27

, precum şi notele obţinute în urma examinării nivelului achiziţiilor

25

În esenţă, scorurile la scala Emotivitate nu au corelat semnificativ cu mediile şcolare. Valorile

corelaţiilor obţinute s-au situat între - 0.07 şi - 0.13 – pentru subiecţii (elevi sau studenţi) de sex

masculin, respectiv între 0.00 şi - 0.05 – pentru subiecţii de sex feminin. 26

C. D. Spielberger şi L. R. Barker (1979). The Relationship of Personality Characteristics to

Attrition and Performance Problems of Navy and Air Force Recruits (TAEG Report No.75).

Orlando, Florida: Training and Analysis Evaluation Group. 27 Publicată în 1970, pentru a fi utilizată în selecţia pentru forţele armate, ASVAB a fost

constant revizuită, fiind utilizată şi în mediul civil. Această baterie combină teste care măsoară

aptitudini intelectuale (raţionament aritmetic, vocabular) cu teste ale căror rezultate sunt legate

mai ales de cunoştinţele achiziţionate (cunoştinţe de mecanică sau de electronică). Bateria

89


specifice. Corelaţiile obţinute sunt prezentate în Tabelul 11 (apud Spielberger, 1980).

Pentru recruţii de sex masculin, corelaţiile pozitive şi moderate ca valoare între

scorurile la scalele inventarului IAT şi scorurile la scalele Anxietate-trăsătură şi

Anxietate-stare din inventarul STAI au fost uşor mai scăzute decât cele raportate de

Spielberger (1980), pentru subiecţii de sex masculin din eşantionul de studenţi la

colegiu (a se revedea Tabelul 8), însă uşor mai ridicate decât cele obţinute pentru

subiecţii de sex masculin din eşantionul de studenţi la colegii de stat, respectiv cele

obţinute pentru elevii de liceu de sex masculin (a se revedea Tabelul 9). Pentru recruţii

de sex feminin, valorile corelaţii între scorurile la inventarul IAT şi scorurile la scala

Anxietate-trăsătură au fost mai ridicate decât corelaţiile dintre inventarul IAT şi scala

Anxietate-trăsătură care au fost obţinute în cazul studenţilor de sex feminin (a se

revedea Tabelele 8 şi 9) sau în cel al elevilor de liceu de sex masculin (Tabelul 9). De

asemenea, pentru recruţii de sex feminin, valorile corelaţiilor dintre scorurile la

inventarul IAT şi scorurile la scala Anxietate-stare din inventarul STAI au fost mult

mai ridicate decât valorile corelaţiilor între cele două instrumente obţinute pentru

studenţii de sex feminin (a se revedea Tabelul 8).

Corelaţiile între scorurile la inventarul IAT şi scorurile la cele două scale ale

Inventarului pentru evaluarea curiozităţii-stare şi a curiozităţii-trăsătură (STCI) au

fost negative, însă scăzute sau foarte scăzute, ca valoare. Pentru recruţii de sex

masculin, corelaţiile între inventarul IAT şi inventarul STCI au fost mai ridicate ca

valoare decât corelaţiile pentru recruţii de sex feminin. De asemenea, ca şi în cazul

studenţilor la colegii de stat (a se revedea Tabelul 9), scorurile la scala Îngrijorare au

corelat ceva mai puternic cu scorurile la ambele scale ale inventarului STCI decât

scorurile la scala Emotivitate şi cele totale la inventarul IAT.

Între scorurile la scalele inventarului IAT şi scorurile la ASVAB, bazate pe o

abordare compozită între scorurile la testul de cunoştinţe de matematică şi scorurile la

vocabular (cunoaşterea cuvintelor), s-au înregistrat corelaţii negative şi moderate, ca

valoare. Pentru recruţii de sex masculin, valorile acestor corelaţii au fost uşor mai

ridicate decât valorile obţinute pentru recruţii de sex feminin. Pentru recruţii de ambele

sexe, valorile corelaţiilor între dimensiunile anxietăţii faţă de testare şi aptitudinile

intelectuale, legate de matematică, respectiv de vocabular, au fost substanţial mai

ridicate decât valorile corelaţiilor obţinute între dimensiunile anxietăţii faţă de testare şi

aptitudinile intelectuale, măsurate, în cazul eşantionului de studenţi la colegiu în cea

de-a doua treaptă, cu Testul de aptitudini şcolare (SAT), respectiv cu Testul Nelson-

Denny pentru evaluarea aptitudinii verbale (a se revedea Tabelul 10).

constă din zece teste: cultură generală, raţionament aritmetic, cunoaşterea cuvintelor

(vocabular), înţelegerea textelor, operaţii numerice, viteză în raţionament, cunoştinţe specifice,

cunoştinţe de matematică, cunoştinţe de mecanică şi cunoştinţe de electronică.

90


Tabelul 11 b

Instrumente folosite

pentru studierea validităţii

concurente

Sex masculin (N = 195) Sex feminin (N = 72)

IAT-

total W E

IAT-

total W E


anxietăţii-stare şi a anxietăţii-

trăsătură (STAI – Spielberger,

Gorsuch şi Lushene, 1970) –

scala Anxietate-trăsătură

0.46 0.46 0.42 0.64 0.56 0.62


anxietăţii-stare şi a anxietăţii-

trăsătură (STAI – Spielberger,

Gorsuch şi Lushene, 1970) –

scala Anxietate-stare

0.38 0.38 0.30 0.57 0.49 0.53



curiozităţii-trăsătură (STCI –

Spielberger, Butler, Peters şi

Frain, 1980) – scala

Curiozitate-trăsătură

- 0.33 - 0.36 - 0.26 - 0.10 - 0.18 0.01



curiozităţii-trăsătură (STCI –

Spielberger, Butler, Peters şi

Frain, 1980) – scala

Curiozitate-stare

- 0.15 - 0.20 - 0.11 - 0.10 - 0.14 0.00

Bateria de teste de aptitudini

profesionale pentru serviciul militar

(cunoştinţe de matematică +

vocabular) a

- 0.42 - 0.42 - 0.42 - 0.39 - 0.34 - 0.39

Nota la curs - 0.34 - 0.35 - 0.32 - 0.19 - 0.29 - 0.09

IAT – Inventarul pentru evaluarea anxietăţii faţă de testare; W – scala Îngrijorare; E – scala Emotivitate.

a Armed Services Vocational Aptitude Battery (ASVAB).

b Adaptat după Spielberger (1980), p. 20.

În fine, scorurile la scalele inventarului IAT au corelat negativ cu notele pe care

recruţii le-au obţinut la examenul pentru verificarea nivelului achiziţiilor pe care le-au

făcut în urma cursului de bază. Din nou, recruţii de sex masculin au înregistrat corelaţii

mai ridicate, ca valoare, decât corelaţiile obţinute în cazul recruţilor de sex feminin.

Pentru recruţii de ambele sexe, scorurile la scala Îngrijorare au fost, comparativ cu

scorurile la scala Emotivitate, mai puternic legate de performanţa la examenul pentru

verificarea nivelului achiziţiilor.

91


2.5. Date normative pentru populaţia de elevi şi de studenţi americani

Manualul Inventarului pentru evaluarea anxietăţii faţă de testare prezintă, în

cinci tabele repartizate pe nouă pagini, date normative 28

pentru patru eşantioane

normative, formate din: studenţi în ultimul an de colegiu, studenţi în primul an de

colegiu, studenţi la colegii de stat, respectiv elevi de liceu. Deşi primul tabel din

manual prezintă mediile şi abaterile standard şi în cazul unui eşantion de 190 de recruţi

la şcoala de marină militară, toţi de sex masculin, tabelele cu norme (centile, respectiv

scoruri standardizate T) nu includ şi acest eşantion.

Conform lui Spielberger (1980), normele prezentate permit utilizatorilor

inventarului IAT să compare scorurile obţinute de un subiect sau de un grup

experimental de subiecţi cu scorurile grupului de referinţă (în funcţie de nivelul

educaţional).

Pentru studenţii de la colegiile particulare, normele inventarului IAT se bazeazã

pe un eşantion normativ de 1449 subiecţi (studenţi în ultimul an la colegiu), dintre care

654 de sex masculin şi 795 de sex feminin şi pe un eşantion normativ de 1129 studenti

în primul an la Universitatea South Florida, dintre care 533 de sex masculin şi 596 de

sex feminin. Studenţii din primul eşantion normativ au completat inventarul IAT, în

cadrul unui curs introductiv de psihologie, iar cei din cel de-al doilea eşantion normativ

au fost testati în timpul unui program de orientare, desfãsurat imediat înainte de a

începe primul an de studii.

Pentru studenţii de la colegiile de stat, normele se bazează pe un eşantion

normativ de 320 studenţi la Colegiul de Stat Hillsborough din Tampa (Florida), dintre

care 136 de sex masculin şi 184 de sex feminin. Aceştia au completat inventarul IAT în

timpul orelor de curs obişnuite sau în cadrul unor sesiuni colective, organizate special

în acest sens.

Pentru elevii de liceu, datele normative se bazeazã pe un eşantion de 1118 elevi

în clasele IX-XII ale liceului din Jacksonville şi Pinellas County (Florida), dintre care

527 de sex masculin şi 591 de sex feminin. Elevii au fost testaţi în timpul orelor de curs

obişnuite, ca parte a unor cercetãri care examinau relaţia dintre anxietatea faţă de

testare şi performanţa şcolară, efectuate de Tomalesky (1977), în vederea obţinerii

diplomei de masterat, respectiv de Ross (1978), în vederea obţinerii titlului de doctor în

psihologie. Cel de-al doilea autor a retestat un grup de 42 de elevi, la un interval de o

lună, respectiv la un interval de şase luni, în vederea studierii fidelităţii inventarului

IAT (a se revedea Tabelul 2).

Mediile şi abaterile standard, pentru distribuţiile scorurilor pe care cele patru

eşantioane normative la care se adaugă eşantionul de recruţi la şcoala de marină

28

Precizăm că datele normative (etaloanele) sunt prezentate separat, atât pentru subiecţii de sex

masculin, cât şi pentru subiecţii de sex feminin. De asemenea, acestea sunt prezentate pentru

fiecare dintre cele două scale ale inventarului IAT, cât şi pentru scorurile totale.

92


militară le-au obţinut la scalele inventarului IAT, precum şi la inventar în ansamblul

său, sunt reprezentate în Tabelul 12 (apud Spielberger, 1980). Datele sunt diferenţiate

în funcţie de variabila sex.

Pentru primele patru eşantioane, se observă că subiecţii de sex feminin au

obţinut, în medie, scoruri totale la inventarul IAT, cu trei pânã la cinci puncte mai

ridicate decât mediile obţinute de subiecţii de sex masculin. De asemenea, subiecţii de

sex feminin au obţinut, la ambele scale ale inventarului IAT (Îngrijorare, respectiv

Emotivitate) scoruri medii mai ridicate decât cele obţinute de subiecţii de sex

masculine. Aceste diferenţe 29

au fost luate în calcul, în elaborarea etaloanelor, care au

fost prezentate separat pentru subiecţii de sex masculin şi cei de sex feminin.

Tabelul 12 a

Scala

Studenţi

colegiu

ultimul an

Studenţi colegiu

primul an

Studenţi

colegii de stat Elevi de liceu

Recruţi

marinã

Sex

N

M F

654 795

M F

533 596

M F

136 184

M F

527 591

M

190

IAT-total

m

s

38.48 42.79

12.43 13.70

39.28 42.30

10.99 11.83

38.75 43.25

11.76 13.12

40.87 45.72

12.77 13.63

40.51

12.76

Îngrijorare

m

s

13.61 14.90

4.98 5.51

14.26 14.93

4.39 4.67

14.36 15.70

5.38 5.62

15.60 17.06

5.33 5.76

15.01

5.86

Emotivitate

m

s

16.85 18.94

5.64 6.31

16.58 18.09

4.78 5.35

16.36 18.54

4.93 5.80

16.61 18.91

5.47 5.88

17.05

5.67

a Adaptat după Spielberger (1980), p. 7.

Mediile scorurilor totale la inventarul IAT, obţinute de studenţii de sex masculin,

în ultimul an la colegiu, de cei de sex masculin, în primul an la colegiu, respective de

studenţii de sex masculin, la colegii de stat au avut valori foarte apropiate. Elevii de

liceu (de sex masculin) şi recruţii au obţinut medii ale scorurilor totale la inventarul

IAT, uşor mai ridicate decât studenţii de sex masculin din primele trei eşantioane

normative.

29

Autorul manualului nu precizează dacă diferenţele între mediile obţinute de subiecţii de sex

feminin, din cadrul celor patru eşantioane normative, şi mediile obţinute de subiecţii de sex

masculin sunt semnificative statistic. Prin urmare, manualul nu prezintă comparaţiile mediilor

în funcţie de variabila sex (adică valorile testului t-Student pentru grupuri independente şi

pragurile de semnificaţie).

93


Elevii din liceu şi studenţii de la colegiile de stat, de sex feminin, au obţinut cele

mai mari medii ale scorurilor totale la inventarul IAT, precum şi la fiecare dintre cele

două scale. La extrema cealaltă, s-au situat studenţii de sex masculin, aflaţi în ultimul

an la colegii particulare, respectiv cei de la colegiile de stat, care au obţinut cele mai

scăzute medii ale scorurilor totale.

2.6. Adaptări culturale ale inventarului TAI

Inventarul IAT a fost tradus şi adaptat în mai multe limbi, printre care se numără:

germană, ungară, spaniolă, italiană, japoneză, chineză, coreeană, hindusă, turcă,

egipteană, ebraică, libaneză. În continuare, ne vom opri doar la două limbi, pentru care

am dispus de lucrările originale.

N. Araki, S. Iwawaki şi C. D. Spielberger (1992) au realizat un studiu, în vederea

adaptării şi validării Inventarului pentru evaluarea anxietăţii faţă de testare pe

populaţia de elevi de liceu şi de studenţi japonezi. Itemii versiunii japoneze au fost

selectaţi pe baza validitãţii de conţinut şi a valorilor corelaţiilor itemilor cu

ansamblurile formate din restul de itemi (engl. item-remainder correlations), care au

fost egale cu sau mai mari decât 0.40, atât pentru subiecţii de sex feminin, cât şi pentru

cei de sex masculin din loturile experimentale (elevi şi studenţi la colegiu). Valorile

coeficienţilor de consistenţă internă α-Cronbach, pentru ansamblul itemilor, au fost

situate peste 0.90, atât pentru lotul de liceeni, cât şi pentru cel de studenţi. Stabilitatea

scorurilor, la un interval de trei sãptãmâni, a fost de 0.89. Media scorurilor totale

obţinute de elevele de liceu a fost semnificativ mai mare decât cea a studentelor la

colegiu. La rândul lor, acestea au obţinut o medie a scorurilor totale la inventarul IAT,

uşor mai scãzută faţă de studentele americane. Scorurile totale la versiunea japoneză a

inventarului IAT au corelat pozitiv şi semnificativ statistic (r = 0.72) cu scorurile la

versiunea japoneză a scalei Anxietate-Trăsătură, din inventarul STAI – Forma Y

(Spielberger, 1983). De asemenea, scorurile totale la versiunea în limba japoneză a

inventarului IAT au corelat negativ şi semnificativ din punct de vedere statistic cu

indicatorii pentru performanţa şcolară a elevilor din lotul experimental studiat (mediile

şcolare), respectiv performanţa academică a studenţilor.

Versiunea în limba turcă a inventarului IAT a fost dezvoltată în trei etape, fiecare

etapă constituind un studiu independent, în care au fost utilizate noi loturi de subiecţi

(Őner, 1986). Datele primului studiu au fost obţinute prin prelucrarea şi analiza

răspunsurilor unui lot format din elevi de liceu şi studenţi, care vorbeau atât limba

turcă cât şi limba engleză. În acest studiu, s-a urmărit verificarea echivalenţei

transliterale între itemii inventarului IAT, redactaţi în limba engleză şi itemii traduşi şi

adaptaţi în limba turcă. În cadrul celui de-al doilea studiu, folosindu-se un lot mult mai

numeros de studenţi care vorbeau doar limba turcă, s-a testat stabilitatea, consistenţa

internă şi omogenitatea itemilor versiunii în limba turcă a inventarului IAT. În fine, în

94


cadrul celui de-al treilea studiu, au fost evaluate validitatea de construct şi validitatea

de criteriu a inventarului IAT, folosindu-se loturi eterogene de studenţi, care vorbeau

doar limba turcă. Rezultatele acestui studiu au indicat corelaţii moderate ca valoare,

însă semnificative statistic, între scorurile totale la inventarul IAT şi diverse măsuri ale

personalităţii, respectiv reuşita academică.

Primul dintre studiile realizate de către Öner şi Kaymak (1987), în vederea

traducerii şi adaptării în limba turcă a inventarului IAT, prezintă o abordare interesantă

în ceea ce priveşte stabilirea echivalenţei lingvistice şi psihometrice a versiunilor în

cele două limbi. De aceea, vom insista ceva mai mult pe acest studiu.

Versiunea în limba turcă a inventarului IAT a fost dezvoltată în două etape,

fiecare etapă constituind un studiu independent, în care s-au utilizat noi loturi de

subiecţi.

În cadrul primului studiu, inventarul IAT (în limba engleză, în limba turcă,

precum şi în diferite combinaţii între cele două limbi) a fost administrat unui număr de

164 de elevi de liceu si studenţi bilingvi, repartizaţi în patru grupuri experimentale.

Subiecţii din fiecare grup au completat inventarul de două ori (la un interval de două

săptămâni). Scopul acestui studiu a fost de a stabili echivalenţa transliterală între itemii

inventarului IAT, redactaţi în limba engleză şi itemii inventarului IAT, aşa cum au fost

traduşi şi adaptaţi în limba turcă.

Diferenţele între mediile obţinute de 83 de subiecţi (dintre care 30 de elevi şi 53

de studenţi), care au completat atât versiunea în limba engleză, cât şi pe cea în limba

turcă, nu au fost semnificative statistic (Öner şi Kaymak, 1987). Nici pentru subiecţii

care au completat forme mixate ale inventarului (în care, jumătate dintre itemi, aleşi la

întâmplare, erau redactaţi în limba turcă şi jumătate în limba engleză), nu au fost

obţinute diferenţe semnificative între mediile scorurilor la versiunile în limba engleză,

respectiv în limba turcă ale inventarului IAT. În plus, corelaţiile între scorurile totale

obţinute la fiecare dintre cele două versiuni (în limba engleză, respectiv în limba turcă)

de către subiecţii bilingvi din primele două grupuri experimentale au fost 0.87 (pentru

grupul care a completat mai întâi versiunea în limba engleză şi, apoi, pe cea în limba

turcă), respectiv 0.92 (pentru grupul care a completat mai întâi versiunea în limba turcă

şi, apoi, pe cea în limba engleză). Pentru subiecţii din celelalte grupuri experimentale,

care au completat, atât la test, cât şi la retest, versiuni mixate ale inventarului,

corelaţiile între scorurile totale obţinute la fiecare dintre cele două administrări au fost

0.94, respectiv 0.85.

Toate datele, pe care le-am prezentat mai sus, au fost considerate ca o expresie a

adecvării traducerii itemilor inventarului IAT din limba engleză în limba turcă, precum

şi a echivalenţei lingvistice a celor două versiuni.

Fidelitatea versiunilor în limba engleză, respectiv în limba turcă ale inventarului

IAT a fost verificată prin calculul consistenţei interne (coeficientul α-Cronbach),

95


precum şi a corelaţiilor test-retest (coeficienţi de încredere în scoruri 30

). Omogenitatea

itemilor a fost verificată prin metoda calculului consistenţei interne, precum şi prin

calculul corelaţiilor între scorurile la fiecare dintre itemi şi scorurile la ansamblurile

formate din restul de itemi. Pentru lotul alcătuit din cei 83 de elevi şi studenţi, care au

completat versiunea în limba engleză/turcă, iar după două săptămâni, versiunea în

limba turcă/engleză, valorile consistenţei interne au fost următoarele (apud Öner şi

Kaymak, 1987): 0.93 – ansamblul itemilor, redactaţi în limba turcă; 0.94 - ansamblul

itemilor, redactaţi în limba engleză; 0.82 – ansamblul itemilor care cotau pentru scala

Îngrijorare, redactaţi în limba turcă; 0.86 - ansamblul itemilor care cotau pentru scala

Îngrijorare, redactaţi în limba engleză; 0.90 - ansamblul itemilor care cotau pentru

scala Emotivitate, redactaţi în limba turcă, respectiv 0.91 - ansamblul itemilor care

cotau pentru scala Emotivitate, redactaţi în limba engleză.

În fine, valorile corelaţiilor între itemi şi ansamblurile formate din restul de itemi

au fost, atât pentru versiunea în limba turcă, cât şi pentru cea în limba engleză,

comparabile cu cele raportate de Spielberger (1980), în manualul inventarului IAT,

indicând, de asemenea, echivalenţa, sub aspectul omogenităţii itemilor, între versiunea

în limba turcă şi versiunea în limba engleză. Valorile mediane pentru distribuţiile

acestor corelaţii au fost următoarele: 0.66 – ansamblul itemilor, redactaţi în limba

turcă; 0.67 - ansamblul itemilor, redactaţi în limba engleză; 0.57 – ansamblul itemilor

care cotau pentru scala Îngrijorare, redactaţi în limba turcă; 0.66 - ansamblul itemilor

care cotau pentru scala Îngrijorare, redactaţi în limba engleză; 0.72 - ansamblul

itemilor care cotau pentru scala Emotivitate, redactaţi în limba turcă, respectiv 0.76 -

ansamblul itemilor care cotau pentru scala Emotivitate, redactaţi în limba engleză.

2.7. Experimentarea unei forme scurte a inventarului TAI

2.7.1. Necesitatea unei versiuni scurte

În forma sa originală, Inventarul pentru evaluarea anxietăţii faţă de testare a fost

utilizat în foarte multe studii axate pe diverse aspecte ale anxietăţii faţă de testare

(modele explicative, dimensiuni, efecte asupra performanţei academice, metode de

tratament).

Aşa cum indică manualul inventarului, majoritatea dintre elevii de liceu şi dintre

studenţii americani reuşesc să răspundă la cei 20 de itemi în 8-10 minute (Spielberger,

1980). Însă, Deane şi Taylor (2002) consideră că chiar şi acest timp relativ scurt de

administrare ar putea constitui o problemă, mai ales în cadrul acelor studii în care se

30

Valorile coeficienţilor de încredere coincid cu valorile coeficienţilor de corelaţie între

versiunile inventarului în cele două limbi (a se revedea ultimul alineat, pagina anterioară).

96


urmăreşte completarea pe lângă IAT şi a altor chestionare într-o singură sesiune sau în

care timpul alocat completării chestionarelor este limitat din diverse motive 31

.

Cei doi autori arată că unii subiecţi pot avea o reacţie negativă faţă de numărul

total al itemilor din chestionarele la care trebuie să răspundă, chiar şi atunci când

primesc asigurări că această activitate nu va lua mult timp, iar acest lucru poate

influenţa atenţia sau seriozitatea cu care subiecţii răspund. Aşadar, lungimea unui

chestionar poate influenţa motivaţia subiecţilor care trebuie să-l completeze, aspect

care poate fi valabil şi în cazul inventarului IAT. Aceeaşi autori lansează o idee mai

degrabă speculativă, potrivit căreia unul dintre efectele pe care chestionarele prea lungi

le pot produce asupra subiecţilor care trebuie să le completeze ar putea fi accentuarea

anxietăţii faţă de testare care poate fi prezentă la unii dintre repondenţi. Însă, această

idee nu este susţinută cu date empirice.

Deane şi Taylor (2002) vorbesc de necesitatea reducerii numărului de itemi

dintr-un ansamblu de chestionare, fără distorsionarea capacităţii acestui ansamblu de a

,,captura” constructele relevante pe care cercetătorul doreşte să le studieze. În acest

sens, cei doi autori propun experimentarea unei forme scurte a inventarului IAT

argumentând această posibilitate prin utilitatea într-o serie de contexte de cercetare, ca

şi prin valoarea foarte bună a consistenţei interne pentru forma originală (0.92 sau mai

ridicată) care sugerează o redundanţă a itemilor.

Chiar dacă nu vin cu argumente foarte convingătoare, am considerat interesantă

trecerea în revistă a studiului efectuat de cei doi autori 32

. În continuare, vom prezenta

metodologia utilizată de către cei doi autori, precum şi rezultatele pe care le-au obţinut.

2.7.2. Subiecţi şi procedură

Lotul experimental a fost format din 333 de studenţi în domeniul Psihologie (toţi

în anul III) care au completat, în cadrul unor protocoale diverse derulate în timpul

orelor de instrucţie, unul sau altul dintre următoarele instrumente pentru evaluarea

anxietăţii : Inventarul pentru evaluarea anxietăţii faţă de testare, Inventarul pentru

evaluarea anxietăţii-stare şi a anxietăţii-trăsătură//STAI Y-2 33

, respectiv o versiune

31

În foarte multe proiecte de cercetare, elevii şi studenţii nu pot fi abordaţi pentru completarea

de chestionare decât în cadrul programului de activităţi şcolare. În astfel de situaţii, cercetătorul

trebuie să acorde o importanţă specială managementului timpului pe care îl va avea la

dispoziţie, pentru a nu perturba activităţile subiecţilor şi a crea reacţii ostile sau atitudini care să

afecteze validitatea răspunsurilor. 32

Frank P. Deane este cercetător şi profesor în cadrul Institutului pentru Sănătate Mentală,

Departamentul de Psihologie de la Universitatea Wollongong din Australia, iar Joanne Taylor

este profesor în cadrul Departamentului de Psihologie, Universitatea Massey din Noua

Zeelandă. 33

State-Trait Anxiety Inventory-Form Y/Scala pentru evaluarea anxietăţii-trăsătură

(Spielberger, 1983).

97


scurtă a STAI Y-1 34

. Subiecţii incluşi în studiu au fost doar cei din populaţia mai largă

care şi-au exprimat acordul de a completa diversele protocoale.

Datele au fost colectate de-a lungul a trei ani rezultând şapte baze separate

(corespunzătoare unor loturi de mărimi diferite) care au fost reunite, în vederea

prelucrărilor statistice. Dintre acestea, trei baze de date au inclus doar protocoalele de

răspuns pentru inventarul IAT, restul conţinând pe lângă protocoalele pentru inventarul

IAT şi protocoale de răspuns pentru unul sau altul dintre celelalte două instrumente

administrate (STAI Y-2 sau STAI Y-1-6). Dintre toţi cei 333 de subiecţi, 21 nu au

înapoiat formularul cu răspunsurile la IAT. STAI-T a fost completat de 71 dintre

subiecţi, în timpul orelor obişnuite de curs. De asemenea, un număr de 141 dintre

subiecţi au completat STAI Y-1-6 în condiţiile activităţilor instructive normale. Un

număr de 71 de studenţi au completat STAI Y-1-6 în condiţia stare de anxietate

ipotetică (aceşti studenţi au avut de evaluat modul în care s-ar simţi imediat înainte de

a susţine un examen final important), iar 122 în condiţia stare de anxietate în situaţie

propriu-zisă de testare (acestora li s-a cerut să răspundă la STAI Y-1-6 imediat înainte

de a se începe un examen parţial la una dintre disciplinele importante). Scorurile pe

care subiecţii din ultima condiţie le-au obţinut la STAI Y-1-6 au fost comparate cu

scorurile pe care aceeaşi subiecţi le-au obţinut la acelaşi instrument care a fost

completat în timpul orelor obişnuite de curs, la o zi după susţinerea examenului parţial.

Repartiţia subiecţilor după variabila sex a fost următoarea: 74 % - de sex feminin, 25 %

- de sex masculin şi 1 % - nu au indicat. Dintre subiecţi, 37 % au fost studenţi cazaţi în

campusul universităţii (interni), iar 63 % - studenţi externi 35

.

Studenţii din întreg lotul experimental au avut vârste cuprinse între 19 şi 80 de

ani (m = 32.2 ani, mediana = 29 ani, s = 11.06 ani), fără diferenţe semnificative între

cei de sex feminin şi cei de sex masculin. Studenţii externi au fost mai în vârstă (m =

36.21 ani, s = 10.66 ani) decât cei interni (m = 25.46 ani, s = 8.08 ani) (t 321 = 91, p <

0.001.).

2.7.3. Rezultate

SELECŢIA PRELIMINARĂ A ITEMILOR. Primul pas, în construirea unei

versiuni scurte, a constat în selecţia mai multor subansambluri de itemi, din varianta

lungă a Inventarului pentru evaluarea anxietăţii faţă de testare. Metoda la care au

apelat a constat în calculul şi compararea valorilor corelaţiilor între scorurile la câte un

34

Este vorba despre STAI-S-6. Acest instrument a fost propus de T. M. Marteau şi H. Bekker

(1992), într-un articol publicat în British Journal of Clinical Psychology (nr. 31), cu titlul: The

development of a six-item short form of the state scale of the Spielberger State-Trait Anxiety

Inventory (STAI). 35

Persoane mai în vârstă care îşi făceau studiile universitare în acelaşi timp cu exercitarea unei

ocupaţii fulltime sau cu îndeplinirea unor sarcini domestice (de exemplu, creşterea copiilor).

Studiile desfăşurate în acest regim sunt cunoscute ca part-time/home-based university studies.

98


item şi scorurile la ansamblul format din restul de itemi, precum şi în calculul şi

compararea valorilor corelaţiilor între scorurile la formele scurte, cu 4, 5, 6, 8.... itemi

şi scorurile la ansamblurile formate din restul itemilor (de exemplu, corelaţiile între

scorurile la subansamblul format din patru itemi şi scorurile la ansamblul format din

restul de 16 itemi ai inventarului). Tabelul 13 prezintă valorile corelaţiilor între

scorurile la fiecare dintre itemii inventarului IAT, respectiv scorurile pentru

ansamblurile formate din restul itemilor (apud Deane şi Taylor, 2002).

În afară de cele două criterii menţionate mai sus, autorii par să fi făcut selecţia

itemilor, în seturi mai scurte, astfel încât să reproducă şi proporţiile în ceea ce priveşte

numărul de itemi care cotează pentru fiecare dintre cele două scale, ca şi pentru scorul

total, aşa cum rezultă acestea, dacă ne raportăm la întregul inventar 36

. Cei doi autori îi

citează pe Marteau şi Bekker (1992), care, aşa cum am văzut mai sus, s-au ocupat de

experimentarea unei versiuni scurte a inventarului STAI Y-1 şi potrivit cărora decizia

privind selectarea cele mai acceptabile dintre posibilele versiuni scurte ale unui

instrument depinde de gradul în care acestea se comportă într-o manieră similară cu

versiunea lungă, precum şi de comparabilitatea valorilor fidelităţii şi validităţii cu cele

obţinute pentru versiunea lungă.

Pe baza celor trei criterii, autorii au reţinut cinci combinaţii alcătuite din patru,

cinci, şase, opt, respectiv zece itemi din inventarul IAT. Corelaţiile între scorurile la

fiecare dintre cele cinci versiuni scurte şi scorurile la versiunea lungă a inventatului

IAT au avut valori cuprinse între 0.93 (pentru versiunea cu patru itemi) şi 0.96 (pentru

versiunea cu zece itemi). Datorită faptului că versiunile foarte scurte şi scurte (alcătuite

din patru, cinci, respectiv din şase itemi) au prezentat corelaţii situate peste 0.90 cu

scorurile la versiunea lungă, au fost reţinute pentru următorul pas.

Tabelul 13 a

Item Conţinut r iX

b Scala

1. În timpul testelor, am un sentiment de încredere şi sunt relaxat(ă). 0.56 -

2. În timpul examenelor, am un sentiment supărător de nelinişte. 0.62 Emotivitate

3. Gândurile la nota finală pe care o voi obţine mă împiedică să mă

concentrez în timpul testelor. 0.52 Îngrijorare

4. În timpul examenelor, mă blochez. 0.64 Îngrijorare

36

Dacă ne raportăm la întregul inventar, observăm că 1/5 din numărul total de itemi (4 din 20)

nu cotează pentru nici una dintre cele două scale (Îngrijorare, respectiv Emotivitate), iar 4/5 din

numărul total de itemi (16 din 20) cotează pentru una dintre cele două scale (câte 2/5 din

numărul total de itemi pentru fiecare scală în parte). Respectând aceste proporţii, rezultă că,

pentru o variantă scurtă alcătuită din cinci itemi, doi itemi trebuie să coteze pentru scala

Îngrijorare, doi itemi – pentru scala Emotivitate, iar un item pentru nici una dintre cele două

scale. Acest raţionament se verifică prin varianta scurtă pe care au selectat-o autorii (vezi

Tabelul 13).

99


5. În timpul examenelor, mă surprind gândindu-mă dacă voi ajunge

să termin vreodată şcoala. 0.45 Îngrijorare

6. Cu cât mă pregătesc mai mult pentru un test, cu atât devin mai

confuz (ă). 0.49 Îngrijorare

7. Gândul că voi obţine un rezultat slab mă împiedică să mă

concentrez în timpul testelor. 0.58 Îngrijorare

8. În timpul unui test important, sunt foarte nervos(oasă). 0.69 Emotivitate

9. Chiar şi atunci când sunt bine pregătit(ă) pentru un test, sunt foarte

agitat(ă). 0.64 Emotivitate

10. În timpul unui test, devin foarte neliniştit(ă), chiar înainte de a da foaia

cu răspunsuri. 0.51 Emotivitate

11. În timpul testelor, mă simt foarte încordat(ă). 0.72 Emotivitate

12. Mi-aş dori ca examenele să nu mă mai perturbe atât de mult. 0.73 -

13. În timpul testelor importante, mă simt atât de încordat(ă,) încât am

dureri de stomac. 0.58 -

14. În timpul testelor importante, mă gândesc numai la eşec. 0.71 Îngrijorare

15. În timpul unui test important, mă simt foarte panicat(ă). 0.78 Emotivitate

16. Îmi fac foarte multe griji înaintea unui examen important. 0.68 Emotivitate

17. În timpul testelor, mă surprind gândindu-mă la consecinţele

eşecului. 0.50 Îngrijorare

18. În timpul testelor importante, îmi simt inima bătând cu putere. 0.54 Emotivitate

19. După terminarea unui examen, încerc să nu-mi mai fac griji în

privinţa lui, dar nu pot. 0.53 -

20. În timpul examenelor, devin atât de agitat(ă), încât uit şi ceea

ce ştiu într-adevăr. 0.71 Îngrijorare

a Itemii tehnoredactaţi în caractere îngroşate fac parte din versiunea scurtă, reţinută în final.

De asemenea, au fost scrise cu cifre îngroşate primele zece corelaţii, care au înregistrat cele

mai mari valori. b r iX – corelaţia între item şi ansamblul format din restul de itemi

***

STUDIUL FIDELITĂŢII ŞI VALIDITĂŢII VERSIUNILOR SCURTE, CARE AU FOST

REŢINUTE ÎN PRIMA ETAPĂ. Cel de-al doilea pas, în selectarea unei versiuni scurte

optime a inventarului IAT, a constat în studiul fidelităţii şi validităţii celor trei versiuni

care au fost reţinute în prima etapă. Astfel, fidelitatea a fost evaluată prin calculul

consistenţei interne (coeficientul α-Cronbach), întrucât nu au existat date pentru

aplicarea metodei test-retest. Valorile obţinute au fost următoarele: 0.93 – pentru

versiunea lungă, cu 20 de itemi, 0.88 – pentru versiunea scurtă, cu şase itemi, 0.87 –

pentru versiunea cu cinci itemi, respectiv 0.84 – pentru versiunea cu patru itemi.

Validitatea a fost studiată sub aspectul validităţii concurente (corelaţia cu

scorurile la testul STAI Y-2 administrat în timpul orelor obişnuite de curs, respectiv

100


corelaţiile cu scorurile la STAI Y-1-6 care a fost administrat în trei condiţii diferite) şi

sub aspectul gradului în care scorurile la cele trei versiuni scurte au fost similare (ca

medie şi abatere standard) cu scorurile pe care subiecţii le-au obţinut la versiunea lungă

a inventarului 37

.

Pentru a face scorurile la fiecare dintre cele trei versiuni scurte comparabile cu

scorurile la versiunea lungă, precum şi cu scorurile la ansamblurile formate din restul

itemilor, autorii le-au ponderat (de exemplu, au multiplicat cu 4 scorurile la versiunea

alcătuită din cinci itemi). S-a utilizat testul t-Student pentru compararea mediilor a

două eşantioane perechi. Rezultatele sunt prezentate în Tabelul 14.

Media scorurilor pe care subiecţii le-au obţinut la versiunea scurtă alcătuită din

şase itemi a fost semnificativ mai ridicată decât media scorurilor pe care subiecţii le-au

obţinut la versiunea lungă, respectiv semnificativ mai scăzută decât media scorurilor la

ansamblul format din restul de 14 itemi. De asemenea, pentru versiunea scurtă cu patru

itemi, media scorurilor a fost semnificativ mai ridicată decât media înregistrată în cazul

versiunii lungi. Versiunea cu cinci itemi a fost singura în cazul căreia media scorurilor

nu a diferit semnificativ faţă de media scorurilor pentru versiunea lungă. Totuşi, media

scorurilor la această versiune a fost semnificativ mai scăzută decât media scorurilor la

ansamblul format din restul de 15 itemi. Această versiune a fost reţinută pentru

următoarele analize.

Tabelul 14

Versiune M s Diferenţe semnificative

lungă (20 itemi) 35.81 10.34 ** faţă de versiunea scurtă cu 4 itemi

scurtă (4 itemi) 37.04 14.67 -

ansamblul itemilor rămaşi

(16 itemi)

36.64 11.34 -

lungă (20 itemi) 35.81 10.34 -

scurtă (5 itemi) 35.47 13.77 -


(15 itemi)

36.95 11.38 * faţă de versiunea scurtă cu 5 itemi

lungă (20 itemi) 35.81 10.34 * faţă de versiunea scurtă cu 6 itemi

scurtă (6 itemi) 36.62 13.48 -


(14 itemi)

37.26 11.60 * faţă de versiunea scurtă cu 6 itemi

* p < 0.05; ** p < 0.01

37

Studiind cel de-al doilea aspect, autorii nu au făcut altceva decât să urmărească strategia pe

care au utilizat-o Marteau and Bekker (1992), în stabilirea versiunii scurte STAI Y-1-6 a

inventarului STAI Y-1.

101


Validitatea concurentă a versiunii scurte alcătuită din cinci itemi a fost studiată

prin corelarea scorurilor cu scorurile la versiunea lungă (20 itemi), cu scorurile la

ansamblul format din restul de 15 itemi, respectiv cu scorurile la STAI Y-2 şi la STAI

Y-1-6 (administrat în cele trei condiţii de care am vorbit mai sus). O parte dintre

corelaţiile obţinute sunt prezentate în Tabelul 15.

Tabelul 15

Instrumente/condiţii în care au fost

administrate

IAT –

versiune lungă

(20 itemi)

IAT –

versiune scurtă

(5 itemi)

IAT –

ansamblul

format din

restul de itemi

(15 itemi)

STAI Y-2 administrat în timpul orelor

obişnuite de curs (N = 71 subiecţi) 0.49 ** 0.39 ** 0.45 **

STAI Y-1-6 administrat în timpul orelor

obişnuite de curs (N = 141 subiecţi) 0.23 ** 0.17 0.27 *

STAI Y-1-6 administrat imediat înainte

de susţinerea unui parţial (stare de

anxietate într-o situaţie de testare

propriu-zisă) (N = 101 subiecţi)

0.55 ** 0.50 ** 0.55 **

STAI Y-1-6 administrat imediat înaintea

unui examen important (stare de

anxietate într-o situaţie ipotetică)

(N = 71 subiecţi)

0.67 ** 0.66 ** 0.69 **

* p < 0.05; ** p < 0.01

Datele pe care cei doi autori le-au obţinut au sugerat un pattern asemănător al

corelaţiilor între cele trei versiuni ale inventarului IAT. De asemenea, valorile

corelaţiilor între scorurile la inventarul IAT şi scorurile la STAI au fost comparabile cu

cele raportate de Spielberger (1980) în manualul inventarului TAI.

Pentru a calcula nivelul anxietăţii studenţilor în situaţia reală de testare, autorii

au mai utilizat un artificiu făcând diferenţa între scorurile la STAI Y-1-6 administrat

imediat înainte de susţinerea de către studenţi a unui examen parţial şi scorurile la

STAI Y-1-6 administrat la o zi după susţinerea examenului, în timpul orelor obişnuite

de curs. Scorurile reprezentate de aceste diferenţe au corelat semnificativ cu scorurile

la versiunea lungă a inventarului IAT (r = 0.48, p < 0.01), cu scorurile la versiunea

102


scurtă cu cinci itemi (r = 0.53, p < 0.01), respectiv cu scorurile la ansamblul reprezentat

de restul de 15 itemi (r = 0.47, p < 0.01).

Deane şi Taylor (2002) concluzionează că versiunea inventarului IAT alcătuită

din cinci itemi (IAT-5) a fost cea mai acceptabilă dintre toate versiunile scurte pe care

le-au experimentat, întrucât a reprodus proporţia itemilor alocaţi celor două scale

(Îngrijorare şi Emotivitate) din cadrul versiunii lungi, a produs scoruri asemănătoare

celor obţinute pentru veriunea lungă, a dovedit o consistenţă internă bună şi a corelat

semnificativ cu alte măsuri ale anxietăţii evaluată într-o situaţie de testare ipotetică,

respectiv în una reală. Pattern-ul corelaţiilor a fost asemănător cu cel obţinut pentru

versiunea lungă.

Autorii recomandă utilizarea versiunii scurte a inventarului IAT doar în situaţii

de cercetare în care este necesară măsurarea nivelului global al anxietăţii faţă de

testare, iar administrarea formei lungi a inventarului IAT ar fi prea costisitoare. Atunci

când este necesară diferenţierea între cele două dimensiuni (faţete) ale anxietăţii faţă de

testare (Îngrijorarea şi Emotivitatea), utilizarea versiunii lungi a inventarului IAT este

mai potrivită, întrucât măsurile legate de cele două dimensiuni ale anxietăţii faţă de

testare au o fidelitate mai ridicată.

103

Partea a doua

APLICAŢII. EXPERIMENTAREA

INVENTARULUI TAI

PE MAI MULTE LOTURI DE ELEVI ŞI

STUDENŢI ROMÂNI

3. SCOPUL ŞI OBIECTIVELE STUDIILOR PE CARE LE-

AM REALIZAT

Studiile de teren pe care le-am realizat au avut un caracter preponderent

metodologic. De altfel, întreaga carte prezintă are un caracter metodologic-aplicativ.

De peste un sfert de secol, Inventarul pentru evaluarea anxietăţii faţă de testare

(Test Anxiety Inventory/TAI – Spielberger, 1980) este foarte frecvent utilizat atât în

studiile empirice de teren, cât şi în practica evaluării în mediul şcolar/academic. C. D.

Spielberger, fost profesor la Universitatea South Florida, preşedinte al APA şi fondator

al Center for Research in Behavioral Medicine and Health Psychology este unul dintre

cei mai influenţi cercetători americani din domeniul psihologiei secolului al XX-lea.

Contribuţiile sale teoretice şi metodologice au rezonanţă internaţională, constituind un

reper pentru cercetătorii şi practicienii din toate colţurile lumii. Printre contribuţiile

sale teoretice, cea mai importantă este legată de rafinarea distincţiei dintre anxietatea

văzută ca stare şi anxietatea văzută ca trăsătură, propusă iniţial de R. B. Cattell şi

colaboratorii săi. Drintre contribuţiile sale metodologice, cea mai importantă este

elaborarea şi dezvoltarea (de-a lungul a peste 40 de ani de cercetări teoretice şi

empirice) a inventarului STAI, prin care a fost operaţionalizată şi testată empiric

distincţia dintre anxietatea-stare şi anxietatea-trăsătură.

În perioada 1970-1980, Spielberger a fost unul dintre cercetătorii de referinţă cu

preocupări legate de problema conceptualizării şi evaluării anxietăţii faţă de testare. În

colaborare cu N. P. Gonzalez, C. J. Taylor, E. D. Anton, G. R. Ross şi alţii, Spielberger

a dezvoltat un program de cercetare sistematic utilizând testul propus de I. G. Sarason

(Test Anxiety Scale/TAS) ca măsură pentru anxietatea faţă de situaţiile evaluative, iar

începând cu jumătatea anilor 1970, inventatrul TAI.

Se poate spune, fără nici o îndoială, că inventarul TAI reprezintă un reper, un

standard sau un cadru de lucru influent în domeniul cercetărilor teoretice şi aplicative

privitoare la conceptul de anxietate faţă de testare şi la domeniile înrudite – aşa cum

inventarul STAI este pentru domeniul cercetărilor în care conceptele anxietate-stare şi

anxietate-trăsătură constituie un nucleu explicativ sau pentru practica în psihologia

clinică şi în psihopatologie, iar inventarul NEO PI-R este pentru domeniul evaluării

personalităţii individului, privit în normalitatea funcţionării lui în viaţa de zi cu zi şi în

mediul profesional.

Deşi în literatura străină (mai ales cea de limbă engleză), anxietatea faţă de

testare a început să stea în atenţia cercetătorilor încă de la începutul secolului trecut, în

107


preocupările cercetătorilor din ţara noastră a pătruns relativ recent 38

şi nu pare

deocamdată să fi suscitat prea mult interes. Considerând terenul cercetării acestei topici

ca fiind arid, însă ca oferind potenţial de explorare, am iniţiat un program sistematic de

studiu teoretic, combinat cu aplicaţii de teren, prin care ne-am propus explorarea

potenţialului psihometric al inventarului TAI. Acest inventar a stat în atenţia noastră, în

cadrul studiilor de teren pe care le-am realizat pe parcursul programului doctoral şi la

care ne vom referi în următoarele cinci capitole.

În cadrul programului de studiu teoretic şi de aplicaţii de teren pe care l-am

realizat, ne-am propus traducerea inventarului TAI/Inventarul pentru evaluarea

anxietăţii faţă de testare (IAT) în limba română, asigurarea adecvării acestuia în

raport cu specificul limbii şi culturii noastre şi experimentarea versiunii de lucru în

limba română pe loturi de elevi şi de studenţi în diferite specializări universitare, în

vederea evaluării calităţilor psihometrice cerute oricărui instrument pentru a putea fi

considerat util în practica cercetării şi în cea a intervenţiei psihologice.

OBIECTIVELE pe care ni le-am propus au fost:

A. Achiziţionarea materialelor necesare traducerii în şi adaptării pentru limba

română, respectiv experimentării inventarului TAI. Ne referim la: manualul

inventarului, formularul cu itemi şi dispozitivul pentru răspunsuri, respectiv grila

de corecţie. Manualul (Preliminary Professional Manual/ediţia 1980) –

conţinând itemii, respectiv sistemul de scorare – şi un număr de 400 de foi de

răspuns au fost achiziţionate de la Editura Mind Garden, Inc. (SUA) 39

, sub

restricţia permission to use only for research. De asemenea, a fost obţinută din

partea editurii permisiunea de traducere în şi adaptare pentru limba română a

inventarului TAI, respectiv de administrare experimentală a acestuia.

B. Documentarea pe tema anxietăţii de testare. Din informaţiile de care am dispus,

am constatat raritatea, în literatura de specialitate românească, a lucrărilor pe

această temă.

C. Identificarea sau construirea unor instrumente care să fie aplicate simultan cu

versiunea în limba română a inventarului TAI, în vederea studierii validităţii de

construct a acesteia. Ne referim la instrumente care măsoară concepte

38

Singura referinţă pe care am identificat-o a fost lucrarea TAI. Anxietatea în situaţie de

examen. Corelaţia cu notele obţinute şi cu scorurile la WLCS, prezentată de A. Szekely şi A.

Dobrin în cadrul celei de-a patra ediţii a Conferinţei Naţionale de Psihologia Muncii şi

Organizaţională (2002). În această lucrare, cele două autoare au urmărit relaţia dintre nivelul

anxietăţii studenţilor care aveau de susţinut un examen şi notele obţinute de către aceştia în

urma evaluării. De asemenea, a fost urmărită relaţia dintre faţetele anxietăţii faţă de examen

(măsurată cu inventarul TAI) – factorii Emotivitate şi Îngrijorare şi locul controlului în rândul

studenţilor. Rezultatele au indicat o corelaţie negativă a nivelului anxietăţii faţă de examen cu

rezultatele obţinute de către studenţi în urma examenului, respectiv o corelaţie pozitivă între

locul controlului (externalitate) şi nivelul anxietăţii faţă de examen în rândul studenţilor. 39

A se vizita www.mindgarden.com.

108

http://www.mindgarden.com/


psihologice având semnificaţii înrudite cu cele ale anxietăţii faţă de testare sau la

concepte care au fost asociate acesteia, în studiile din literatura de specialitate.

D. Traducerea în şi adecvarea pentru limba română a instrucţiunilor de completare

şi a itemilor inventarului TAI. Stabilirea gradului de echivalenţă între versiunea

originală în limba engleză şi cea în limba română.

E. Administrarea versiunii în limba română (IAT) a inventarului TAI, precum şi a

celorlalte instrumente pe diverse loturi de elevi sau de studenţi. Precizăm că

inventarul TAI a fost construit cu scopul de a măsura anxietatea faţă de testare în

populaţia de elevi (de şcoală elementară şi de liceu), respectiv de studenţi

(Spielberger, 1980). Ca urmare, cercetările prezentate în manualul inventarului,

precum şi în celelalte referinţe, au fost realizate în marea lor majoritate pe loturi

din populaţiile de elevi, respectiv de studenţi.

F. Prelucrarea datelor utilizând strategii şi tehnici specifice statisticii descriptive şi

inferenţiale (univariată şi multivariată), respectiv strategiile la care au făcut apel

autorii care s-au ocupat de construcţia şi/sau de dezvoltarea inventarului TAI sau

care l-au utilizat în cercetările pe tema anxietăţii faţă de testare.

G. Analiza datelor din perspectiva reperelor normative oferite în literatura

metodologică pentru calităţile psihometrice ale unui instrument destinat evaluării

psihologice şi compararea acestora cu datele raportate în studiile străine

(tematice sau metodologice) care au utilizat inventarul TAI. În acest sens, ne-au

interesat în mod explicit:

caracteristicile distribuţiilor scorurilor totale, ale scorurilor la fiecare dintre

cele două scale ale inventarului TAI, precum şi ale scorurilor la itemi:

medii, mediane, abateri standard, asimetrie, boltire;

capacitatea de discriminare a/sensibilitatea inventarului;

comparaţiile scorurilor în funcţie de variabilele: sex, vârstă, clasă

şcolară/an de studiu şi specializare;

fidelitatea inventarului în ansamblu, precum şi a celor două scale:

consistenţa internă, fidelitatea test-retest (coeficientul de încredere în

scoruri, stabilitatea nivelului anxietăţii faţă de testare), fidelitatea prin

metoda înjumătăţirii;

structura factorială a inventarului: corelaţiile item-remainder, matricea

corelaţiilor interitemi, analiza factorială exploratorie (atât pe

loturile/eşantioanele de elevi sau de studenţi în ansamblul lor, cât şi pentru

subiecţii de fiecare sex);

validitatea de conţinut a itemilor şi validitatea de construct a inventarului

şi a celor două scale: corelaţiile cu alte măsuri ale anxietăţii faţă de testare

sau faţă de realizarea academică; corelaţiile cu anxietatea privită ca

dispoziţie sau ca trăsătură; corelaţiile cu alte variabile ale funcţionării

cognitive şi emoţionale a elevilor şi a studenţilor: locul controlului, auto-

eficienţa percepută, predispoziţia generală către îngrijorare, stima de sine,

109


percepţia cu privire la competenţele în domeniul şcolar, trăsăturile de

personalitate, deprinderile şi obişnuinţele legate de învăţare şi de

pregătirea pentru teste/examene, strategiile (stilurile) de adaptare la situaţii

stresante, etc.;

validitatea de criteriu: corelaţiile şi analiza de regresie, luând drept criterii

performanţele la diverse măsuri ale funcţionării cognitiv-intelectuale,

respectiv performanţele şcolare sau academice.

H. Experimentarea unei versiuni scurte a formei în limba română a inventarului

TAI, pe care o considerăm utilă pentru demersurile de cercetare, în care este

necesară strângerea unui cumul mare de măsuri, iar timpul de lucru cu subiecţii

este limitat din diverse motive, ca şi pentru practica evaluării şi intervenţiei în

populaţia şcolară/academică.

I. Elaborarea şi experimentarea unei versiuni paralele în limba română a

inventarului TAI care să amelioreze neajunsurile versiunii iniţiale. Pentru

realizarea acestui obiectiv, am inventariat conţinutul scalelor şi al chestionarelor

deja existente, am integrat rezultatele studiilor psihometrice pe care le-am

întreprins utilizând versiunea în limba română şi am propus itemi noi. Noul

ansamblu de itemi a fost administrat experimental pe un lot extins de elevi de

liceu (în vederea evaluării structurii factoriale), apoi contravalidat pe un alt lot de

elevi de liceu.

***

Individualizând contribuţia pe care anxietatea faţă de teste (examene), resimţită

de către mulţi dintre elevi sau studenţi (dar şi de către mulţi adulţi care au de susţinut

diverse examene) o are în obţinerea unui nivel slab al performanţelor şcolare,

academice sau profesionale 40

, pot fi elaborate şi experimentate programe de formare

şi/sau dezvoltare a competenţelor necesare adaptării cât mai optimă din punct de

vedere cognitiv şi emoţional la situaţiile de examinare (testare).

Utilitatea programelor de intervenţie în populaţia şcolară/academică, în vederea

reducerii prevalenţei anxietăţii faţă de teste şi examene şi/sau prevenirii creşterii

acesteia, se va regăsi mai ales în rândul elevilor şi al studenţilor care, deşi sunt buni şi

au potanţial, întâmpină dificultăţi în procesul de pregătire pentru examenele pe care le

au de susţinut sau în momentele în care se confruntă efectiv cu aceste examene,

înregistrând performanţe şcolare/academice slabe (situate sub potenţialul lor real).

Aşadar, am pornit de la premisa că, pentru cercetătorii români din domeniul

psihologiei (din cadrul universitar sau din institutele specializate), ca şi pentru

practicieni, inventarul TAI/IAT poate fi un instrument valid, cu o fidelitate ridicată,

economicos şi standardizat utilizabil în diverse proiecte de cercetare şi de intervenţie,

40

Desigur, această contribuţie trebuie ealuată în conjuncţie cu rolul jucat de celelalte variabile

care au fost luate în calcul, în explicarea diferenţelor individuale în ceea ce priveşte

performanţele şcolare sau academice.

110


mai ales în cele destinate controlului în populaţia şcolară sau în cea academică a

prevalenţei simptomelor specifice anxietăţii faţă de evaluare (examene, teste,

concursuri şcolare) sau faţă de şcoală, în general. Pe de altă parte, pentru practicienii

români (psihologi sau consilieri şcolari, psihologi clinicieni, terapeuţi), IAT poate fi un

instrument util care să permită evaluarea precisă a nivelului simptomelor specifice

anxietăţii faţă de teste şi examene resimţite de către o persoană, înaintea iniţierii unei

scheme de intervenţie în vederea reducerii acestora.

Iată de ce am considerat necesară şi binevenită traducerea, adaptarea şi

experimentarea inventarului TAI. Deoarece preocupările autorilor români vis-à-vis de

anxietatea faţă de testare şi de instrumentele deja existente prin care aceasta poate fi

evaluată erau aproape inexistente, am sperat ca, prin studiile noastre, să stimulăm

interesul pentru această topică.

111

4. ADAPTAREA PENTRU LIMBA ROMÂNĂ A

INVENTARULUI TAI

Una dintre condiţiile sine qua non ale traducerii şi asigurării echivalenţei între

un test creat iniţial pentru o altă limbă şi cultură, respectiv versiunea sa pentru o limbă

străină este traducerea adecvată a itemilor, astfel încât forma rezultată să ţină cont atât

de conţinutul şi de semnificaţia iniţială a itemilor (de exemplu, trebuie evitată alterarea

prin traducere a înţelesului itemilor, astfel încât aceştia să nu mai coteze pentru factorii

sau pentru dimensiunile pentru care au fost proiectaţi), cât şi de specificul cultural şi de

expresivitatea limbii ţării în care este adaptat testul.

Dificultăţile legate de transferul lingvistic într-o altă limbă şi cultură a unui test

ţin mai ales de deformarea înţelesului itemilor (de exemplu, printr-o traducere

subiectivă sau incorectă) care se va reflecta în semnificaţia răspunsurilor subiecţilor,

implicit în datele legate de calităţile psihometrice ale itemilor şi ale testului în

ansamblul său. Traducerea itemilor trebuie să conducă la forme care să fie înţelese la

fel de către toţi repondenţii din noua cultură.

Van de Vijver şi Hambleton (1996) arată că gradul de adecvare a traducerii şi a

adaptării unui test pentru o nouă limbă şi pentru cultura aferentă acesteia poate fi

influenţat, în principal, de trei tipuri de erori: eroarea de construct (de exemplu,

conceptul de anxietate este adesea înţeles în mod diferit de către psihologii români faţă

de cei americani, iar acest lucru se va reflecta în traducerea şi în adecvarea itemilor

unei scale sau ai unui inventar destinat evaluării anxietăţii), eroarea de metodă

(administrarea testului în noua limbă şi cultură poate pune o serie de probleme

specifice 41

) şi eroarea de item (de exemplu, traducerea superficială şi/sau neadecvată

pentru noua limbă şi cultură a itemilor testului).

Toate aceste erori pot fi preîntâmpinate, asigurându-se echivalenţa dintre forma

testului pentru noua limbă şi cultură şi forma originală, dacă se acordă o atenţie sporită

etapei de traducere şi de adaptare a testului. În demersul nostru, ne-am ghidat

permanent după acest principiu, fiind conştienţi că problema adecvării conţinutului

itemilor inventarului TAI pentru limba şi cultura română este cu atât mai sensibilă cu

cât avem de-a face cu un test care măsoară un pattern de conduită (o trăsătură care se

manifestă specific în situaţiile evaluative) şi nu un factor cognitiv (de exemplu,

41

De exemplu, românii au fost (şi poate încă mai sunt) mai puţin obişnuiţi decât americanii să

completeze diverse teste de aptitudini, cunoştinţe sau de personalitate, atunci când îşi depuneau

candidatura pentru angajarea pe un post. Pe de altă parte, instrucţiunile în noua limbă ale unui

test trebuie sã fie foarte explicite (chiar dacă acest lucru presupune îmbogăţirea consemnului

din versiunea originală), pentru a nu afecta negativ validitatea răspunsurilor subiecţilor şi, prin

aceasta, pe cea a rezultatelor.

113


raţionamentul abstract sau cel numeric), în cazul căruia itemii s-ar fi putut prezenta sub

forma unor figuri construite după o anumită logică sau a unor şiruri de numere,

neimplicând prea multe dificultăţi de traducere.

În cadrul demersului de traducere în şi de adaptare pentru limba română a

inventarului TAI, am pornit de la premisa că păstrarea pentru versiunea în limba

română a proprietăţilor psihometrice necesare oricărui test, pentru a fi util în cercetare

sau în aplicaţiile practice, va fi una dintre expresiile reuşitei traducerii şi adaptării

versiunii originale din limba engleză.

4.1. Etape ale adaptării pentru limba română a inventarului TAI

Demersul de traducere şi de adaptare a inventarului TAI pentru limba română a

implicat mai multe etape. Într-o primă etapă, doi traducători 42

au tradus independent

versiunea originală în limba engleză a inventarul TAI, rezultând două versiuni în limba

română. Acestea au fost comparate în ceea ce priveşte conservarea unor termeni-cheie

din conţinutul itemilor şi din instrucţiunile de completare, precum şi în ceea ce priveşte

fluiditatea topicii itemilor traduşi în limba română.

În stabilirea unei prime versiuni de lucru pe care am denumit-o IAT (Inventarul

pentru evaluarea anxietăţii faţă de testare), am ţinut cont de următoarele criterii:

A. traducerea instrucţiunilor, cu păstrarea tuturor elementelor esenţiale pentru

înţelegerea modalităţii de completare a inventarului; în acest sens, am acordat o

atenţie specială adecvării pentru limba română a celor patru variante de răspuns

(1 = almost never, 2 = sometimes, 3 = often şi 4 = almost always), pe care le-am

tradus prin: A = aproape niciodată, B = câteodată, C = deseori, respectiv D =

aproape întotdeauna;

B. traducerea adecvată a termenilor-cheie din conţinutul itemilor, dat fiind faptul că,

în formulările multor itemi din varianta originală, se regăseau termeni a căror

semnificaţii prezentate în dicţionarul englez-român erau adesea foarte apropiate,

considerate ca fiind sinonime 43

; în acest sens, am căutat să asigurăm o

diferenţiere a conţinutului itemilor, fără a altera semnificaţiile din versiunea

42

Este vorba despre autorul acestei teze şi despre un traducător atestat, care activa în cadrul

unui cabinet de traduceri autorizat. 43

De exemplu, în Dicţionarul englez-român elaborat de L. Leviţchi şi A. Bantaş (1997),

termenul tense este prezentat cu următoarele sensuri de bază: I. adj 1. încordat, întins, ţeapăn; 2.

fig iritat, agitat, încordat, aflat sub tensiune. Termenul nervous are următoarele sensuri de bază:

I. adj 1. nervos, agitat. Termenul jittery care se pare că este mai rar utilizat în limba engleză

bvorbită are ca prim sens de dicţionar cu draci/nervi, nervos. În fine, termenul uneasy are

următoarele sensuri de dicţionar: b adj 1. neliniştit, tulburat; 2. speriat, agitat.

114


originală în limba engleză şi fără a schimba factorul (dimensiunea sau faţeta

anxietăţii faţă de testare) pentru care un item sau un altul cota 44

;

C. măsura în care topica enunţurilor s-a apropiat de cea din versiunea originală, dar

a conservat şi expresivitatea caracteristică limbii române;

D. măsura în care fiecare item şi-a păstrat formularea în sensul scalei de răspuns 45

.

Versiunea de lucru în limba română a fost retradusă în limba engleză de către alţi

doi traducători independenţi. Unul dintre cei doi traducători a fost o persoană de

cetăţenie română, emigrată în SUA de mai bine de nouă ani şi având studii universitare

şi postuniversitare efectuate acolo, iar celălalt un traducător profesionist atestat şi care

activa în cadrul unui laborator de specialitate din Iaşi. Nici unul dintre cei doi

traducători nu a dispus de versiunea originală în limba engleză a inventarului şi nu era

specialist în domeniul psihologiei.

Retroversiunile au fost comparate atât între ele, cât şi fiecare cu versiunea

originală din limba engleză, pentru a se stabili gradul de concordanţă. În evaluarea

gradului de concordanţă între cele două retroversiuni (ca şi între fiecare dintre acestea

şi versiunea originală, în limba engleză), am ţinut cont, în primul rând, de măsura în

care acestea au utilizat aceiaşi termeni-cheie, pornind de la versiunea de lucru în limba

română 46

.

Pentru prima dintre retroversiuni, am constatat că, în cazul a 11 dintre cei 20 de

itemi, traducătorul utilizase termenii-cheie din versiunea originală. Pentru cea de-a

doua dintre retroversiuni (a se vedea Anexa E, itemii: 1, 2, 6, 9, 10, 11, 13, 15, 17, 18,

19 şi 20), 12 dintre cei 20 de itemi au conservat termenii-cheie din versiunea originală

în limba engleză.

Comparând cele două retroversiuni, am constatat că, în cazul itemilor 1 (,,During

exams/tests I feel confident and I am relaxed”), 5 (,,During exams/tests I find myself

thinking if I’ll ever finish the school”), 8 (,,During an important exam/test I am very

44

Readucem aminte că 8 dintre cei 20 de itemi ai inventarului TAI/IAT (itemii: 3-7, 14, 17 şi

20) cotează pentru factorul Îngrijorare (engl. Worry), iar alţii 8 (itemii: 2, 8-11, 15, 16 şi 18) –

pentru factorul Emotivitate (engl. Emotionality). Aşa cum a rezultat cel puţin din datele

prezentate de către C. D. Spielberger, în manualul inventarului TAI, itemii 1, 12, 13 şi 19 nu au

prezentat saturaţii consistente în nici unul dintre cei doi factori, motiv pentru care trebuie luaţi

în considerare doar în calculul scorului total la inventar. 45 Pentru primul item (,,În timpul testelor, am un sentiment de încredere şi sunt relaxat/-ă”,

alegerea variantei aproape niciodatã indică un nivel ridicat al anxietăţii faţă de testare

scorându-se cu 4 puncte, iar alegerea variantei aproape întotdeauna indică un nivel scăzut al

anxietăţii faţă de testare şi se scorează cu un punct. Pentru itemii 2-20, alegerea variantei

aproape niciodată indică un nivel scăzut al anxietăţii faţă de teastare şi se scorează cu un punct,

iar alegerea variantei aproape întotdeauna indică un nivel ridicat al anxietăţii faţă de testare şi

se scorează cu 4 puncte. 46

Este vorba atât de adjectivele şi adverbele care descriu stări emoţionale şi cognitive, precum

confident, relaxed, uneasy, tense, nervous, jittery, panicky, confused, cât şi de prepoziţiile care

sugerează momentul în care aceste reacţii se manifestă în raport cu situaţia de examinare,

precum: on, while, during, after, before.

115


nervous”) şi 11 (,,During exams/tests I feel very tense”), echivalenţele în limba engleză

stabilite de către traducători erau identice.

Pentru itemii 6 (,,The more I prepare for an exam/test the more confused I get”/,,

The more I prepare for an exam/test the more confused I become”), 9 (,,Even when I

am well prepared for an exam/test, I am very fretful”/,,Even when I’m well prepared

for an exam/test, I am very nervous”), 12 13 (,,During important exams/tests I feel so

tense that my stomach aches”/,,During important exams/tests I feel so tense that I get

stomach pains”), 14 (,,During important exams/tests I’m thinking only of

failure”/,,During important exams/tests I only think of failure”), 15 (,,During an

important exam/test I am very panicked”/,,During an important exam/test I feel very

panicky”), 17 (,,During exams/tests, I find myself thinking about the consequences of

failure”/,,During important exams/tests I find myself thinking at the consequences of

failure”), 18 (,,During important exams/tests I feel my heart beating very fast”/,,During

important exams/tests I feel my heart beating fast”), 19 (,,After an exam/test, I try not

to worry about it, but I can’t”/,,After an exam/test is over I try to stop worrying about

it, but I can’t”) şi 20 (,,During exams/tests I become so nervous that I forget even what

I really know”/,,During important exams/tests I become so nervous that I forget even

facts I really mastered”), echivalenţele în limba engleză stabilite de către cei doi

traducători au fost foarte apropiate.

În cazul itemilor 3 (,,Thinking about my final grade makes me unable to

concentrate during exams/tests”/,,Thoughts about my final grade prevent me from

concentrating during exams/tests”), 7 (,,The thought that I’ll obtain a poor result

makes me unable to concentrate during exams/tests”/,,The thought of a bad result

prevent me from concentrating during exams/tests”), 10 (,,During an exam/test, I

become very nervous just before getting back the answers sheet”/,,During an exam/test

I start feeling very uneasy just before getting the answers sheet back”) şi 16 (,,I worry

a great deal before an important exam/test”/,,I experience a lot of worries before

taking an important exam/test”), echivalenţele în limba engleză stabilite de către

traducători au fost destul de asemănătoare, diferenţele fiind legate de utilizarea unor

termeni în plus, în cazul uneia dintre retroversiuni faţă de cealaltă sau invers, respectiv

de utilizarea unor termeni sau expresii sinonime.

În fine, în cazul itemilor 2 (,,During exams/tests I feel anxious”/,,During

tests/exams I have an upset feeling of uneasiness”) şi 4 (,,During important exams/tests

I freeze up”/,,During important exams/tests my mind goes blank”) au existat anumite

diferenţe între cele două retroversiuni. Astfel, dacă în cazul itemului 2, cea de-a doua

dintre retroversiuni s-a apropiat mai mult de varianta originală în limba engleză

(,,During tests/exams I have an upset feeling of uneasiness” faţă de itemul din

versiunea originală: ,,While taking examinations I have an uneasy, upset feeling”), în

116


cazul itemului 4, prima dintre retroversiuni a conservat termenul to freeze up 47

(,,During important exams/tests I freeze up” faţă de itemul din versiunea originală: ,,I

freeze up on important exams”).

De notat că în niciuna dintre cele două retroversiuni nu a fost utilizat termenul

jittery, în traducerea itemului 8 (în versiunea originală în limba engleză: ,,I feel very

jittery when taking an important test”). Astfel, ambii traducători au echivalat itemul din

versiunea de lucru în limba română (,,În timpul unui examen/test important, sunt foarte

nervos/-oasă”) cu ,,During an important exam/test I am very nervous”.

De asemenea, niciuna dintre cele două retroversiuni nu s-a apropiat de versiunea

originală în limba engleză, în ceea ce priveşte conţinutul itemului 14 (,,I seem to defeat

myself while working on important tests”). În cazul acestui item, echivalenţele în limba

engleză stabilite de către cei doi traducători (pornind de la versiunea de lucru în limba

română) au fost foarte apropiate între ele, dar diferite de forma itemului din versiunea

originală: ,,During important exams/tests I’m thinking only of failure” – pentru prima

dintre retroversiuni, respectiv ,,During important exams/tests I only think of failure” –

pentru cea de-a doua.

Observaţiile şi constatările pe care le-am realizat, în etapa de comparare a celor

două retroversiuni în limba engleză, ne-au condus la concluzia acceptabilităţii versiunii

de lucru în limba română. Conţinutul itemilor celor două versiuni finale în limba

română este exact acelaşi, cu excepţia termenului şcoală (itemul 5 din versiunea pentru

elevi) care, în versiunea pentru studenţi, a fost înlocuit cu termenul studii, pentru a

asigura o mai bună validitate aparentă a itemului. Instrucţiunile de completare conţin

aceleaşi elemente-cheie, însă termenii utilizaţi au fost adaptaţi în funcţie de specificul

populaţiei pe care urma să experimentăm versiunea în limba română a inventarului.

O altă secţiune a inventarului, căreia i-am acordat o importanţă deosebită, în

demersul de traducere şi de adaptare, a fost reprezentată de instrucţiunile necesare

completării. Astfel, în varianta originală în limba engleză, instrucţiunile sunt mai

simplificate faţă de cele din versiunea finală în limba română pe care am utilizat-o în

studiile noastre (a se vedea Caseta 1, Capitolul 2). Acestea includ doar faptul că este

vorba de un număr de afirmaţii, pe care oamenii le utilizează pentru a se descrie pe ei

înşişi, subiectul trebuind să citească fiecare afirmaţie şi să încercuiască numărul

47

La bază, termenul to freeze are următoarele sensuri de dicţionar: I. vt 1. a îngheţa; a solidifica

prin frig; a preface în gheaţă; 2. a îngheţa; a congela; 3. a îngleţa; a face să îngheţe de frig pe

cineva; 4. ec a îngheţa, a stabiliza preţurile II. vi 1. a îngheţa; a da îngheţul; 2. a îngheţa; a se

preface în gheaţă; 3. a îngheţa; a se congela; 4. a îngheţa; a degera; a-i fi foarte frig. III. s 1.

îngheţ; ger 2. ec îngheţare, stabilizare a preţurilor (Leviţchi şi Bantaş, 1997). În versiunea

originală a inventarului TAI, itemul 4 cotează pentru factorul Îngrijorare (W - Worry). Într-o

traducere ad-literam a itemului, am fi avut: ,,În timpul examenelor importante, îmi îngheaţă

creierul”, ceea ce ar fi fost inacceptabil. De aceea, apropiind sensurile termenului (to) freeze de

semnificaţia dimensiunii legată de anxietatea faţă de testare pentru care cotează itemul 4 în care

apare acest termen (vezi Capitolul 1, subcapitolul 1.2.3.), cea mai adecvată traducere în limba

română a itemului ni s-a părut a fi ,,În timpul examenelor/testelor importante, mă blochez”.

117


corespunzător din partea dreaptă a afirmaţiei care indică cum se simte în general.

Instrucţiunile mai includ variantele de răspuns, dintre care subiectul poate alege pe cea

care descrie cel mai bine modul în care este propria persoană. De asemenea, se arată că

nu există răspunsuri <<corecte>> sau <<greşite>> şi că subiecţii nu trebuie să aloce prea

mult timp unei afirmaţii, ci doar să ofere răspunsul care descrie cel mai bine modul în

care se simte în general. Subiectului i se cere să răspundă la fiecare afirmaţie.

Faţă de conţinutul trecut în revistă mai sus, am adăugat că inventarul se referă la

reacţiile pe care subiectul însuşi (elevul) le poate avea în situaţiile în care este testat la

şcoală, în ceea ce priveşte cunoştinţele pe care le are la unul sau la altul dintre obiectele

de studiu (lucrare de control, teză, olimpiadă, etc.)/pe care le au studenţii în situaţii în

care sunt testaţi sau examinaţi în mediul academic. În cadrul versiunii de lucru pe care

am utilizat-o în studiile efectuate pe loturi de studenţi, a fost adăugat faptul că:

,,Situaţiile de acest gen presupun evaluarea (expunere de subiecte sau prin teste grilă)

a abilităţilor şi/sau cunoştinţelor la diverse discipline (teoretice sau practice), propuse

în planurile de învăţământ universitare”. De asemenea, am adăugat că inventarul se

referă la o serie de afirmaţii pe care elevii/studenţii le folosesc în mod obişnuit, pentru

a descrie ceea ce gândesc şi simt înaintea, în timpul sau după o situaţie de

examinare/testare (la şcoală/în timpul sesiunilor sau al unui semestru).

În ambele versiuni finale în limba română ale inventarului, subiectul (elev sau

student) este invitat să citească cu atenţie fiecare afirmaţie şi să menţioneze cât de

frecvent resimte personal trăirile sau gândurile enunţate. Subiectului i se precizează că,

pentru a răspunde, trebuie să încercuiască sau să bifeze cu un ,,X” litera

corespunzătoare uneia dintre următoarele patru variante de răspuns: A – aproape

niciodată, B – câteodată, C – deseori şi D – aproape întotdeauna.

În traducerea şi în adaptarea itemilor inventarului TAI, au fost utilizate, mai ales

în etapa de definitivare a versiunii de lucru în limba română, o serie de lucrări, dintre

care enumerăm: A. Bantaş şi M. Rădulescu (1993). False friends/Capcanele limbii

engleze. Bucureşti: Editura Teora; L. Leviţchi şi A. Bantaş, A. (1997). Dicţionar

englez-român. Bucureşti: Editura Teora; A. Niculescu, L. Pamfil-Teodoreanu, I. Preda

şi M. Tatos (1982). Dicţionar frazeologic englez-român. Bucureşti: Editura Ştiinţifică

şi Enciclopedică; L. Seche, M. Seche şi I. Preda (1998). Dicţionar de sinonime.

Bucureşti: EdituraVox; A. Reber (1985). Dictionary of Psychology. London: Penguin

Books; R. Doron şi Fr. Parot (1999). Dicţionar de psihologie (trad). Bucureşti: Editura

Humanitas.

4.2. Studiul echivalenţei transliterale între versiunea originală în limba engleză şi

versiunea în limba română a inventarului TAI

Prin acest studiu, am urmărit testarea echivalenţei versiunilor în limba engleză

şi în limba română ale inventarului TAI. Design-ul, procedura şi prelucrările cantitative

118


au fost inspirate de un studiu similar, realizat de N. Öner şi D. A. Kaymak (1987)

pentru versiunea în limba turcă a inventarului TAI.

Ipoteza de la care am pornit a fost că, în cazul în care traducerea în şi adaptarea

pentru limba română a inventarului TAI au fost bine realizate, subiecţii bilingvi dintr-

un lot de elevi vor obţine scoruri similare la versiunile în limba engleză, respectiv în

limba română ale inventarului TAI.

Similaritatea scorurilor a fost interpretată ca expresia echivalenţei (transliterale)

între versiunea în limba română a inventarului TAI şi versiunea originală în limba

engleză, adică ca expresia unui rezultat bun al efortului de traducere şi de adaptare a

inventarului. Mai exact spus, ne-am aşteptat să nu existe diferenţe semnificative din

punct de vedere statistic între mediile 48

înregistrate de un lot de elevi bilingvi la

versiunea în limba română a inventarului TAI şi mediile înregistrate de acelaşi lot de

elevi la versiunea originală în limba engleză.

De asemenea, ne-am aşteptat la corelaţii cu valori (foarte) ridicate şi

semnificative din punct de vedere statistic între scorurile elevilor bilingvi la versiunile

în limba engleză şi română ale inventarului TAI.

În studiul pe care l-au efectuat, Öner şi Kaymak (1987) au administrat patru

forme (versiuni) ale inventarului TAI unui număr de 164 de elevi de liceu (seniori) şi

studenţi turci (66 de sex masculin şi 98 de sex feminin), din cadrul a două instituţii de

învăţământ din Istanbul în care predarea se făcea în limba engleză. În cazul elevilor,

media de vârstă a fost egală cu 18 ani, iar pentru studenţi cu 21 de ani.

Toţi subiecţii erau bilingvi, având competenţe bune sau foarte bune atât pentru

vorbirea (înţelegerea şi exprimarea), cât şi pentru scrierea în limbile turcă şi engleză.

Astfel, fiecare dintre elevii din lotul experimental avea cel puţin 8 ani de studiu al

limbii engleze. În cazul studenţilor, nivelul competenţelor pentru limba engleză a fost

mai variat: unii studiaseră limba engleză în şcoala secundară şi în liceu; alţii urmaseră,

după admiterea în facultate, un an pregătitor de limbă engleză în regim intensiv.

Öner şi Kaymak (1987) au administrat, în cadrul a patru condiţii experimentale

diferite, următoarele forme (versiuni) ale inventarului TAI: 1) Forma A – versiunea

originală în limba engleză a inventarului TAI; 2) Forma B – versiunea tradusă în şi

adaptată pentru limba turcă a inventarului TAI; 3) Forma C – o versiune bilingvă

mixată a inventarului TAI; în cadrul acesteia, jumătate dintre itemi (aleşi la întâmplare)

au fost preluaţi din versiunea originală în limba engleză, iar itemii din cealaltă jumătate

au fost redactaţi în limba turcă; 4) Forma D – o a doua versiune bilingvă mixată a

inventarului TAI; în cadrul acesteia, itemii din versiunea C redactaţi în limba engleză

au fost transformaţi în limba turcă şi invers.

Design-ul studiului realizat de către cei doi autori a utilizat tehnica

contrabalansării. A fost controlată ordinea administrării versiunilor în limba engleză,

48

Este vorba atât despre mediile la cele două scale ale inventarului (Îngrijorare şi Emotivitate),

cât şi despre media scorurilor totale la inventar.

119


în limba turcă, respectiv a versiunilor mixate (C şi D) ale inventarului TAI, după

schema prezentată în Tabelul 16. Fiecare dintre cele patru grupuri de elevi şi de

studenţi bilingvi au completat câte două forme (versiuni), dintre cele patru ale

inventarului TAI. Pentru fiecare dintre cele patru condiţii experimentale, sesiunile de

testare au avut loc la un interval de două săptămâni 49

.

Tabelul 16

Grup/condiţie

experimental(ă) N

Forme (versiuni) administrate

Test Retest

I 41 A

interval de

două săptămâni

B

II 42 B A

III 40 C D

IV 41 D C

Datele au fost analizate utilizându-se analiza de varianţă, testul t-Student pentru

măsuri repetate (grupuri perechi), respectiv coeficientul de corelaţie Pearson. Datele

analizei de varianţă au indicat o diferenţă nesemnificativă din punct de vedere statistic

între mediile scorurilor totale la cele patru forme ale inventarul TAI pe care elevii şi

studenţii bilingvi din cele patru condiţii experimentale le-au obţinut [F (3, 156) = 1.35;

p > 0.05]. De asemenea, diferenţele între mediile pe care elevii şi studenţii le-au

înregistrat la cele patru forme (versiuni) ale inventarului TAI au fost nesemnificative

din punct de vedere statistic: F (3, 156) = 1.31; p > 0.05 – pentru mediile obţinute în

prima sesiune de testare; F (3, 156) = 1.17; p > 0.05 – pentru mediile obţinute în cea

de-a doua sesiune de testare (la retest).

Pe de altă parte, corelaţiile între scorurile totale la versiunile inventarului TAI pe

care elevii şi studenţii bilingvi din fiecare dintre cele patru condiţii experimentale le-au

completat în cadrul primei sesiuni de testare şi scorurile totale la versiunile pe care le-

au completat în cadrul celei de-a doua sesiuni de testare au fost următoarele: r = 0.87; p

< 0.001 – pentru prima dintre condiţiile experimentale (versiunea A la test – versiunea

B la retest); r = 0.92; p < 0.001 – pentru cea de-a doua dintre condiţiile experimentale

(versiunea B la test – versiunea A la retest); r = 0.94; p < 0.001 – pentru cea de-a treia

dintre condiţiile experimentale (versiunea C la test – versiunea D la retest); r = 0.85; p

< 0.001 – pentru ultima dintre condiţiile experimentale (versiunea D la test – versiunea

C la retest).

49

De notat că, în studiul lor, Öner şi Kaymak (1987) au urmărit să testeze şi fidelitatea versiunii

în limba turcă a inventarului TAI. În articolul pe care l-au publicat în cel de-al cincilea volum al

seriei Advances in Test Anxiety Research, coordonat de R. Schwarzer, H. M. Van der Ploeg şi

C. D. Spielberger, autorii prezintă atât date legate de consistenţa internă (valorile coeficientului

α-Cronbach), cât şi date legate de fidelitatea test-retest a versiunii în limba turcă a inventarului

TAI.

120


Inexistenţa vreunei diferenţe semnificative din punct de vedere statistic între

mediile pe care elevii şi studenţii bilingvi din cele patru condiţii experimentale le-au

înregistrat la cele patru forme (versiuni) ale inventarului TAI, ca şi valorile foarte

ridicate şi semnificative din punct de vedere statistic ale corelaţiilor între scorurile la

versiunile inventarului TAI pe care elevii şi studenţii le-au completat în cadrul primei

sesiuni de testare şi scorurile la versiunile pe care le-au completat în cadrul celei de-a

doua sesiuni de testare au fost interpretate de către Öner şi Kaymak (1987) ca o

evidenţă a adecvării traducerii în şi adaptării pentru limba turcă a inventarului TAI,

respectiv a echivalenţei transliterale între versiunea în limba turcă a inventarului şi

versiunea originală în limba engleză.

A. Subiecţii şi procedura utilizată în studiul nostru

Un număr de 79 de elevi (15 băieţi şi 64 de fete) de la Colegiul Naţional ,,Gh.

Roşca Codreanu” din Bârlad au completat, în luna martie 2009 versiunile în limba

română, respectiv în limba engleză ale inventarului TAI. Elevii aveau vârste cuprinse

între 15 şi 19 ani (m = 16.74 ani; s = 1.18 ani).

Toţi elevii erau bilingvi, întrucât făceau parte din clasele de limbi moderne ale

colegiului. Engleza era prima limbă străină studiată intensiv. Elevii din loturile pe care

am administrat versiunile inventarului TAI studiau engleza în medie de cel puţin 6 ani

(cei în clasa a IX-a de cel puţin 4 ani, iar cei în clasa a XII-a de cel puţin 7 ani).

Repartiţia elevilor după clasa şcolară a fost următoarea: 23 – clasa a IX-a; 17 – clasa a

X-a; 21 – clasa a XI-a; 18 – clasa a XII-a.

Patruzeci (11 băieţi şi 29 de fete) dintre cei 79 de elevi (toţi în clasa a IX-a sau a

X-a) au completat mai întâi versiunea originală în limba engleză a inventarului TAI,

apoi versiunea în limba română (IAT). Restul elevilor (4 băieţi şi 35 de fete) – toţi în

clasa a XI-a sau a XII-a au completat mai întâi versiunea în limba română (IAT) a

inventarului TAI, apoi versiunea în limba engleză.

În ambele condiţii de administrare a celor două versiuni ale inventarului TAI,

elevii au completat mai întâi o versiune, apoi au înapoiat formularele cu răspunsurile

date, primind în schimb, spre completare, un nou formular cu cealaltă versiune. În felul

acesta, am dorit să evităm situaţia ca elevii să aibă pe bancă ambele versiuni ale

inventarului TAI (pentru a nu transfera răspunsurile de pe un formular pe altul).

Indiferent de ordinea în care au fost administrate cele două versiuni, fetele au

înregistrat scoruri mai ridicate decât cele obţinute de băieţi, însă o singură diferenţă a

fost semnificativă din punct de vedere statistic, şi anume cea pentru scala Emotivitate

din versiunea în limba română a inventarului TAI (Tabelul 17).

121


Tabelul 17

Versiune Scale

Băieţi

(N = 15)

Fete

(N = 64) t

d-Cohen a

m s m s

TAI (limba engleză)

TAI – total 40.53 6.17 43.82 9.37 - 1.29 0.38

Emotivitate 17.26 4.07 18.60 4.19 - 1.12 0.33

Îngrijorare 14.40 2.77 15.59 4.30 - 1.02 0.30

IAT (limba română)

IAT – total 39.86 8.27 43.73 9.78 - 1.41 0.41

Emotivitate 16.66 4.86 19.29 4.12 - 2.14 * 0.62

Îngrijorare 14.06 3.03 14.18 5.06 - 0.08 0.03

a Mărimea efectului a fost calculată cu formula (1)

Chiar dacă diferenţele au fost nesemnificative din punct de vedere statistic,

valorile coeficientului d-Cohen au indicat o mărime scăzută spre moderată a efectului

din partea variabilei sex asupra scorurilor totale pe care elevii le-au obţinut la versiunea

în limba engleză a inventarului TAI, respectiv la versiunea în limba română. Pentru

scorurile pe care elevii le-au obţinut la scala Emotivitate din versiunea în limba română

a inventarului TAI, mărimea efectului din partea variabilei sex a fost chiar moderată

spre ridicată.

B. Rezultate

Tabelul 18 prezintă, pentru fiecare dintre cele două subloturi de elevi diferenţiate

în funcţie de ordinea completării versiunilor inventarului TAI, ca şi pentru întregul lot

de elevi, valorile coeficientului α-Cronbach utilizat pentru evaluarea consistenţei

interne a fiecăreia dintre cele două versiuni ale inventarului TAI, precum şi datele pe

care le-am obţinut în urma efectuării comparaţiilor între mediile înregistrate de către

elevi. Comparaţiile au fost efectuate cu testul t-Student pentru măsuri repetate.

Pentru fiecare dintre cele două subloturi diferenţiate în funcţie de ordinea în care

elevii au completat cele două versiuni ale inventarului TAI, ca şi pentru întregul lot de

elevi, se pot constata valori mai scăzute ale coeficientului α-Cronbach utilizat pentru

evaluarea consistenţei interne în cazul versiunii în limba engleză a inventarului TAI şi

mai ridicate în cazul versiunii în limba română (IAT).

Tendinţa a fost constatată atât pentru ansamblurile reprezentate de toţi itemii

(câte 20 de itemi pentru fiecare versiune în parte), cât şi pentru ansamblurile

reprezentate de itemii corespunzători fiecăreia dintre cele două scale: Îngrijorare şi

122


Emotivitate. Totuşi, în cazul ansamblurilor reprezentate de către toţi cei 20 de itemi,

diferenţele între valorile consistenţei interne pentru versiunea în limba engleză a

inventarului TAI şi valorile consistenţei interne pentru versiunea în limba română

(IAT) au fost mai reduse comparativ cu diferenţele între versiuni pe care le-am

constatat pentru fiecare dintre cele două scale ale inventarului.

Pentru ansamblul celor 20 de itemi din versiunea în limba engleză a inventarului

TAI, valorile coeficientului α-Cronbach au fost: 0.81 (situaţia în care versiunea în

limba engleză a inventarului TAI a fost completată prima dată, urmată de versiunea în

limba română/IAT), 0.81 (situaţia în care versiunea în limba română/IAT a fost

completată prima dată, apoi cea în limba engleză), respectiv 0.82 (întregul lot de elevi).

Aceste valori au indicat o consistenţă internă satisfăcătoare spre bună a versiunii în

limba enlgeză a inventarului TAI care a fost completată de către elevii bilingvi în

cadrul studiului nostru. De asemenea, valorile coeficientului α-Cronbach pe care le-am

obţinut pentru versiunea în limba română a inventarului (IAT), în fiecare dintre cele

două condiţii în care au fost completate cele două versiuni, ca şi pentru întregul lot de

elevi bilingvi, au indicat o consistenţă internă satisfăcătoare spre bună.

Analizând datele obţinute la nivelul întregului lot de elevi, am constatat că,

pentru scorurile totale la versiunea în limba engleză a inventarului TAI, media

înregistrată de către elevi a fost uşor mai ridicată decât media obţinută pentru scorurile

totale la versiunea în limba română (IAT), însă diferenţa a fost nesemnificativă din

punct de vedere statistic (t = 0.37; p > 0.05), iar valoarea coeficientului d-Cohen

(Tabelul 18) a indicat o mărime neglijabilă a efectului din partea variabilei versiune a

inventarului TAI pe care elevii au completat-o.

De asemenea, în cazul scorurilor la scala Emotivitate, media pe care elevii au

obţinut-o la versiunea în limba engleză a fost uşor mai scăzută decât media pe care au

obţinut-o la versiunea în limba română, însă din nou diferenţa a fost nesemnificativă

din punct de vedere statistic (t = - 1.35; p > 0.05), iar mărimea efectului a fost foarte

scăzută spre neglijabilă (d-Cohen = 0.10).

În schimb, în cazul scalei Îngrijorare, elevii au înregistrat o medie mai ridicată

pentru versiunea în limba engleză decât media înregistrată pentru versiunea în limba

română, iar diferenţa a fost semnificativă din punct de vedere statistic (t = 3.22; p <

0.01). Totuşi, valoarea coeficientului d-Cohen (= 0.27) a indicat o mărime scăzută a

efectului din partea versiunii a inventarului TAI pe care elevii au completat-o. Pentru

sublotul de elevi bilingvi care au completat cele două versiuni în ordinea TAI-IAT,

scorurile totale pe care le-au obţinut, ca şi scorurile la fiecare dintre cele două scale ale

versiunilor au fost similare (diferenţele dintre medii au fost nesemnificative din punct

de vedere statistic). Totuşi, pentru versiunea în limba engleză a inventarului TAI pe

care elevii au completat-o mai întâi, mediile scorurilor (atât totale, cât şi la fiecare

dintre cele două scale) au fost mai mari decât mediile scorurilor pe care elevii le-au

înregistrat la versiunea în limba română (IAT) pe care au completat-o după

administrarea versiunii în limba engleză.

123

Tab

elul

18

Ord

inea

ad

min

istr

ării

cel

or

do

uă

ver

siu

ni

Ver

siu

ne

Sca

le

N

m

s t

d-C

oh

en

α-C

ronb

ach

TA

I (v

er.

lb.

engle

ză)

–

IAT

(ver

. lb

. ro

mân

ă)

TA

I

TA

I –

to

tal

40

45

.20

8.9

6

0.8

0

0.0

8

0.8

1

Îng

rijo

rare

1

6.7

0

3.8

9

1.5

7

0.2

1

0.6

1

Em

oti

vita

te

18

.97

4.3

1

0.8

9

0.1

0

0.6

8

IAT

IAT

– t

ota

l 4

4.4

7

10

.40

- -

0.8

8

Îng

rijo

rare

1

5.8

0

4.7

2

0.7

8

Em

oti

vita

te

18

.52

4.5

8

0.7

5

IAT

(ver

. lb

. ro

mân

ă) –

TA

I (v

er.

lb.

engle

ză)

IAT

IAT

– t

ota

l

39

41

.48

8.5

3

0.5

5

0.0

4

0.8

4

Îng

rijo

rare

1

2.4

8

4.1

6

-

3.1

6 *

*

0.3

9

0.8

3

Em

oti

vita

te

19

.07

4.1

7

3

.72

***

0

.34

0.7

0

TA

I

TA

I –

to

tal

41

.15

8.4

9

- -

0.8

1

Îng

rijo

rare

1

4.0

0

3.8

1

0.7

1

Em

oti

vita

te

17

.71

3.9

9

0.6

6

nu a

co

nta

t

TA

I

TA

I –

to

tal

79

43

.20

8.9

1

0.3

7

0.0

2

0.8

2

Îng

rijo

rare

1

5.3

6

4.0

6

3.2

2 *

*

0.2

7

0.6

9

Em

oti

vita

te

18

.35

4.1

8

- 1

.35

0.1

0

0.6

8

IAT

IAT

– t

ota

l 4

3.0

0

9.5

8

- -

0.8

6

Îng

rijo

rare

1

4.1

6

4.7

3

0.8

3

Em

oti

vita

te

18

.79

4.3

6

0.7

2

** p

< 0

.01

; *** p

< 0

.00

1


124


Valorile coeficientului d-Cohen au indicat o mărime neglijabilă a efectului din

partea variabilei versiune a inventarului TAI pe care elevii au completat-o asupra

scorurilor totale pe care elevii le-au înregistrat la fiecare dintre cele două versiuni,

respectiv o mărime foarte scăzută spre neglijabilă în cazul scorurilor la scalele

corespunzătoare factorului Emotivitate. Pentru scalele corespunzătoare factorului

Îngrijorare, mărimea efectului a fost scăzută.

În fine, pentru sublotul de elevi care au completat cele două versiuni în ordinea

versiunea în limba română (IAT) - versiunea în limba engleză (TAI), datele pe care le-

am obţinut nu au susţinut ipoteza echivalenţei transliterale decât în cazul scorurilor

totale pe care elevii le-au înregistrat la cele două versiuni (m IAT = 41.48; m TAI = 41.15;

t = 0.55; p > 0.05; d-Cohen = 0.04). În cazul scalelor corespunzătoare factorului

Îngrijorare, media scorurilor pe care elevii le-au obţinut la versiunea în limba română

(m IAT = 12.48) a fost semnificativ mai scăzută decât media scorurilor pe care le-au

obţinut la versiunea în limba engleză (m TAI = 14.00) (t = - 3.16; p < 0.01), iar valoarea

coeficientului d-Cohen (= 0.39) a indicat o mărime scăzută spre moderată a efectului

din partea variabilei versiune a inventarului TAI pe care elevii au completat-o.

În schimb, în cazul scalelor corespunzătoare factorului Emotivitate, media

scorurilor pe care elevii le-au obţinut la versiunea în limba română (m IAT = 19.07) a

fost semnificativ mai ridicată decât media scorurilor la versiunea în limba engleză (m

TAI = 17.71) (t = 3.72; p < 0.001), iar valoarea coeficientului d-Cohen (= 0.34) a indicat

din nou o mărime scăzută spre moderată a efectului din partea variabilei versiune a

inventarului TAI pe care elevii au completat-o.

Analizând global datele din Tabelul 18, se poate constata că ordinea în care

elevii bilingvi au completat cele două versiuni a avut o anumită influenţă asupra

scorurilor pe care le-au obţinut, întrucât mediile scorurilor pentru versiunea care a fost

completată ultima (versiunea în limba română/IAT – în cazul primei condiţii în care au

fost administrate cele două versiuni, respectiv versiunea în limba engleză/TAI – în

cazul celei de-a doua condiţii) au manifestat tendinţa de a fi mai scăzute. Această

tendinţă a fost explicată prin posibila influenţă din partea faptului că elevii au

completat cele două versiuni imediat una după alta şi nu la un anumit interval de timp

(aşa cum s-a întâmplat în studiul întreprins de Öner şi Kaymak, 1987), suficient de

mare pentru ca aceştia să nu aibă ocazia de a memora răspunsurile pe care le dăduseră

la versiunea anterioară. Este vorba aici despre o limită pe care ne-o asumăm a

demersului pe care l-am întreprins.

Tabelul 19 prezintă corelaţiile dintre scorurile pe care elevii bilingvi le-au

obţinut la cele două versiuni ale inventarului TAI pe care le-au completat într-o

anumită ordine. Aşa cum am presupus, valorile pe care le-am obţinut au indicat

corelaţii ridicate sau foarte ridicate între scorurile elevilor obţinut la versiunea în limba

română şi scorurile la versiunea în limba engleză a inventarului TAI, indiferent de

ordinea în care au completat cele două versiuni. Toate corelaţiile au fost semnificative

din punct de vedere statistic. Valorile corelaţiilor au fost cuprinse între 0.66 (corelaţia

125


dintre scorurile la scala Îngrijorare din versiunea în limba engleză care a fost

completată mai întâi şi scorurile la scala Îngrijorare din versiunea în limba română

care a fost completată ultima) şi 0.90 (corelaţia dintre scorurile totale la versiunea în

limba română care a fost completată mai întâi şi scorurile totale la versiunea în limba

engleză care a fost completată ultima). Pentru sublotul de elevi care au completat mai

întâi versiunea în limba română (IAT) a inventarului TAI apoi versiunea în limba

engleză, valorile corelaţiilor dintre scorurile la cele două versiuni au fost mai ridicate

decât valorile înregistrate în cazul elevilor care au completat mai întâi versiunea în

limba engleză, apoi pe cea în limba română.

C. Concluzii

Aşadar, prin studiul pe care l-am realizat, ne-am propus testarea echivalenţei

dintre versiunea în limba română (IAT) şi versiunea originală în limba engleză a

inventarului TAI. Am pornit de la presupunerea că, în cazul în care traducerea în şi

adaptarea pentru limba română a inventarului TAI au fost bine realizate, elevii bilingvi

dintr-un lot vor obţine scoruri similare la versiunea în limba engleză, respectiv la cea în

limba română a inventarului TAI. Considerăm că datele pe care le-am obţinut sunt

suficient de convingătoare pentru ideea echivalenţei transliterale dintre versiunea în

limba română (IAT) a inventarului TAI pe care am pus-o la punct şi versiunea

originală în limba engleză. Astfel, atât în cazul fiecăreia dintre condiţiile în care am

administrat cele două versiuni ale inventarului TAI, cât şi pentru întregul lot de elevi

bilingvi, diferenţele dintre mediile scorurilor totale pe care elevii le-au obţinut la

versiunea în limba română (IAT) şi mediile pe care le-au înregistrat la versiunea

originală în limba engleză au fost nesemnificative din punct de vedere statistic, acest

rezultat fiind conform aşteptărilor noastre.

Pe de altă parte, pentru condiţia în care elevii au completat mai întâi versiunea în

limba engleză a inventarului TAI apoi pe cea în limba română, diferenţa dintre mediile

scorurilor totale pe care le-au obţinut la cele două versiuni, precum şi diferenţele dintre

mediile la scalele corespunzătoare celor două faţete ale anxietăţii faţă de testare au fost

din nou nesemnificative din punct de vedere statistic.

De asemenea, pentru întregul lot de elevi bilingvi (adică indiferent de ordinea în

care elevii au completat cele două versiuni ale inventarului TAI), diferenţa dintre

media scorurilor pe care le-au obţinut la scala Emotivitate din versiunea în limba

română şi media scorurilor pe care le-au înregistrat la scala Emotivitate din versiunea

originală în limba engleză a fost nesemnificativă din punct de vedere statistic.

În fine, indiferent de ordinea în care elevii bilingvi au completat cele două

versiuni ale inventarului TAI, scorurile pe care aceştia le-au obţinut la versiunea în

limba română au corelat puternic sau foarte puternic cu scorurile pe care le-au obţinut

la versiunea originală în limba engleză.

126

Tab

elul

19

Ord

inea

ad

min

istr

ării

celo

r d

ouă

ver

siu

ni

Sca

le

IAT

– t

ota

l IA

T -

În

gri

jora

re

IAT

- E

mo

tivi

tate

T

AI

- to

tal

TA

I -

Îng

rijo

rare

T

AI

- E

mo

tivi

tate

TA

I (v

er.

lb.

engle

ză)

–

IAT

(ver

. lb

. ro

mân

ă)

TA

I -

tota

l 0

.83

***

Îng

rijo

rare

0.6

6 *

**

Em

oti

vita

te

0.7

4 *

**

IAT

(ver

. lb

. ro

mân

ă) –

TA

I (v

er.

lb.

engle

ză)

IAT

- t

ota

l

0.9

0 *

**

Îng

rijo

rare

0

.72

***

Em

oti

vita

te

0

.84

***

nu a

co

nta

t

TA

I -

tota

l 0

.86

***

Îng

rijo

rare

0.7

2 *

**

Em

oti

vita

te

0.7

7 *

*

**

* p

< 0

.00

1


127

5. Loturile de subiecţi pe care a fost administrat inventarul TAI

A. CARACTERISTICI ALE LOTULUI GENERAL DE ELEVI

Datele care au fost prelucrate, în vederea studierii indicatorilor statistici

descriptivi pentru versiunea în limba română a inventarului TAI (subcapitolele 7.1. şi

7.2.), a evaluării fidelităţii (subcapitolul 7.3.), a evaluării structurii factoriale

(subcapitolul 7.5.), respectiv a elaborării etaloanelor (subcapitolul 7.6.), provin de la un

număr de 1914 elevi de liceu în clasele IX-XII, din cadrul a cinci unităţi de învăţământ

din Municipiul Iaşi 50

, respectiv din cadrul a patru unităţi de învăţământ din alte oraşe:

Grupul Şcolar „Dimitrie Leonida” din Piatra-Neamţ (N = 149 elevi), Grupul Şcolar de

Construcţii ,,Anghel Saligny” din Galaţi (N = 84 elevi), Liceul Teoretic ,,Vasile

Alecsandri” din Galaţi (N = 157 elevi) şi Colegiul Naţional ,,A. T. Laurian” din

Botoşani (N = 340 elevi).

Vârstele elevilor au fost cuprinse între 14 şi 21 de ani (m = 16.84 ani; mediana =

17 ani; modul = 16 ani; s = 1.31 ani). Repartiţia elevilor după variabila sex a fost: 1039

(54.3 % din totalul elevilor) – fete şi 875 (45.7 % din totalul elevilor) – băieţi.

Repartiţia elevilor după variabila clasă şcolară a fost: clasa a IX-a – 538 (28.1 % din

totalul elevilor), dintre care 310 fete şi 228 băieţi; clasa a X-a – 478 (25.0 % din totalul

elevilor), dintre care 250 fete şi 228 băieţi; clasa a XI-a – 417 (21.8 % din totalul

elevilor), dintre care 220 fete şi 197 băieţi; clasa a XII-a – 481 (25.1 % din totalul

elevilor), dintre care 259 fete şi 222 băieţi.

În timpul completării inventarelor, procedură care a fost realizată colectiv în

cadrul celor nouă studii separate, elevii au fost monitorizaţi în ceea ce priveşte

comportamentele de simulare a răspunsurilor (răspunsuri date la întâmplare într-un

timp prea scurt), iar la returnarea setului de inventare completat sau a formularului cu

răspunsuri la inventarul IAT (în cazul studiului realizat la Colegiul Tehnic de

Electronică şi Telecomunicaţii din Iaşi, respectiv al celui de-al doilea studiu realizat la

Colegiul Economic-Administrativ din Iaşi), am avut grijă ca fiecare elev să aibă toate

răspunsurile completate.

Elevii care au omis să răspundă la doi sau la mai mulţi dintre itemii celorlalte

instrumenter pe care le-au avut de completat, respectiv la trei sau la mai mulţi dintre

itemii inventarului TAI 51

sau elevii care au răspuns cu (aproape) aceeaşi variantă la

50

Colegiul Tehnic de Electronică şi Telecomunicaţii (N = 448 elevi), Colegiul Economic-

Administrativ (N = 434 elevi), Liceul Teoretic ,,Vasile Alecsandri” (N = 116 elevi), Grupul

Şcolar ,,Ştefan Procopiu” (N = 78 elevi) şi Grupul Şcolar Agricol ,,Mihail Kogălniceanu” (N =

108 elevi). 51

Spielberger (1980) specifică că, dacă un subiect omite răspunsurile la trei sau la mai mulţi

itemi dintre cei 20 ai inventarului TAI sau la doi sau la mai mulţi itemi din fiecare scală,

validitatea protocolului cu răspunsuri este îndoielnică, acesta trebuind eliminat.

129


toţi itemii inventarului TAI sau la itemii celorlalte instrumente care au fost administrate

în paralel au fost eliminaţi, încă din faza de studiere a validităţii protocoalelor cu

răspunsuri, de numerotare a acestora şi de realizare a bazelor de date.

În cele ce urmează, vom prezenta caracteristicile fiecăruia dintre cele nouă loturi

de elevi în parte.

Lotul I

Elevii de la Colegiul Tehnic de Electronică şi Telecomunicaţii din Iaşi au

completat colectiv (în cadrul orelor de dirigenţie) numai inventarul IAT. Elevilor nu li

s-a cerut să-şi indice numele şi prenumele, singurele date de identificare fiind: vârsta,

clasa, sexul şi media pe semestrul şcolar anterior. Prin acest studiu, realizat în lunile

martie-aprilie 2008, am urmărit experimentarea pe populaţia de elevi de liceu a

versiunii de lucru în limba română a inventarului TAI.

Vârstele elevilor erau cuprinse între 14 şi 21 de ani (m = 17.11 ani; s = 1.41 ani).

Repartiţia elevilor din acest lot după variabila sex a fost următoarea: 158 – fete; 290 –

băieţi. Repartiţia elevilor în funcţie de variabila clasă şcolară s-a prezentat după cum

urmează: clasa a IX-a – 131; clasa a X-a – 92; clasa a XI-a – 101; clasa a XII-a – 124.

Un număr de 334 dintre cei 448 de elevi au indicat mediile generale pe care le

obţinuseră în semestrul şcolar anterior. În primul semestru al anului şcolar, elevii

obţinuseră medii generale cuprinse între 6 şi 9.72. Caracteristicile distribuţiei mediilor

generale au fost următoarele: m = 7.52; mediana = 7.50; modul = 7.50; s = 0.64.

Lotul II

Elevii de la Colegiul Economic-Administrativ din Iaşi au provenit din trei studii

realizate separat.

II.1. În primul dintre ele (realizat în ianuarie-februarie 2008), 202 elevi au

completat, în cadrul orelor de dirigenţie, inventarul IAT împreună cu: Scala pentru

evaluarea auto-eficienţei (Self-Efficacy Scale/SES – Sherer et al., 1982), Scala

internalism-externalism pentru copii şi tineri (IE-CT – Chelcea, 1994) şi Scala pentru

evaluarea deprinderilor şi a obişnuinţelor legate de studiu (Study Skills and Habits

Survey/SSHS – Cassady, 2004). Elevilor li s-a mai cerut să indice: vârsta, clasa, sexul şi

media generală pe anul şcolar anterior. Prin acest studiu, am urmărit identificarea

relaţiilor dintre nivelul anxietăţii faţă de testare şi nivelele auto-eficienţei percepute, al

locului controlului şi al strategiilor de învăţare în rândul elevilor. Studiul poate fi

considerat o evaluare a validităţii de construct a versiunii în limba română a

inventarului TAI.

Elevii care au participat la acest studiu aveau vârste cuprinse între 14 şi 19 ani

(m = 16.78 ani; s = 1.18 ani). Distribuţia lor în funcţie de variabila sex a fost

următoarea: 139 – fete; 63 – băieţi. În ceea ce priveşte distribuţia în funcţie de clasa

130


şcolară, am avut: clasa a IX-a – 46; clasa a X-a – 51; clasa a XI-a – 51; clasa a XII-a –

54.

Un număr de 192 dintre cei 202 elevi au indicat mediile generale pe care le

obţinuseră în anul şcolar anterior (elevii în clasa a IX-a au indicat media generală pe

care o obţinuseră în clasa a VIII-a). Acestea erau cuprinse între 7.40 şi 9.94.

Caracteristicile distribuţiei mediilor au fost: m = 8.87; mediana = 8.90; modul = 8.80; s

= 0.50.

II.2. În cel de-al doilea (realizat la sfârşitul lunii noiembrie, respectiv începutul

lunii decembrie 2008), 49 de elevi (32 de fete şi 17 băieţi) au completat numai

inventarul IAT. Acestora li s-a cerut să indice: vârsta, clasa şi sexul. Toţi elevii erau în

clasa a IX-a.

II.3. În cadrul celui de-al treilea studiu (realizat în perioada octombrie 2008-

ianuarie 2009), 183 de elevi au completat: inventarul IAT, Inventarul pentru evaluarea

stilurilor de adaptare la situaţii stresante/Coping Inventory for Stressful Situations –

CISS (Endler şi Parker, 1998) şi Chestionarul pentru evaluarea reacţiilor faţă de

teste/Reactions to Tests – RTT (Sarason, 1984). Elevilor li s-a cerut să mai indice:

vârsta, clasa, sexul şi media generală pe care o obţinuseră în anul şcolar anterior.

Scopul acestui studiu a constat în evaluarea validităţii de construct a versiunii în limba

română a inventarului TAI.

Elevii care au participat la acest al treilea studiu aveau vârste cuprinse între 14 şi

19 ani (m = 16.46 ani; s = 1.28 ani). Repartiţia în funcţie de variabila sex a fost: 109 –

fete; 74 – băieţi. Distribuţia în funcţie de clasa şcolară s-a prezentat după cum

urmează: clasa a IX-a – 52; clasa a X-a – 49; clasa a XI-a – 42; clasa a XII-a – 40.

Un număr de 156 dintre cei 183 elevi au indicat mediile generale pe care le

obţinuseră în anul şcolar anterior (elevii în clasa a IX-a au indicat media generală pe

care o obţinuseră în clasa a VIII-a). Acestea erau cuprinse între 7.84 şi 9.98.

Caracteristicile distribuţiei mediilor generale pentru anul şcolar anterior au fost: m =

8.95; mediana = 9; modul = 9; s = 0.45.

Lotul III

Cei 149 de elevi de la Grupul Şcolar-Industrial ,,Dimitrie Leonida” din Piatra-

Neamţ au completat, în cadrul orelor de dirigenţie, trei instrumente, şi anume:

inventarul IAT, Inventarul pentru măsurarea anxietăţii faţă de evaluarea orală

(IAEO), propus de autorul acestei teze, respectiv Inventarul pentru evaluarea

anxietăţii-trăsătură din State-Trait Anxiety Inventory - Form Y2 (Spielberger, 1983).

Elevii au mai indicat: vârsta, clasa, sexul şi media generală pe care o obţinuseră în anul

şcolar anterior.

Prin acest studiu, s-a urmărit investigarea prevalenţei anxietăţii faţă de evaluarea

orală în rândul elevilor de liceu, precum şi a corelaţiilor între nivelul acesteia şi nivelul

131


anxietăţii faţă de evaluarea scrisă, respectiv nivelul anxietăţii văzută ca o dispoziţie

relativ stabilă a personalităţii elevilor.

Elevii din acest lot aveau vârste cuprinse între 15 şi 19 ani (m = 17.06 ani; s =

1.27 ani). Repartiţia lor în funcţie de variabila sex a fost: 87 – fete; 62 – băieţi.

Repartiţia lor în funcţie de clasa şcolară s-a prezentat după cum urmează: clasa a IX-a

– 48; clasa a X-a – 41; clasa a XI-a – 21; clasa a XII-a – 39.

Toţi cei 149 de elevi au indicat mediile generale pe care le obţinuseră în anul

şcolar anterior (elevii în clasa a IX-a au indicat mediile pe care o obţinuseră în clasa a

VIII-a). Acestea erau cuprinse între 6 şi 9.80. Caracteristicile distribuţiei mediilor au

fost: m = 7.70; mediana = 7.64; modul = 7; s = 0.70.

Lotul IV

Un număr de 78 de elevi (24 fete şi 54 băieţi) de la Grupul Şcolar ,,Ştefan

Procopiu” din Iaşi au participat, în luna martie 2008, la un studiu prin care am urmărit

evidenţierea factorilor care pot fi asociaţi expectanţei elevilor cu privire la propriile

performanţe şcolare.

Elevii au completat, în timpul orelor obişnuite de curs, câte un set alcătuit din

cinci probe, după cum urmează: inventarul IAT, Subscala pentru evaluarea stimei de

sine legată de domeniul şcolar/Sinele şcolar din cadrul Scalei Toulouse pentru

evaluarea stimei de sine/ Echelle Toulousaine d’Estime de Soi – ETES (Oubrayrie,

Léonardis şi Safont, 1994; adaptată de Crăciun, 1998), respectiv testele destinate

evaluării aptitudinii verbale (S – Semnificaţie verbală), aptitudinii pentru raţionamente

abstracte (R) şi aptitudinii numerice (N) din cadrul bateriei factoriale PMA/Primary

Mental Abilities (Thurstone şi Thurstone, 1964).

Elevilor li s-a mai cerut să indice: vârsta, clasa, sexul, media genrală pe care o

obţinuseră la sfârşitul primului semestru şcolar, respectiv media generală pe care

credeau că o vor obţine la sfârşitul celui de-al doilea semestru.

Media de vârstă a elevilor care au participat la acest studiu a fost egală cu 18.19

ani (s = 1.10 ani). Vârstele elevilor au variat între 16 şi 21 de ani. Un număr de 8 elevi

erau în clasa a XIII (urmau cursurile unităţii de învăţământ în regim seral). Repartiţia

elevilor după variabila clasă şcolară a fost: clasa a X-a – 13 elevi; clasa a XI-a – 8

elevi; clasa a XII-a – 49 elevi; clasa a XIII-a – 8 elevi.


obţinuseră în semestrul şcolar anterior. Elevii obţinuseră medii cuprinse între 6 şi 9.05.

Caracteristicile distribuţiei mediilor au fost următoarele: m = 7.63; mediana = 7.60;

modul = 8; s = 0.60.

***

Un număr total de 465 de elevi de la Liceul Teoretic ,,Vasile Alecsandri” şi

Grupul Şcolar Agricol ,,Mihail Kogălniceanu” din Iaşi, respectiv de la Liceul Teoretic

,,Vasile Alecsandri” şi Grupul Şcolar de Construcţii ,,Anghel Saligny” din Galaţi au

132


participat la un studiu vizând experimentarea primei forme a unei versiuni paralele a

inventarului TAI/IAT, propusă de autorul prezentei teze. Elaborarea şi experimentarea

unei versiuni paralele în limba română a inventarului TAI care să amelioreze

neajunsurile versiunii iniţiale a constituit unul dintre obiectivele studiilor pe care le-am

realizat în cadrul programului doctoral.

Colectarea datelor în cele patru unităţi de învăţământ secundar a fost realizată în

perioada noiembrie 2008-ianuarie 2009. Elevii au completat un set alcătuit din

inventarul IAT şi dintr-o versiune paralelă a acestuia (Inventarul pentru evaluarea

anxietăţii faţă de testare – Forma a II-a/IAT-II). Elevii au mai indicat: vârsta, clasa,

sexul şi media generală pe care o obţinuseră în anul şcolar anterior.

Pentru lotul general alcătuit din cei 465 de elevi, media de vârstă a fost egală cu

16.53 ani (s = 1.12 ani; vârste cuprinse între 14 şi 20 de ani). Repartiţia elevilor în

funcţie de variabila sex a fost: 282 – fete; 183 – băieţi. Repartiţia elevilor în funcţie de

variabila clasă şcolară a fost: clasa a IX-a – 118; clasa a X-a – 149; clasa a XI-a – 110;

clasa a XII-a – 88.


obţinuseră în anul şcolar anterior (elevii în clasa a IX-a au indicat mediile pe care le

obţinuseră în clasa a VIII-a). Elevii aveau medii generale cuprinse între 5.95 şi 10.

Caracteristicile distribuţiei mediilor generale pe care elevii le obţinuseră în anul şcolar

anterior au fost: m = 8.78; mediana = 9.08; modul = 7.50, 9 şi 9.50; s = 0.93.

În continuare, vom descrie caracteristicile fiecăruia dintre cele patru loturi de

elevi care au participat la studiile prin care am vizat experimentarea primei forme a

versiunii paralele a inventarului IAT.

Lotul V

Lotul elevilor de la Liceul Teoretic ,,Vasile Alecsandri” din Iaşi a inclus 116

participanţi cu vârste cuprinse între 14 şi 19 de ani (m = 16.55 ani; s = 1.13 ani). Dintre

aceştia, 82 au fost fete şi 34 – băieţi. Repartiţia elevilor după clasa şcolară a fost

următoarea: clasa a IX-a – 28; clasa a X-a – 33; clasa a XI-a – 26; clasa a XII-a – 29.

Toţi elevii din acest lot au indicat mediile generale pe care le obţinuseră în anul

şcolar anterior (elevii în clasa a IX-a au indicat mediile pe care le obţinuseră în clasa a

VIII-a). Elevii aveau medii generale cuprinse între 8.15 şi 10. Caracteristicile

distribuţiei mediilor generale pe care elevii le obţinuseră în anul şcolar anterior au fost

următoarele: m = 9.39; mediana = 9.52; modul = 9.38 şi 9.72; s = 0.44.

Lotul VI

Lotul elevilor de la Grupul Şcolar Agricol ,,Mihail Kogălniceanu” din Iaşi a

inclus 108 participanţi cu vârste cuprinse între 14 şi 20 de ani (m = 16.45 ani; s = 1.24

ani). Dintre aceştia, 64 erau fete şi 44 – băieţi. Repartiţia elevilor din acest lot după

133


clasa şcolară a fost următoarea: clasa a IX-a – 41; clasa a X-a – 19; clasa a XI-a – 35;

clasa a XII-a – 13.

O sută dintre cei 108 elevi de la Grupul Şcolar Agricol ,,Mihail Kogălniceanu”

din Iaşi au indicat mediile generale pe care le obţinuseră în anul şcolar anterior.

Acestea au fost cuprinse între 5.95 şi 9.83. Caracteristicile distribuţiei mediilor au fost:

m = 8.12; mediana = 8.10; modul = 7; s = 0.86.

Lotul VII

Lotul de elevi de la Liceul Teoretic ,,Vasile Alecsandri” din Galaţi a inclus 157

de participanţi cu vârste cuprinse între 15 şi 19 ani (m = 16.43 ani; s = 0.98 ani), dintre

care 108 au fost fete şi 49 – băieţi. Distribuţia elevilor din acest lot în funcţie de

variabila clasă şcolară a fost următoarea: clasa a IX-a – 29; clasa a X-a – 80; clasa a

XI-a – 23; clasa a XII-a – 25.

Un număr de 156 dintre cei 157 de elevi din acest lot au indicat mediile generale

pe care le obţinuseră în anul şcolar anterior. Mediile generale au fost cuprinse între 8 şi

10. Caracteristicile distribuţiei au fost următoarele: m = 9.30; mediana = 9.33; modul =

9.11; s = 0.40.

Lotul VIII

În fine, lotul de elevi de la Grupul Şcolar de Construcţii ,,Anghel Saligny” din

Galaţi a inclus 84 de participanţi cu vârste cuprinse între 15 şi 19 ani (m = 16.80 ani; s

= 1.19 ani), dintre care 28 au fost fete şi 56 – băieţi. Repartiţia elevilor din acest lot în

funcţie de variabila clasă şcolară a fost: clasa a IX-a – 20; clasa a X-a – 17; clasa a XI-

a – 26; clasa a XII-a – 21.

Un număr de 68 dintre cei 84 de elevi de la Grupul Şcolar de Construcţii

,,Anghel Saligny” din Galaţi au indicat mediile generale pe care le obţinuseră în anul

şcolar anterior. Acestea au fost cuprinse între 6.31 şi 8.96. Caracteristicile distribuţiei

mediilor generale au fost: m = 7.51; mediana = 7.49; modul = 7.50; s = 0.59.

Lotul IX

Acest ultim lot a inclus 340 de elevi de la Colegiul Naţional ,,A. T. Laurian” din

Botoşani care au completat, în timpul orelor obişnuite de curs, inventarul IAT şi cea

de-a doua formă a versiunii paralele a acestuia, stabilită în urma factorializării

răspunsurilor pe care cei 465 de elevi din loturile analizate anterior le-au dat la prima

formă a versiunii paralele. Prin acest studiu, am urmărit contravalidarea versiunii

paralele a inventarului IAT.

Elevii aveau vârste cuprinse între 15 şi 19 ani (m = 16.99 ani; s = 1.21 ani).

Repartiţia acestora în funcţie de variabila sex a fost: 208 – fete; 132 – băieţi. Distribuţia

în funcţie de variabila clasă şcolară a fost: clasa a IX-a – 94; clasa a X-a – 83; clasa a

XI-a – 84; clasa a XII-a – 79.

134



obţinuseră în anul şcolar anterior (elevii în clasa a IX-a au indicat mediile pe care le

obţinuseră în clasa a VIII-a). Acestea au fost cuprinse între 8 şi 10. Alte caracteristici

ale distribuţiei mediilor generale au fost: m = 9.29; mediana = 9.35; modul = 9.27; s =

0.46.

B. CARACTERISTICILE LOTURILOR DE STUDENŢI

Lotul I

Acest lot a inclus 160 de studenţi de la Facultatea de Psihologie şi Ştiinţe ale

Educaţiei, Universitatea ,,Al. I. Cuza” din Iaşi. În perioada aprilie-mai 2006, studenţii

au completat un set alcătuit din două chestionare: inventarul IAT şi Inventarul pentru

evaluarea fobiei sociale şi a anxietăţii (Social Phobia & Anxiety Inventory/SPAI –

Turner, Beidel şi Dancu, 1996), prin intermediul căruia au fost evaluate fobia socială şi

agorafobia.

Dintre cei 160 de studenţi, 128 au fost de sex feminin şi 32 de sex masculin.

Disproporţia între cele două sexe se explică prin distribuţia pe sexe a studenţilor de la

facultăţile de psihologie, în care predomină fetele. Studenţii au avut vârste cuprinse

între 20 şi 51 de ani (m = 31.58 ani; s = 7.44 ani). Toţi studenţii urmau cursurile

facultăţii în regim ID.

Lotul II

Acest lot a inclus 199 de studenţi de la Facultatea de Psihologie, Asistenţă

Socială şi Sociologie, Universitatea ,,Petre Andrei” din Iaşi. Studenţii au completat

inventarul IAT, în cadrul orelor obişnuite de seminar sau de curs. Colectarea datelor a

fost realizată în cadrul mai multor sesiuni desfăşurate în perioada martie 2007 –

ianuarie 2009.

Dintre cei 199 de studenţi, 172 erau la specializarea Psihologie şi 27 la

specializarea Asistenţă Socială. Distribuţia studenţilor în funcţie de variabila sex a fost

următoarea: sex feminin – 155; sex masculin – 44. Vârstele studenţilor au variat între

18 şi 51 de ani, cu o medie de 26.65 ani (s = 8.04 ani). Studenţii de sex masculin au

avut vârste cuprinse între 19 şi 46 de ani (m = 27.95 ani, s = 8.62 ani), iar cei de sex

feminin au avut vârste cuprinse între 18 şi 51 de ani (m = 26.28 ani, s = 7.86 ani).

Media de vârstă a studenţilor de sex masculin nu a diferit semnificativ din punct de

vedere statistic de media de vârstă a subiecţilor de sex feminin (t = 1.21, p > 0.05).

Repartiţia studenţilor în funcţie de anul de studiu a fost: anul I – 116 (58.3 %); anul II

– 42 (21.1 %); anul III – 9 (4.5 %); anul IV – 32 (16.08 %).

Dintre cei 199 de studenţi de la Facultatea de Psihologie, Asistenţă Socială şi

Sociologie, Universitatea ,,Petre Andrei” din Iaşi, 78 au completat, în cadrul orelor

obişnuite de seminar sau de curs, un set alcătuit din patru chestionare: inventarul IAT,

135


Scala Rosenberg pentru evaluarea stimei de sine/Rosenberg Self-Esteem – RSE, Scala

STAI-Y2 pentru evaluarea anxietăţii-trăsătură din cadrul Inventarului STAI-Form Y

pentru evaluarea anxietăţii-stare şi a anxietăţii-trăsătură/State-Trait Anxiety Inventory

– STAI-Form Y (Spielberger, 1983), respectiv Chestionarul Penn State pentru

evaluarea predispoziţiei unei persoane de a-şi face griji/Penn State Worry

Questionnaire – PSWQ (Meyer şi colab., 1990; apud Bouvard şi Cottraux, 1996;

Fresco şi colab., 2002). Aceste date au fost colectate în perioada martie-aprilie 2007, în

vederea evaluării validităţii de construct a versiunii în limba română (IAT) a

inventarului TAI.

Dintre cei 78 de studenţi care au participat la studiul pentru evaluarea validităţii

versiunii în limba română a inventarului TAI, 59 erau de sex feminin şi 19 de sex

masculin. Repartiţia studenţilor în funcţie de variabila an de studiu a fost următoarea:

anul I – 47; anul II – 16; anul III – 6; anul IV – 9. Vârstele studenţilor erau cuprinse

între 19 şi 51 ani (m = 26.98 ani; s = 8.47 ani).

Un număr de 32 dintre cei 78 de studenţi (6 de sex masculin şi 26 de sex

feminin) au completat din nou inventarul IAT, Scala Rosenberg pentru evaluarea

stimei de sine, Scala STAI-Y2 pentru evaluarea anxietăţii-trăsătură, respectiv

Chestionarul Penn State pentru evaluarea predispoziţiei unei persoane de a-şi face

griji la un interval de trei săptămâni, în vederea studierii stabilităţii temporale a

scorurilor (fidelităţii test-retest).

Lotul III

Cel de-al treilea lot de studenţi a inclus 75 de studenţi la Facultatea de

Arhitectură din cadrul Universităţii Tehnice ,,Gh. Asachi” din Iaşi. Dintre aceştia, 26

erau de sex feminin şi 49 de sex masculin.

Datele au fost colectate în perioada aprilie-mai 2008. Studenţii au completat

inventarul IAT şi scalele destinate evaluării factorilor Stabilitate emoţională (S) şi

Caracter conştiincios (C) din cadrul Chestionarului Alter Ego (Caprara, Barbanelli şi

Borgogni, 2001), în vederea evaluării validităţii de construct a versiunii în limba

română a inventarului TAI. Vârstele studenţilor au fost cuprinse între 19 şi 22 de ani

(m = 19.84 ani; s = 0.83 ani). Dintre studenţi, 35 erau în anul I şi 40 în anul II.

136

6. Probe psihologice utilizate în studiile pentru validarea

inventarului IAT

Unul dintre obiectivele pe care ni le-am propus, în cadrul studiilor efectuate, a

fost evaluarea validităţii versiunii în limba română a inventarului TAI. Ne referim la:

validitatea de conţinut a itemilor (dacă, prin conţinutul lor, aceştia vizează într-adevăr

una sau alta dintre cele două faţete ale anxietăţii faţă de testare), la validitatea de

construct a inventarului şi la validitatea de criteriu (corelaţiile scorurilor la inventarul

TAI cu performanţele elevilor şi ale studenţilor la diverse măsuri ale funcţionării

cognitiv-intelectuale, respectiv cu performanţele şcolare sau academice,

operaţionalizate prin mediile generale semestriale/anuale).

Validitatea de construct a versiunii în limba română (IAT) a inventarului TAI a

fost evaluată prin studiul corelaţiilor dintre scorurile elevilor şi ale studenţilor şi alte

măsuri anxietăţii faţă de testare sau faţă de realizarea academică. De asemenea, am

vizat corelaţiile cu anxietatea privită ca dispoziţie (trăsătură) în general. În fine, ne-au

interesat corelaţiile cu alte variabile ale funcţionării cognitive, emoţionale şi

comportamentale a elevilor şi a studenţilor, precum: locul controlului, auto-eficienţa

percepută, predispoziţia generală către îngrijorare, stima de sine, percepţia cu privire la

competenţele în domeniul şcolar, trăsăturile de personalitate (stabilitatea emoţională şi

conştiinciozitatea), deprinderile şi obişnuinţele legate de învăţare şi de pregătirea

pentru teste/examene, stilurile de adaptare la situaţii stresante, etc.

6.1. Chestionarul pentru evaluarea reacţiilor faţă de teste (RTT)

Chestionarul pentru evaluarea reacţiilor faţă de teste/Reactions to Tests-RTT

(Sarason, 1984) reprezintă unul dintre instrumentele alternative, existente în domeniul

evaluării anxietăţii faţă de testare.

Irwin G. Sarason, actualmente profesor de psihologie la Universitatea din

Washington, este unul dintre autorii care au avut numeroase contribuţii (multe dintre

ele reprezentând pionerat) la studiul anxietăţii faţă de testare 52

. Încă din 1952, Sarason,

împreună cu G. Mandler, publicau un studiu în care utilizau conceptul anxietate faţă de

testare, încetăţenit astăzi în literatura de specialitate (cf. Stöber şi Pekrun, 2004).

Studiile celor doi autori, cărora li s-a alăturat P. G. Craighill, au vizat relaţia între

52

Zeidner (1998) trece în revistă peste 30 de referinţe bibliografice referitoare la articole

publicate în reviste de specialitate, capitole publicate în volume sau volume editate de către I.

G. Sarason (ca autor unic sau în colaborare) pe tema anxietăţii faţă de testare şi a relaţiilor

acesteia cu alte domenii ale funcţionării cotidiene (de exemplu: interferenţa cognitivă,

învăţarea, performanţele la testele de abilităţi, personalitatea, stresul în situaţiile evaluative,

suportul social, etc.).

137


anxietatea faţă de testare şi performanţă, precum şi construcţia şi dezvoltarea unui

instrument (Test Anxiety Scale/TAS) destinat evaluării diferenţelor individuale în ceea

ce priveşte anxietatea faţă de testare. Acest instrument avea să fie utilizat extensiv,

vreme de mai bine de 20 de ani, în cadrul cercetărilor vizând anxietatea faţă de testare.

În 1960, Sarason, Davidson, Lighthall, Waite şi Ruebush publicau Scala pentru

evaluarea anxietăţii faţă de testare în rândul copiilor (Test Anxiety Scale for

Children/TAS-C) (cf. Stöber şi Pekrun, 2004). TAS şi TAS-C aveau să devină un

standard pentru cercetările vizând anxietatea faţă de testare, constituind o sursă

importantă utilizată pentru colectarea de date şi pentru progresele care aveau să fie

făcute în următorii ani.

***

În cadrul demersului de construire a chestionarului RTT, Sarason a pornit de la

premisa că anxietatea faţă de testare reprezintă o realitate fenomenologică mult mai

complexă decât fusese descrisă până în acel moment. Mai precis, dimensiunile

referitoare la Îngrijorare (faţeta cognitivă a anxietăţii faţă de testare) şi Emotivitate

(faţeta legată de conştientizarea de către o persoană a propriilor simptome corporale şi

a tensiunii psihice) nu ar fi suficiente în descrierea realităţii complexe a anxietăţii faţă

de testare. În plus, acestea prezintă relaţii diferite cu performanţa obţinută de către

persoanele anxioase faţă de situaţiile de testare (a se vedea şi Capitolul 1, subcapitolul

1.2.3.). Astfel, Deffenbacher (1980) şi Tyron (1980) au arătat că deşi factorii

Îngrijorare şi Emotivitate corelează între ei, Îngrijorarea este mai puternic şi

semnificativ legată de alterarea performanţelor în sarcinile care implică prezenţa unui

stresor evaluativ, comparativ cu Emotivitatea (cf. Sarason, 1984). În explicarea acestei

tendinţe, Sarason propune să se ţină cont de rolul pe care îl joacă interferenţele

cognitive.

Anxietatea faţă de testare este o stare care include reacţii somatice, cognitive,

emoţionale şi comportamentale mult mai nuanţate (Sarason, 1984). Însăşi dimensiunea

referitoare la Emotivitate implică, de fapt, două faţete distincte care pot fi utilizate în

locul acesteia, în descrierea reacţiilor pe care persoanele le au în situaţiile evaluative 53

.

Una dintre aceste faţete se referă la starea propriu-zisă de încordare psihică, iar cealaltă

la reacţiile corporale (simptomele somatice şi neuro-vegetative). Cercetările efectuate

de Sarason (1984), utilizând RTT-ul au evidenţiat clar distincţia dintre cele două faţete

ale anxietăţii faţă de testare.

53

Sarason (1984) exemplifică doi itemi din Scala pentru evaluarea emotivităţii/Emotionality

Scale propusă de Morris, Davis şi Hutchings (1981): ,,Mă simt panicat/-ă” şi ,,Mă simt atât de

încordat/-ă, încât am dureri de stomac”. Primul se referă la nivelul de încordare (tensiune)

psihică resimţită de o persoană într-o situaţie evaluativă, iar cel de-al doilea item se referă la o

reacţie somatică, fiind mai puţin ambiguu decât primul. Însă, ambii itemi au fost proiectaţi să

coteze pentru dimensiunea referitoare la Emotivitate. Sarason (1984) sugerează că cei doi itemi

ar trebui să fie trataţi ca reflectând dimensiuni (faţete) separate ale anxietăţii faţă de testare.

138


Sarason (1984) îl citează pe Wine (1982), potrivit căruia anxietatea faţă de

testare este un concept mult mai complex, a cărui conceptualizare trebuie să

evidenţieze procesele multiple care se ascund în spatele său. Conform autorului

american, interferenţele cognitive (engl. cognitive interferences) reprezintă un factor-

cheie care explică alterarea performanţelor pe care persoanele cu un nivel ridicat al

anxietăţii faţă de testare le obţin în diverse sarcini cognitive, inclusiv atunci când se

confruntă cu diverse examene sau cu teste. Interferenţele cognitive se referă la gânduri

intruzive (engl. task-irrelevant thoughts) care împiedică o persoană să-şi concentreze

toată atenţia asupra sarcinii pe care o are de rezolvat. Interferenţele cognitive trebuie

considerate ca o faţetă distinctă a anxietăţii faţă de testare care este relaţionată mai ales

cu dimensiunea referitoare la Îngrijorare.

Sarason (1984) sugerează că, dincolo de distincţia dintre faţetele referitoare la

Îngrijorare şi Emotivitate care sunt mai generale şi care nu permit anumite nuanţări,

cercetările trebuie să se centreze pe definirea şi pe descrierea unor reacţii care implică

mult mai multe faţete pe care indivizii le pot avea, atunci când se confruntă cu diverse

situaţii evaluative. Din acest punct de vedere, Sarason considera chestionarul RTT pe

care îl propunea ca fiind un instrument care permite o evaluare mai fină a multiplelor

faţete ale reacţiilor specifice anxietăţii pe care o persoană le poate avea, atunci când se

confruntă cu o situaţie de testare. Cu alte cuvinte, RTT este un instrument

multidimensional care permite definirea mai clară şi mai nuanţată a anxietăţii faţă de

testare, precum şi înţelegerea mai bună a modului în care nivelul anxietăţii faţă de

testare influenţează performanţa indivizilor în diverse sarcini cotidiene.

***

Demersul de construire a RTT-ului a implicat două studii de bază. În primul

dintre acestea, Sarason (1984) a construit un ansamblu de itemi referitor la reacţiile pe

care persoanele le pot avea în diverse situaţii de testare. Unii itemi au fost inspiraţi de

conţinutul itemilor deja incluşi în TAS, iar alţii au fost formulaţi fără a avea vreo

legătură cu itemii din cadrul instrumentelor deja existente. În urma unei cercetări

calitative pilot, au fost eliminaţi itemii cu formulări ambigue, itemii având redactări

dificile sau itemii pe care subiecţii nu-i înţelegeau foarte bine, rezultând un ansamblu

de 91 de itemi.

Itemii din versiunea experimentală au fost administraţi unui număr de 390 de

studenţi în domeniul psihologiei. Studenţii au fost instruiţi să încercuiască una dintre

următoarele patru variante, şi anume pe cea care reflecta cel mai bine modul în care

obişnuiau să reacţioneze, atunci când se confruntau cu diverse reacţii de testare: 1 – nu

mi se potriveşte deloc (engl. not at all typical of me); 2 – mi se potriveşte într-o mică

măsură (engl. only somewhat typical of me); 3 – mi se potriveşte într-o mare măsură

(engl. quite typical of me); 4 – mi se potriveşte perfect (engl. very typical of me).

Subiecţii au mai completat şi cei 37 de itemi ai TAS-ului.

Răspunsurile subiecţilor au fost scorate şi apoi supuse unei analize factoriale prin

metoda descompunerii în componente principale cu rotaţie ortogonală de tip varimax.

139


Datele analizei factoriale au evidenţiat trei factori care au prezentat saturaţii de cel

puţin 0.45 în unii sau alţii dintre itemi. Primul factor (denumit Tensiune/Încordare) a

inclus 18 itemi cu saturaţii superioare limitei de 0.45 şi a explicat 18.1 % din varianţa

comună a itemilor. Cel de-al doilea factor (denumit Îngrijorare) a inclus 11 itemi cu

saturaţii ridicate şi a explicat 11.5 % din varianţa comună a itemilor. Cel de-al treilea

factor a inclus 10 itemi cu saturaţii ridicate şi a explicat 11 % din varianţa comună.

Acest factor a fost denumit Cogniţii irelevante în raport cu situaţia de testare

(denumire care trimite către interferenţele cognitive pe care Sarason le considera ca

fiind o faţetă distinctă a anxietăţii faţă de testare).

Datele analizei factoriale au mai evidenţiat alţi factori care au explicat fiecare

mai puţin de 4 % din varianţa comună şi care prezentau saturaţii superioare limitei de

0.45 doar în unul sau în cel mult doi itemi. Cei 12 itemi care prezentau saturaţii ridicate

în aceşti factori (şi care au explicat împreună 14.1 % din varianţa comună) au fost

organizaţi într-o scală compozită, denumită Reacţii corporale.

În discuţia referitoare la rezultatele pe care le-a obţinut în primul său studiu,

Sarason (1984) arată că datele pe care le-a obţinut au permis o distincţie clară între

primul factor (cel referitor la tensiunea/încordarea psihică) şi cel de-al patrulea factor

(referitor la reacţiile corporale), distincţie care nu fusese realizată în lucrările anterioare

care utilizaseră distincţia dintre conceptele de Îngrijorare şi Emotivitate.

Sarason arată ca o astfel de distincţie este absolut necesară, întrucât persoanele

care îşi descriu propriile reacţii, în situaţii în care sunt testate, în termeni de tensiune

internă pot sau nu să difere, în ceea ce priveşte reacţiile fiziologice, de persoanele care

accentuează asupra îngrijorărilor pe care le manifestă în situaţii evaluative. De

exemplu, Sarason (1984) se întreabă dacă itemii ,,Mă simt încordat” şi ,,Mă simt

îngrijorat” sunt pur şi simplu diferiţi din punct de vedere semantic sau se referă la

experienţe cognitive şi fizice diferite.

Datele pe care le-a obţinut Sarason (1984), în primul dintre studiile pe care le-a

efectuat, au mai evidenţiat următoarele corelaţii între scorurile pe care studenţii din

primul lot experimental le-au obţinut la cei patru factori pe care i-a identificat pentru

chestionarul RTT şi scorurile la Scala pentru evaluarea anxietăţii/TAS: 0.04 – pentru

factorul Tensiune/Încordare; 0.72 – pentru factorul Îngrijorare; 0.36 – pentru factorul

Cogniţii irelevante în raport cu situaţia de testare; 0.60 – factorul Reacţii corporale.

Aceste date pot fi considerate ca probe ale validităţii de construct a primei versiuni a

chestionarului RTT.

Cel de-al doilea studiu pe care Sarason (1984) l-a realizat a vizat evaluarea

proprietăţilor psihometrice ale scalelor chestionarului RTT, precum şi evaluarea relaţiei

dintre acestea şi interferenţele cognitive, măsurate cu Chestionarul pentru evaluarea

interferenţei cognitive/Cognitive Interference Questionnaire – CIQ (Sarason, 1978).

Înainte de administrarea propriu-zisă a instrumentelor, autorul a pus la punct o

nouă versiune a chestionarului RTT, pornind de la datele pe care le obţinuse în primul

studiu. În acest sens, a reţinut pentru fiecare dintre cele patru scale câte 10 itemi (itemii

140


care prezentau cele mai ridicate valori ale saturaţiilor în cei patru factori referitori la

anxietatea faţă de testare). Pentru fiecare scală (faţetă) în parte, scorul unui repondent

putea să varieze între 10 şi 40, deoarece la fiecare item al unei scale scorul putea fi

cuprins între 1 şi 4. Denumirile finale ale scalelor (faţetelor/factorilor) au fost:

Tensiune/Încordare (engl. Tension), Îngrijorare (engl. Worry), Cogniţii irelevante în

raport cu situaţia de testare (engl. Test-Irrelevant Thinking) şi Simptome corporale

(engl. Bodily Symptoms)

Un număr de 385 de studenţi în domeniul psihologiei (241 de sex feminin şi 144

de sex masculin) au completat TAS şi RTT într-o primă etapă, apoi au rezolvat (cu

limita de timp de 6 minute) o versiune dificilă a Digit Symbol Test, după care au

completat CIQ. Datele au evidenţiat corelaţii foarte apropiate de cele obţinute în primul

studiu între scorurile studenţilor la scalele RTT şi scorurile pe care aceştia le obţinuseră

la TAS. Pentru cele patru scale ale chestionarului RTT, valorile coeficientului de

consistenţă internă α-Cronbach au fost cuprinse între 0.68 şi 0.81. Pentru ansamblul

format din toţi cei 40 de itemi, valoarea coeficientului α-Cronbach a fost egală cu 0.78,

indicând o consistenţă internă satisfăcătoare. Pentru toate cele patru scale, ca şi pentru

ansamblul tuturor itemilor, subiecţii de sex feminin au înregistrat medii ale scorurilor

mai ridicate comparativ cu mediile înregistrate de către subiecţii de sex masculin (a se

vedea Sarason, 1984).

Subiecţii care au obţinut scoruri scăzute (primii 20 de subiecţi, în ordinea

crescătoare a scorurilor) la fiecare dintre scalele RTT-ului (precum şi la ansamblul

itemilor), respectiv la TAS au fost comparaţi cu subiecţii care au obţinut scoruri

ridicate (ultimii 20 de subiecţi, în ordinea crescătoare a scorurilor), în ceea ce priveşte

performanţele la Digit Symbol Test, rspectiv scorurile la CIQ. Această strategie (bazată

pe tehnica grupurilor contrastante) a servit pentru evaluarea validităţii de criteriu a

chestionarului RTT. Datele au indicat o diferenţă semnificativă din punct de vedere

statistic între performanţele la Digit Symbol Test ale subiecţilor care obţinuseră cele

mai scăzute scoruri totale la RTT şi performanţele subiecţilor care obţinuseră cele mai

ridicate scoruri totale la RTT [F(2, 39) = 4.89; p < 0.05]. Subiecţii care obţinuseră cele

mai scăzute scoruri totale la RTT (adică un nivel scăzut al anxietăţii faţă de testare)

obţinuseră o medie a performanţelor egală cu 164.54, iar subiecţii care obţinuseră cele

mai ridicate scoruri totale la RTT – o medie a performanţelor la Digit Symbol Test

egală cu 135.11, adică mult mai scăzută. Acest rezultat arată clar că un nivel ridicat al

anxietăţii faţă de testare se asociază cu alterarea performanţelor la probele cognitive.

Dintre cele patru scale ale chestionarului RTT, scala Îngrijorare a prezentat cea

mai consistentă relaţie cu performanţa la Digit Symbol Test. Astfel, studenţii care

obţinuseră scoruri scăzute la scala Îngrijorare obţinuseră o medie a performanţelor la

Digit Symbol Test egală cu 170.53, iar studenţii care obţinuseră scoruri ridicate la scala

Îngrijorare – o medie a performanţelor egală cu 121.04, adică mult mai scăzută.

Diferenţa dintre mediile performanţelor pe care cele două grupuri de studenţi le-au

obţinut la Digit Symbol Test a fost semnificativă din punct de vedere statistic [F(2, 39)

141


= 7.94; p < 0.01].

Datele pe care le-a obţinut Sarason (1984), în cadrul celui de-al doilea studiu pe

care l-a efectuat, au mai indicat o diferenţă semnificativă din punct de vedere statistic

între scorurile la Cognitive Interference Questionnaire pe care le obţinuseră studenţii

cu cele mai scăzute scoruri totale la RTT şi scorurile studenţilor care obţinuseră cele

mai ridicate scoruri totale la RTT [F(2, 39) = 4.77; p < 0.05]. Studenţii care obţinuseră

un nivel scăzut al anxietăţii faţă de testare obţinuseră, de asemenea, o medie a

scorurilor la CIQ egală cu 20.14, iar studenţii care obţinuseră un nivel ridicat al

anxietăţii faţă de testare – o medie egală cu 32.98. Acest rezultat arată clar cum nivelul

ridicat al anxietăţii faţă de testare se asociază cu un nivel ridicat al interferenţei

cognitive.

Din nou, scala Îngrijorare a prezentat cea mai consistentă relaţie cu scorurile la

Chestionarul pentru evaluarea interferenţei cognitive. Studenţii care obţinuseră scoruri

scăzute la scala Îngrijorare obţinuseră, de asemenea, o medie a scorurilor la

Chestionarul pentru evaluarea interferenţei cognitive egală cu 19.84, iar studenţii care

obţinuseră scoruri ridicate la scala Îngrijorare – o medie egală cu 33.68. Diferenţa

dintre mediile pe care cele două grupuri de subiecţi le-au obţinut la Chestionarul

pentru evaluarea interferenţei cognitive a fost semnificativă din punct de vedere

statistic [F(2, 39) = 8.13;p < 0.01].

Dintre cele patru scale ale chestionarului RTT, Îngrijorarea a prezentat cele mai

ridicate valori ale corelaţiilor cu scorurile la Chestionarul pentru evaluarea

interferenţei cognitive: 0.54 – pentru subiecţii de sex masculin şi 0.51 – pentru

subiecţii de sex feminin. Acest rezultat sugerează că, într-o situaţie evaluativă,

cogniţiile care interferează cu sarcina de rezolvat sunt legate mai degrabă de cogniţiile

care reflectă teama de eşec şi de comparaţiile cu alţii pe care persoana le efectuează

decât de cogniţiile irelevante în raport cu situaţia evaluativă.

Pentru scorurile totale pe care studenţii le-au obţinut la RTT, corelaţiile cu

scorurile la CIQ au fost: 0.47 – pentru subiecţii de sex masculin şi 0.44 – pentru

subiecţii de sex feminin. Acest rezultat arată că anxietatea faţă de testare este legată

clar de interferenţele cognitive care împiedică persoana să se concentreze maximal pe

sarcina pe care o are de rezolvat.

***

Versiunea în limba română a chestionarului RTT pe care am utilizat-o în unul

dintre studiile noastre a inclus 40 de itemi, la care elevii au răspuns pe o scală în patru

trepte: A – nu mi se potriveşte deloc; B – mi se potriveşte într-o mică măsură; C – mi

se potriveşte într-o mare măsură; D – mi se potriveşte perfect. Elevilor li s-a precizat

că trebuie să încercuiască (sau să bifeze un ,,X” peste) litera corespunzătoare uneia

dintre cele patru variante de răspuns, după cum aceasta se potriveşte cel mai bine cu

felul lor obişnuit de a reacţiona în faţa testelor/examenelor.

Itemii au cotat pentru cele patru faţete ale anxietăţii faţă de testare, după cum

urmează: Tensiune/Încordare – itemii 1, 5, 6, 15, 16, 22, 26, 33, 35 şi 40; Îngrijorare –

142


itemii 2, 8, 9, 13, 20, 21, 27, 34, 36 şi 39; Cogniţii irelevante în raport cu situaţia de

testare – itemii 3, 7, 12, 17, 18, 24, 28, 29, 32 şi 38; Simptome corporale – itemii 4, 10,

11, 14, 19, 23, 25, 30, 31 şi 37.

Pentru itemul 13, scorarea răspunsurilor date de către elevi a fost făcută în

următorul fel: 4 puncte, dacă elevul alesese varianta A – nu mi se potriveşte deloc; 3

puncte, dacă elevul alesese varianta B – mi se potriveşte într-o mică măsură; 2 puncte,

dacă elevul alesese varianta C – mi se potriveşte într-o mare măsură; 1 punct, dacă

elevul alesese varianta D – mi se potriveşte perfect. Pentru itemii 1-12 şi 14 – 40,

scoarea răspunsurilor date de către elevi a fost făcută după cum urmează: 1 punct, dacă

elevul alesese varianta A – nu mi se potriveşte deloc; 2 puncte, dacă elevul alesese

varianta B – mi se potriveşte într-o mică măsură; 3 puncte, dacă elevul alesese varianta

C – mi se potriveşte într-o mare măsură; 4 puncte, dacă elevul alesese varianta D – mi

se potriveşte perfect. Pentru fiecare scală în parte, scorul unui elev a fost obţinut prin

însumarea scorurilor la itemii componenţi. Acesta putea să varieze între 10 şi 40.

Scorul total al unui elev la chestionarul RTT a fost obţinut prin însumarea scorurilor la

cele patru scale. Acesta putea să varieze teoretic între 40 şi 160. Un scor total ridicat a

fost interpretat ca semnificând un nivel ridicat al anxietăţii faţă de testare.

Pentru lotul alcătuit din cei 183 de elevi de la Colegiul Economic-Administrativ

din Iaşi care au completat RTT împreună cu inventarul IAT şi cu Inventarul CISS

pentru evaluarea stilurilor de adaptare la situaţii stresante (vezi Capitolul 5, punctul

A, Lotul II.3.), valorile coeficientului α-Cronbach utilizat pentru evaluarea consistenţei

interne au fost: 0.94 – ansamblul celor 40 de itemi; 0.93 – scala Tensiune/Încordare;

0.88 – scala Îngrijorare; 0.90 – scala Cogniţii irelevante în raport cu situaţia de

testare; 0.85 – scala Simptome corporale. Valorile consistenţei interne, diferenţiate în

funcţie de subloturile de elevi de sex feminin, respectiv masculin, au fost comparabile.

6.2. Scala pentru evaluarea anxietăţii-trăsătură (STAI-Y2)

Inventarul pentru evaluarea anxietăţii-stare şi a anxietăţii-trăsătură/State-Trait

Anxiety Inventory – Form Y (Spielberger şi colab., 1983) este unul dintre cele mai

cunoscute instrumente care permite evaluarea predispoziţiei unei persoane către stări

de anxietate, respectiv a nivelului anxietăţii pe care aceasta o resimte la un moment dat

(în funcţie de situaţia specifică pe care o traversează).

Inventarul STAI a fost utilizat extensiv în cercetarea şi în practica clinică. Are o

lungă tradiţie, fiind fundamentat pe un volum foarte mare de cercetări empirice.

Distincţia dintre conceptele de anxietate-stare şi anxietate-trăsătură a fost evidenţiată

pentru prima dată de către R. B. Cattell (1961) şi dezvoltată, ulterior, de C. D.

Spielberger (1970, 1972, 1983).

Anxietatea-trăsătură şi anxietatea-stare sunt două constructe care constituie

nucleul modelului evaluării anxietăţii, propus de Spielberger (1970; 1972; 1983;

143


Spielberger şi Krasner, 1988). Prima se referă la predispoziţia unei persoane de a trăi şi

de a reacţiona prin stări de anxietate, putând fi privită ca un factor de personalitate. Cea

de-a doua formă a anxietăţii are o natură tranzitorie şi implică mai mult o serie de trăiri

subiective care pot fi accentuate de anumite evenimente cotidiene (de exemplu, un

interviu de angajare foarte important, aflarea diagnosticului unei boli sau pierderea

unei persoane dragi).

Inventarul cuprinde 40 de itemi, dintre care primii 20 (STAI-Y1) sunt destinaţi

evaluării anxietăţii-stare, iar următorii 20 (STAI-Y2) – evaluării anxietăţii-trăsătură. În

cadrul unuia dintre studiile pe loturi de elevi pe care le-am realizat, respectiv a unuia

dintre studiile pe loturile de studenţi, am utilizat doar Scala pentru evaluarea

anxietăţii-trăsătură (STAI-Y2). Aceasta a inclus 20 de itemi, la care elevii/studenţii au

răspuns pe o scală în patru trepte: A – aproape niciodată; B – câteodată; C – deseori;

D – aproape întotdeauna.

Scorul unui item a fost stabilit prin acordarea unui punctaj, în funcţie de varianta

de răspuns aleasă de un elev/student. Astfel, pentru itemii 1, 3, 6, 7, 10, 13, 14, 16 şi

19, scorarea a fost realizată în următorul fel: dacă elevul/studentul alegea la un item

varianta A – aproape niciodată, primea 4 puncte; dacă alegea varianta B – câteodată,

primea 3 puncte; dacă alegea varianta C – deseori, primea 2 puncte; dacă alegea

varianta D – aproape întotdeauna, primea 1 punct. Pentru itemii 2, 4, 5, 8, 9, 11, 12,

15, 17, 18 şi 20: dacă elevul/studentul alegea la un item varianta A – aproape

niciodată, primea 1 punct; dacă alegea varianta B – câteodată, primea 2 puncte; dacă

alegea varianta C – deseori, primea 3 puncte; dacă alegea varianta D – aproape

întotdeauna, primea 4 puncte.

Scorul total al unui elev sau student a fost obţinut prin însumarea scorurilor la cei

20 de itemi, putând varia teoretic între 20 şi 80. Un scor total ridicat a fost considerat

ca exprimând un nivel ridicat al anxietăţii-trăsătură.

Itemii, împreună cu instrucţiunile, au fost traduşi în şi adaptaţi pentru limba

română. În acest demers, am utilizat şi versiunea prezentată de către N. Sava (2003), în

volumul Anxietate şi performanţă la tineri (Timişoara, Editura Eurostampa)..

Pentru lotul celor 149 de elevi de la Grupul Şcolar-Industrial ,,Dimitrie

Leonida” din Piatra-Neamţ (vezi Capitolul 5, punctul A, Lotul III), valoarea

coeficientului de consistentă internă α-Cronbach a fost egală cu 0.84. Valorile pentru

subloturile de elevi diferenţiate în funcţie de variabila sex au fost: 0.84 – pentru fete şi

0.81 – pentru băieţi. Aceste valori indică o fidelitate bună a inventarului STAI-Y2.

Un număr de 78 dintre cei 199 de studenţi de la Facultatea de Psihologie,

Asistenţă Socială şi Sociologie, Universitatea ,,Petre Andrei” din Iaşi (vezi Capitolul

5, punctul B, Lotul II) au completat acest inventar, alături de inventarul IAT, Scala

Rosenberg pentru evaluarea stimei de sine, respectiv Chestionarul Penn State pentru

evaluarea predispoziţiei unei persoane de a-şi face griji. Pentru acest sublot de

studenţi, valoarea coeficientului de consistenţă internă α-Cronbach a fost egală cu 0.91

indicând o fidelitate foarte bună.

144


Un număr de 32 dintre cei 78 de studenţi (6 de sex masculin şi 26 de sex

feminin) au completat din nou inventarul IAT, Scala Rosenberg pentru evaluarea

stimei de sine, Scala STAI-Y2 pentru evaluarea anxietăţii-trăsătură, respectiv


griji la un interval de trei săptămâni, în vederea studierii stabilităţii temporale a

scorurilor (fidelităţii test-retest). Valoarea corelaţiei dintre scorurile pe care studenţii

le-au obţinut la inventarul STAI-Y2 cu ocazia celor două completări a fost egală cu

0.75 (p < 0.01), indicând o fidelitate test-retest bună.

6.3. Chestionarul Penn State pentru evaluarea predispoziţiei unei persoane de a-şi

face griji (PSWQ)

Chestionarul Penn State pentru evaluarea predispoziţiei unei persoane de a-şi

face griji/Penn State Worry Questionnaire – PSWQ (Meyer şi colab., 1990; apud

Bouvard şi Cottraux, 1996; Fresco şi colab., 2002) este un instrument cu 16 itemi

construit şi dezvoltat pentru a evalua tendinţa patologică a unei persoane de a se

îngrijora în legătură cu orice aspect din viaţa sa cotidiană. Este vorba despre

intruziunile cognitive sau preocupările iraţionale pe care o persoană le poate manifesta

şi care constituie simptome ale tulburării de anxietate generalizată. Chestionarul nu

permite totuşi identificarea temelor asupra cărora subiectul îşi poate face griji iraţionale

(Bouvard şi Cottraux, 1996).

Pentru a răspunde, studenţii au avut la dispoziţie cinci variante: A – nu îmi este

deloc caracteristic; B – îmi este puţin caracteristic; C – îmi este destul de caracteristic;

D – îmi este foarte caracteristic; E – îmi este absolut în totalitate caracteristic.

Scorarea a implicat inversarea punctajelor pentru itemii 1, 3, 8, 10 şi 11. Pentru

aceştia, alegerea variantei A – nu îmi este deloc caracteristic a primit 5 puncte,

alegerea variantei B – îmi este puţin caracteristic a primit 4 puncte, alegerea variantei

C – îmi este destul de caracteristic a primit 3 puncte, alegerea variantei D – îmi este

foarte caracteristic a primit 2 puncte, iar alegerea variantei E – îmi este absolut în

totalitate caracteristic a primit 1 punct. Pentru restul itemilor, scorarea s-a făcut în

următorul fel: alegerea variantei A – nu îmi este deloc caracteristic a primit 1 punct,

alegerea variantei B – îmi este puţin caracteristic a primit 2 puncte, alegerea variantei

C – îmi este destul de caracteristic a primit 3 puncte, alegerea variantei D – îmi este

foarte caracteristic a primit 4 puncte, iar alegerea variantei E – îmi este absolut în

totalitate caracteristic a primit 5 puncte.

Scorul total al unui student a fost obţinut prin însumarea scorurilor la cei 16

itemi. Acesta putea să varieze teoretic între 16 şi 80. Un scor ridicat a fost interpretat ca

exprimând o tendinţă iraţională accentuată a studentului de a-şi face griji în legătură cu

orice aspect din viaţa sa cotidiană.

145


Bouvard şi Cottraux (1996) oferă o serie de date legate de validitatea

chestionarului. Studiile de validare au fost realizate pe studenţi (Meyer şi colab., 1990;

Ladouceur şi colab., 1992; Davey, 1993; citaţi de Bouvard şi Cottraux, 1996), pe

pacienţi psihiatrici (Meyer şi colab., 1990; Brown şi colab., 1991; citaţi de Bouvard şi

Cottraux, 1996) şi pe pacienţi consultaţi în spitale pentru alte tulburări decât cele de

natură psihiatrică (Freestone şi colab., 1994; citaţi de Bouvard şi Cottraux, 1996).

Datele referitoare la validitatea de criteriu indică o capacitate de diferenţiere a

subiecţilor diagnosticaţi cu tulburare de anxietate generalizată de subiecţii anxioşi şi de

subiecţii normali (Meyer şi colab., 1990; Brown şi colab., 1991; citaţi de Bouvard şi

Cottraux, 1996).

Validitatea concurentă a fost studiată prin corelarea scorurilor la chestionar cu

scorurile la Inventarul STAI pentru evaluarea anxietăţii, respectiv cu scorurile la

Inventarul Beck pentru evaluarea depresiei. Scorurile la STAI au corelat semnificativ

cu scorurile la chestionarul Penn State, dar cele două constructe s-au dovedit a fi relativ

independente (Meyer şi colab., 1990; Ladouceur şi colab., 1992; citaţi de Bouvard şi

Cottraux, 1996).

Validitatea divergentă a fost studiată prin corelarea scorurilor la chestionar cu

cele la Inventarul Beck pentru evaluarea depresiei. Valorile corelaţiilor s-au situat între

0.10 (pentru un grup de subiecţi diagnosticaţi cu tulburare de anxietate generalizată) şi

0.36 (pentru un grup de studenţi) (Meyer şi colab., 1990; citaţi de Bouvard şi Cottraux,

1996).

Analiza factorială a versiunii franceze (Ladouceur şi colab., 1992; citaţi de

Bouvard şi Cottraux, 1996) a reţinut un singur factor general, fiind în concordanţă cu

rezultatele obţinute cu versiunea engleză (Brown şi colab., 1991; citaţi de Bouvard şi

Cottraux, 1996).

Totuşi, Fresco, Heimberg, Mennin şi Turk (2002) au demonstrat superficialitatea

soluţiei unifactorială faţă de soluţia în doi factori. Aceşti autori au arătat că cei cinci

itemi formulaţi pozitiv (1, 3, 8, 10, 11) formează un factor independent de restul

itemilor formulaţi negativ (factorul a fost denumit Absenţa tendinţei de îngrijorare).

Autorii citaţi au obţinut un coeficient de consistenţă internă pentru toţi itemii de 0.90,

iar pentru ansamblul celor 11 itemi formulaţi negativ (care se grupează într-un factor

denumit Tendinţa de îngrijorare), valoarea coeficientului de consistenţă internă a fost

0.94. Autorii au avansat ipoteza că itemii formulaţi pozitiv (de exemplu: ,,Nu am

tendinţa să-mi fac griji cu privire la diverse lucruri” sau ,,Nu mă mai frământ, când

simt că nu mai pot face nimic în legătură cu un lucru”) ar putea reprezenta o măsură a

dezirabilităţii sociale, insistând pe necesitatea unor studii care să clarifice structura

factorială a instrumentului.

În traducerea în şi adaptarea pentru limba română a chestionarului PSWQ, am

utilizat două surse: lucrarea redactată de Fresco şi colab., (2002), respectiv colecţia de

protocoale şi scale de evaluare în psihiatrie şi în psihologie redactată de Bouvard şi

Cottraux (1996).

146


Consistenţa internă (coeficientul α-Cronbach), calculată pentru sublotul celor 78

de studenţi în domeniul psihologiei de la Universitatea ,,Petre Andrei” din Iaşi la care

am ne-am referit mai sus, a fost egală cu 0.91, indicând o fidelitate foarte bună a

versiunii în limba română a Chestionarului Penn State pentru evaluarea predispoziţiei

unei persoane de a-şi face griji.

Un număr de 32 dintre cei 78 de studenţi au completat din nou inventarul IAT,

Scala Rosenberg pentru evaluarea stimei de sine, Scala STAI-Y2 pentru evaluarea

anxietăţii-trăsătură, respectiv Chestionarul Penn State pentru evaluarea predispoziţiei

unei persoane de a-şi face griji la un interval de trei săptămâni, în vederea studierii

fidelităţii test-retest. Valoarea corelaţiei dintre scorurile pe care studenţii le-au obţinut

la Chestionarul Penn State cu ocazia celor două completări a fost egală cu 0.66 (p <

0.01), indicând o bună fidelitate test-retest (stabilitate temporală a scorurilor).

6.4. Scala Rosenberg pentru evaluarea stimei de sine (RSE)

Scala Rosenberg pentru evaluarea stimei de sine/Rosenberg Self-Esteem Scale

(RSES) este unul dintre cele mai cunoscute instrumente destinate evaluării stimei de

sine, înţeleasă ca valorizarea, acceptarea şi evaluarea generală pe care o persoană o

manifestă faţă de propriul eu (Crandal, 1973). Stima de sine este considerată ca

atitudinea care descrie gradul în care o persoană are tendinţa de a se autoevalua pozitiv

şi de a respinge atributele negative.

În concepţia unor renumiţi psihologi şi psiho-sociologi francezi şi americani (C.

Rogers, N. Branden), stima de sine pe care o persoană o poate manifesta la un nivel

ridicat implică: simţul propriei valori; sentimentul auto-evaluării obiective, corelat

intim cu imaginea (concepţia) despre sine; încrederea în propriile forţe; convingerea

individului că merită să fie fericit (Crăciun, 1998).

Publicată pentru prima dată în volumul Society and The Adolescent Self-Image

(1965) de către Morris Rosenberg, RSES a constituit de-a lungul timpului obiectul a

numeroase studii, având aplicaţii atât în cercetarea fundamentală, cât şi în domeniul

aplicativ (orientarea şcolară, conslierea psihologică, diagnosticul clinic, etc.) (Crandal,

1973).

Iniţial, scala a fost dezvoltată pentru a servi evaluării stimei de sine în rândul

adolescenţilor. Astăzi, se foloseşte atât pentru evaluarea stimei de sine în populaţia de

adolescenţi, cât şi pentru evaluarea în rândul adulţilor.

Scala se prezintă sub forma unei colecţii de zece itemi, dintre care cinci sunt

formulaţi pozitiv (de exemplu: ,,Cred că sunt o persoană valoroasă, cel puţin de

acelaşi nivel cu ceilalţi”), cotându-se în sensul: Dezacord puternic = 1 punct, Parţial în

dezacord = 2 puncte, Parţial de acord = 3 puncte, respectiv Acord puternic = 4 puncte.

Restul de cinci itemi sunt formulaţi negativ (de exemplu: ,,Uneori mă simt inutil,-ă”),

147


cotându-se în sens invers: Dezacord puternic = 4 puncte, Parţial în dezacord = 3

puncte, Parţial de acord = 2 puncte, respectiv Acord puternic = 1 punct.

Scorul total la scală al unui student a fost obţinut prin însumarea scorurilor la cei

10 itemi. Scorul total putea varia teoretic între 10 şi 40. Un scor ridicat a fost

interpretat ca semnificând un nivel ridicat al stimei de sine.

Eşantionul pe care a fost experimentată scala iniţial a fost compus din 5024 de

elevi din zece licee din statul New York, selectate la întâmplare (cf. Crandal, 1973).

Rezultatele obţinute de Rosenberg au relevat corelaţii semnificative între scorurile la

stima de sine, evaluată cu RSES şi auto-descrierile elevilor cu privire la propria lor

persoană. De asemenea, Rosenberg a obţinut o corelaţie semnificativă între scorurile

globale la stima de sine şi evaluările depresiei în rândul elevilor. Acelaşi studiu,

utilizând tehnica scalării propusă de L. Guttman (1944), a probat unidimensionalitatea

scalei (coeficientul de reproductibilitate a fost egal cu 0.92).

În cadrul unui studiu transcultural, Rusticus, Hubley şi Zumbo (2004) au

administrat RSES pe un număr total de 2286 de studenţi, dintre care 543 americani,

1443 canadieni şi 300 neozeelandezi. Autorii nu au identificat diferenţe semnificative,

în ceea ce priveşte structura factorială a scalei. Pentru fiecare dintre cele trei loturi,

datele au relevat unidimensionalitatea scalei. De asemenea, Rusticus, Hubley şi Zumbo

(2004) au găsit, pentru cele trei loturi, valori comparabile ale consistenţei interne a

scalei.

Un număr de 78 dintre cei 199 de studenţi de la Facultatea de Psihologie,

Asistenţă Socială şi Sociologie, Universitatea ,,Petre Andrei” din Iaşi (vezi Capitolul

5, punctul B, Lotul II) au completat această scală, alături de inventarul IAT, Scala

STAI-Y2 pentru evaluarea anxietăţii-trăsătură, respectiv Chestionarul Penn State

pentru evaluarea predispoziţiei unei persoane de a-şi face griji. Pentru acest sublot de

studenţi, valoarea coeficientului de consistenţă internă α-Cronbach a fost egală cu 0.80.

Pentru cei 32 de studenţi care au completat din nou inventarul IAT, Scala

Rosenberg pentru evaluarea stimei de sine, Scala STAI-Y2 pentru evaluarea anxietăţii-

trăsătură, respectiv Chestionarul Penn State pentru evaluarea predispoziţiei unei

persoane de a-şi face griji la un interval de trei săptămâni, valoarea corelaţiei dintre

scorurile obţinute la Scala Rosenberg cu ocazia celor două completări a fost egală cu

0.64 (p < 0.01), indicând o bună fidelitate test-retest.

6.5. Scala pentru evaluarea auto-eficienţei (SES)

În vederea evaluării expectanţelor cu privire la auto-eficienţă (nivelul perceput)

în rândul elevilor, am utilizat Self-Efficacy Scale (SES), propusă de M. Sherer, J. E.

Maddux, B. Mercadante, S. Prentice-Dunn, B. Jacobs şi R. W. Rogers (1982) (scala a

fost preluată din Corcoran şi Fischer, 1987). Acest instrument a fost construit pentru a

evalua nivelul general al credinţei unei persoane în propriile sale competenţe (Corcoran

148


şi Fischer, 1987), care nu sunt legate neapărat de o situaţie specifică sau un

comportament anume.

În construirea scalei, s-a pornit de la premisa că expectanţele unei persoane cu

privire la propriile competenţe reprezintă un factor major al schimbărilor

comportamentale, iar diferenţele interindividuale, în ceea ce priveşte experienţele din

trecut, respectiv atribuirile pe care persoanele le fac cu privire la propriile lor succese

se asociază cu diferite nivele ale expectanţelor referitoare la auto-eficienţă (Corcoran şi

Fischer, 1987).

Un puternic sentiment al eficienţei personale creşte probabilitatea de realizare în

plan personal, profesional şi social. Studiile de specialitate au arătat că auto-eficienţa

percepută (sentimentul de a te simţi competent şi încrezător în ceea ce priveşte

posibilitatea de a atinge scopuri valorizate social) corelează semnificativ cu starea de

bine personală percepută subiectiv (Carver şi Scheier, 1999; McGregor şi Little, 1998;

apud Ryan şi Deci, 2001).

În varianta sa originală, scala conţine 30 de itemi, dintre care doar 23 cotează

pentru nivelul expectanţelor cu privire la auto-eficienţă. Restul itemilor (de exemplu:

,,Îmi place să cresc plante de apartament”, ,,Ereditatea este un factor principal în

determinarea personalităţii unui individ” sau ,,Îmi plac ştiinţele reale”) este destinat să

împiedice subiectul să-şi dea seama ce anume urmăreşte scala pe care o are de

completat.

În cadrul unuia dintre studiile pe loturile de elevi pe care le-am efectuat, am

administrat doar itemii propriu-zişi. Elevii au răspuns alegând una dintre următoarele

cinci variante: A – dezacord puternic, B – dezacord, C – nu pot spune cu certitudine, D

– acord, respectiv E – acord puternic.

În versiunea în limba română a scalei pe care am administrat-o pe un lot de elevi,

în cadrul unuia dintre studiile pe care le-am efectuat, itemii 2, 4, 5, 6, 8, 10, 13, 15, 16,

18, 19, 22 şi 23 se scorează prin inversarea punctajelor acordate în funcţie de variantele

de răspuns alese de către un elev. Astfel, pentru un item, alegerea variantei A –

dezacord puternic a fost punctată cu 5 puncte, alegerea variantei B – dezacord a fost

punctată cu 4 puncte, alegerea variantei C – nu pot spune cu certitudine a fost punctată

cu 3 puncte, alegerea variantei D – acord a fost punctată cu 2 puncte, iar alegerea

variantei E – acord puternic a fost punctată cu 1 punct. Restul itemilor (1, 3, 7, 9, 11,

12, 14, 17, 20 şi 21) au fost scoraţi după cum urmează: alegerea variantei A – dezacord

puternic a fost punctată cu 1 punct, alegerea variantei B – dezacord a fost punctată cu 2

puncte, alegerea variantei C – nu pot spune cu certitudine a fost punctată cu 3 puncte,

alegerea variantei D – acord a fost punctată cu 4 puncte, iar alegerea variantei E –

acord puternic a fost punctată cu 5 puncte.

Scorul total al unui elev a fost obţinut prin însumarea scorurilor la cei 23 de

itemi. Teoretic, acesta ar fi putut varia între 23 şi 115. Scorul total ridicat, obţinut de un

elev, a fost considerat ca indicând un nivel ridicat al credinţei acestuia în propria

eficienţă.

149


SES este compusă din două subscale: una măsoară percepţiile unei persoane cu

privire la auto-eficienţă în general (în versiunea în limba română pe care am

administrat-o, este vorba despre itemii: 4, 7, 10, 14, 18 şi 21), iar alta se referă la auto-

eficienţa în domeniul relaţiilor sociale (itemii: 1, 2, 3, 5, 6, 8, 9, 11, 12, 13, 15, 16, 17,

19, 20, 22 şi 23). În studiul pe care l-am întreprins, am luat în considerare doar

scorurile globale ale elevilor.

Studiile întreprinse de autorii scalei (Sherer, Maddux, Mercadante, Prentice-

Dunn, Jacobs şi Rogers, 1982; citaţi de Corcoran şi Fischer, 1987) au relevat o

consistenţă internă a itemilor satisfăcătoare (coeficientul alfa-Cronbach a avut valoarea

0.86 pentru subscala referitoare la percepţia auto-eficienţei în general, respectiv 0.71

pentru subscala referitoare la percepţia auto-eficienţei în domeniul relaţiilor sociale).

Validitatea criterială a scalei a fost demonstrată prin compararea succesului în

diferite domenii (educaţional, vocaţional, financiar) obţinut de subiecţii cu scoruri

ridicate respectiv de cei cu scoruri scăzute, primii fiind superiori ultimilor (cf.

Corcoran şi Fischer, 1987). De asemenea, SES a demonstrat o bună validitate de

construct, prin corelaţiile semnificative cu măsuri, precum: Ego Strength Scale (ESS),

The Interpersonal Competency Scale (ICS) şi Rosenberg Self-Esteem Scale (RSE).

În cadrul unuia dintre studiile realizate pe loturi de elevi de la Colegiul

Economic-Administrativ din Iaşi, 202 elevi (a se vedea Capitolul 5, punctul A, Lotul

II.1.) au completat inventarul IAT împreună cu SES, Scala internalism-externalism

pentru copii şi tineri (Nowicki şi Strickland, 1973; adaptată de Chelcea, 1994) şi Scala

pentru evaluarea deprinderilor şi a obişnuinţelor legate de studiu (Cassady, 2004).

Atât pentru sublotul de fete, cât şi pentru cel de băieţi, am obţinut valori bune ale

coeficientului α-Cronbach pentru evaluarea consistenţei interne – toate situate peste

limita de 0.70. Acestea s-au prezentat, după cum urmează: fete – 0.80, băieţi – 0.79, lot

total – 0.79. Valorile au fost calculate pentru ansamblul celor 23 de itemi.

6.6. Scala Toulouse pentru evaluarea stimei de sine (ETES)/Subscala Sine şcolar

Publicată de către N. Oubrayrie, M. Léonardis şi C. Safont, într-un număr din

1994 al Revistei Europene de Psihologie Aplicată, Scala Toulouse pentru evaluarea

stimei de sine (Echelle Toulousaine d’Estime de Soi/ETES) a fost inspirată din

instrumentele deja existente (scalele propuse de S. Coopersmith și de M. Rosenberg

etc.).

Deoarece integrează diferite faţete ale stimei de sine, scala permite obţinerea

unui scor global (semnificând nivelul stimei de sine) şi a cinci scoruri secundare,

corespunzătoare celor cinci aspecte ale stimei de sine pe care le operaţionalizează.

Două dintre acestea – aprecierea controlului emoţional şi evaluarea aspectelor

proiective ale sinelui – sunt dimensiunile sau faţetele stimei de sine pe care scala le

propune în plus faţă de scalele omoloage, construite anterior şi focalizate mai mult pe

150


sondarea aspectelor stimei de sine legate de domeniul fizic (propriul corp), de cel

social şi de cel şcolar.

În varianta pentru puberii şi adolescenţii români, experimentată pe un lot de elevi

de liceu de către psiholog Adriana Crăciun (1998), Scala Toulouse pentru evaluarea

stimei de sine este alcătuită din 60 de itemi cu răspunsuri dihotomice (DA/NU).

Aceştia sunt repartizaţi câte 12, pentru fiecare dintre cele cinci dimensiuni ale stimei de

sine.

Structura pentadimensională a scalei ETES lărgeşte şi rafinează, pe direcţia

stimei de sine, posibilităţile de lucru ale psihologului, în diferitele sale roluri: de

diagnostician, de consilier (psiholog) şcolar sau de terapeut (Crăciun, 1998).

În cadrul unuia dintre studiile pe care le-am întreprins pe loturi de elevi, am

folosit doar subscala destinată evaluării stimei de sine în domeniul şcolar. Sinele şcolar

reflectă percepţia pe care un elev o are cu privire la propriile lui competenţe în

domeniul şcolar, obiectivabile în comportamente şi performanţe de un anumit nivel

(Oubrayrie, Léonardis şi Safont, 1994; citaţi de Crăciun, 1998). Exemple de itemi:

,,Mă descurajez cu uşurinţă la şcoală”; ,,Profesorii mei sunt mulţumiţi de mine”, ,,

Când obţin la şcoală rezultate slabe, mă descurajez repede” sau ,,Sunt mândru/-ă de

rezultatele mele şcolare”).

Fiecare item al subscalei Sine şcolar a fost scorat cu un punct, dacă elevul a

răspuns conform grilei de corecţie sau cu zero puncte, dacă răspunsul elevului nu s-a

suprapus cu grila de corecţie. Scorurile totale au fost obţinute prin însumarea scorurilor

la cei 12 itemi. Acestea puteau varia între 0 şi 12.

Pentru ansamblul celor 12 itemi, prin care am măsurat sinele şcolar, valoarea

consistenţei interne (coeficientul α-Cronbach), calculată pe lotul celor 78 de elevi de la

Grupul Şcolar ,,Ştefan Procopiu” din Iaşi (a se vedea Capitolul 5, punctul A, Lotul IV)

a fost egală cu 0.66.

6.7. Scala internalism-externalism pentru copii şi tineri (IE-CT)

Locul controlului, caracteristică a stilului cognitiv al unui individ care poate fi

distribuită pe un continuum între internalism şi externalism, a fost măsurat cu Scala

internalism-externalism pentru copii şi tineri/IE-CT, adaptată în România de S.

Chelcea (1994), după Nowicki-Strickland Locus of Control Scale/N-SLCS (Nowicki şi

Strickland, 1973 54

).

54

Scala propusă de Nowicki şi Strickland (1973) poate fi găsită, sub acronimul N-SLCS în K.

Corcoran, & F. Fischer (Eds.) (1987). Measures for Clinical Practice. A Sourcebook. New

York: The Free Press (pp. 402-404) şi în R. Aero, & E. Weiner, E. (Eds.) (1981). The Mind

Test. New York: William Morrow and Company, Inc., pp. 20-21. De asemenea, versiunea

tradusă în şi adaptată pentru limba română a scalei, împreună cu grila de corecţie poate fi găsită

în S. Chelcea (2004). Metodologia cercetării sociologice. Metode cantitative şi calitative.

Bucureşti: Editura Economică, pp. 368-370.

151


Oamenii fac anticipări în legătură cu factorii capabili să determine ceea ce li se

va întâmpla lor sau celorlalţi. Rotter (1966) a sistematizat o clasificare binară a acestor

anticipări. Astfel, unii indivizi situează la nivelul propriei persoane factorii care ar

putea influenţa cursul evenimentelor prin care trec sau al situaţiilor cu care se

confruntă. Alţii, dimpotrivă, situează aceşti factori cauzali în situaţia, şansa sau puterea

celorlalţi – mai ales în cazul situaţiilor în care cineva poate exercita cu dificultate un

control eficient asupra unor situaţii dificile. Rotter a numit primul tip de atribuiri

credinţe într-un control intern, iar cel de-al doilea tip de atribuiri credinţe într-un

control extern. De exemplu, convingerea că este suficient să te apuci serios de treabă

pentru ca lucrurile să meargă bine este o credinţă internă. Pe de altă parte, credinţa că

nu poţi reuşi dacă nu te ajută norocul este o credinţă externă. Credinţele persoanelor în

ceea ce priveşte factorii care pot influenţa controlul unei situaţii problematice sau

manifestarea unui anumit comportament nu sunt altceva decât atribuiri, în sensul clasic

în care acest termen îl are în psihologia socială de la lucrările lui F. Heider încoace.

În psihologie, locul controlului este considerat un aspect important al

personalităţii, oamenii putând fi practic plasaţi pe un continuum care descrie această

trăsătură între două extreme: internalişti, respectiv externalişti.

Standardizarea scalei N-SLCS a fost efectuată pe aproximativ 1000 de elevi albi

în clasele III-XII din şcolile elementare şi liceele din patru comunităţi americane,

reprezentând toate nivelele socio-economice (cf. Corcoran şi Fischer, 1987; Chelcea,

1994).

Itemii scalei descriu întărirea comportamentală (concept esenţial în teoria lui J.

B. Rotter cu privire la locul controlului) în diferite arii ale funcţionării personale şi

sociale, precum afilierea, atingerea scopurilor, dependenţa, etc.

În versiunea pe care am utilizat-o în unul dintre studiile noastre, scala a inclus 40

de itemi, la care elevii au răspuns cu DA sau NU. Fiecare răspuns a fost cotat cu zero

puncte sau un punct, în funcţie de grila de corecţie. Scorurile totale ale elevilor au fost

obţinute prin însumarea scorurilor la cei 40 de itemi. Un elev putea să obţină un scor

maxim egal cu 40. Urmând indicaţiile oferite de Chelcea (1994), am considerat un scor

total ridicat ca exprimând externalismul.

Conform lui Corcoran şi Fischer (1987), consistenţa internă pentru ansamblul

itemilor scalei Nowicki-Strickland, raportată de către autori, a fost destul de bună.

Valorile coeficienţilor de fidelitate, calculaţi prin metoda înjumătăţirii, au crescut odată

cu treapta de şcolarizare a subiecţilor, variind în jurul limitei de 0.32 (pentru elevii în

clasele III-V), 0.68 (pentru elevii în clasele VI-VIII), respectiv 0.74 (pentru elevii în

clasa a XII-a).

În unul dintre studiile noastre (N = 202 elevi în clasele IX-XII ale Colegiului

Economic-Administrativ din Iaşi – vezi Capitolul 5, punctul A, Lotul II.1.), am obţinut

următoarele valori ale consistenţei interne (coeficientul α-Cronbach): 0.60 (fete), 0.75

(băieţi), 0.66 (întregul lot de elevi).

152


6.8. Scalele Stabilitate emoţională şi Caracter conştiincios din Chestionarul Alter

Ego

Caprara, Barbanelli şi Borgogni (2001) au propus Chestionarul Alter Ego 55

care

măsoară cinci factori de personalitate (E – energia, A – amabilitatea, C – caracterul

conştiincios, S – stabilitatea emoţională şi D – deschiderea mentală), zece dimensiuni

sau faţete ale acestor factori, considerate trăsături de personalitate (Di – dinamismul,

Do – dominanţa, Co – cooperarea, Aa – atitudinea amicală, Me – meticulozitatea, Pe

– perseverenţa, Ce – controlul emoţiilor, Ci – controlul impulsurilor, Oc – deschiderea

spre cultură şi Oe – deschiderea spre experienţă) şi tendinta unei persoane de a oferi o

altă imagine despre ea însăşi decât ceea ce este în realitate (Ds – dezirabilitatea

socială).

Începând cu anul 2005, Chestionarul Alter Ego stă în atenţia unei echipe de

specialişti din cadrul Societăţii de Psihologie Aplicată PSITEST din Iaşi, aflată sub

coordonarea psihologului principal Mihail Gaspar.

Chestionarul este destinat adolescenţilor şi adulţilor de orice vârstă. Contextele

în care poate fi utilizat chestionarul sunt variate: psihologia ocupaţională (selecţie,

orientare, formare), psihologia clinică şi psihologia educaţională.

Chestionarul Alter Ego a fost construit şi dezvoltat din perspectiva teoriei

trăsăturilor de personalitate, propusă de P. T. Costa şi R. R. McCrae – doi dintre autorii

influenţi care s-au ocupat de modelul Big Five. Astăzi, modelul Big Five reprezintă un

cadru de lucru influent, dezvoltările sale reflectând o nouă tendinţă în studiul

personalităţii (Zlate, 1997): trecerea de la abordarea analitică a structurii şi organizării

personalităţii la cea sintetică, bazată pe utilizarea tehnicilor complexe de analiză

factorială.

Costa şi McCrae (1992, 1995), precum şi Caprara, Barbaranelli şi Borgogni

(2001) au adus date prin care au demonstrat structura ierarhică a personalităţii: în vârf,

se găsesc cei cinci mari factori, iar la un nivel inferior sunt plasate diversele faţete ale

acestora (dimensiuni/trăsături), mai înguste în ceea ce priveşte conţinutul psihologic.

Chestionarul Alter Ego conţine un număr economicos de itemi (132), putând fi

aplicat atât individual, cât şi colectiv. Fiecare factor este măsurat prin câte 24 de itemi

(repartizaţi câte 12, pentru fiecare dintre cele două dimensiuni). În cadrul unuia dintre

studiile efectuate pe loturile de studenţi (vezi Capitolul 5, Punctul B, Lotul III), am

administrat doar scalele Stabilitate emoţională (S) şi Caracter conştiincios (C) din

Chestionarul Alter Ego, împreună cu versiunea în limba română a inventarului TAI.

55

Aceasta este denumirea dată de J.-P. Rolland, autorul traducerii, adaptării şi experimentării

chestionarului construit de Caprara, Barbanelli şi Borgogni pe loturi din populaţia franceză de

adolescenţi şi adulţi. Denumirea originală din limba italiană este Big Five Questionnaire (BFQ).

153


Stabilitatea emoţională este denumită de unii autori printr-un termen cu un

conţinut psihologic opus, şi anume nevrotismul (instabilitate emoţională). Acest factor

se găseşte şi în modelul personalităţii propus de H. J. Eysenck, un precursor al

Modelului Big Five. Persoanele care obţin note scăzute la acest factor tind să fie

anxioase, să treacă prin dispoziţii depresive, să fie vulnerabile în faţa unor situaţii

stresante sau tensionate, emotive, impulsive, iritabile. Dimensiunile stabilităţii

emoţionale sunt: Controlul emoţiilor (Ce) – legat de stările de tensiune psihică, cum ar

fi conflictele interpersonale, evenimentele de viaţă negative sau situaţiile de examinare

şi Controlul impulsurilor (Ci) – referitor la capacitatea unei persoane de a-şi controla

propriile comportamente în situaţii resimţite ca fiind periculoase.

Caracterul conştiincios este unul dintre factorii care a oferit cele mai consistente

rezultate, în studiile prin care s-a urmărit fundamentarea şi dezvoltarea chestionarelor

de tip Big Five. Acest factor se referă la capacitatea unei persoane de a-şi autoregla

conduita în raport cu scopurile pe care şi le propune, adică de a fi meticuloase,

perseverente în rezolvarea sarcinilor, ordonate şi precise, încrezătoare în forţele proprii.

Dimensiunile acestui factor sunt: Meticulozitatea (Me) – grija pentru minuţiozitate,

preocuparea pentru ordine şi detalii şi Perseverenţa (Pe) – constanţa în acţiuni,

finalizarea sarcinilor, asumarea angajamentelor de către o persoană.

Pentru un lot de 118 studenţi la specializarea Psihologie (21 de sex masculin şi

97 de sex feminin), cu vârste cuprinse între 19 şi 50 de ani (m = 26.42 ani; s = 7.09 ani)

pe care a fost administrată experimental versiunea finală în limba română a

chestionarului Alter Ego, împreună cu un chestionar pentru evaluarea competenţelor

sociale, valorile consistenţei interne (coeficientul α-Cronbach) pentru factorii S şi C, ca

şi pentru dimensiunile acestora, au fost (Murguleţ, 2007): factorul S – 0.86 (Controlul

emoţiilor – 0.83 şi Controlul impulsurilor – 0.75); factorul C – 0.84 (Meticulozitate –

0.80 şi Perseverenţă – 0.75).

Pentru cel de-al treilea lot de studenţi care au participat la unul dintre studiile pe

care le-am întreprins, valorile consistenţei interne (coeficientul α-Cronbach) pentru

factorii S şi C, ca şi pentru dimensiunile (faţetele) acestora, au fost: factorul S – 0.81

(Controlul emoţiilor – 0.73 şi Controlul impulsurilor – 0.75); factorul C – 0.84

(Meticulozitate – 0.75 şi Perseverenţă – 0.75).

6.9. Inventarul pentru evaluarea stilurilor de adaptare la situaţii stresante (CISS)

Stresul cotidian şi profesional constituie o provocare pentru societatea globală

modernă a secolului al XXI-lea. Pornind de la teoria cognitivă a stresului, elaborată de

P. Lazarus, P. Derevenco (1987) defineşte stresul ca fiind un „dezechilibru biologic,

psihologic şi comportamental între cerinţele mediului fizic, ambiental, social şi

resursele reale sau percepute ca atare de către individ de a rezista acestor cerinţe şi

situaţii conflictuale”.

154


În momentul în care o persoană se confruntă cu un eveniment stresant, de obicei

depunde eforturi pentru a-l depăşi. A face faţă evenimentelor cotidiene stresante

reprezintă un proces prin care încercăm găsirea unui răspuns adecvat la o serie de

cerinţe sau solicitări pe care le considerăm a depăşi resursele de care dispunem

(Lazarus şi Launier, 1978; Lazarus şi Folkman, 1984; citaţi de Răşcanu, 2001). Pentru

denumirea ansamblului de procese prin care o persoană încearcă să stăpânească şi să

depăşească situaţiile sau evenimentele stresante a fost creat termenul de adaptare (engl:

coping).

După Stone şi Neale (1984; citaţi de Tudose, 2003, p. 100), „Adaptarea

reprezintă acele comportamente şi gânduri care sunt conştient utilizate de către

individ, pentru a conduce sau a controla efectele anticipării sau trăirii unor situaţii

stresante”. Stilurile (strategiile) pe care le utilizăm în vederea adaptării la solicitările

stresante din viaţa noastră cotidiană joacă un rol foarte important în asigurarea

echilibrului nostru psihic şi a sănătăţii în plan fizic şi mental.

***

Distincţia dintre abordarea intraindividuală şi cea interindividuală, în studiul

comportamentelor de adaptare, este o chestiune foarte frecvent reluată în literatura de

specialitate (Folkman şi colab., 1986; citaţi de Endler şi Parker, 1998). Abordarea

intraindividuală a adaptării la situaţii stresante ia în calcul studiul cunoştinţelor şi al

comportamentelor unei persoane în diferite tipuri de situaţii. Această abordare tinde

către studiul proceselor specifice adaptării la situaţii stresante prin examinarea modului

în care comportamentele adaptative ale unei persoane se schimbă în funcţie de tipurile

de solicitări stresante pe care aceasta le întâlneşte.

Din contra, abordarea interindividuală a adaptării la situaţii stresante utilizează

scorurile persoanelor, colectate în diferite ocazii evaluative sau scorurile obţinute în

cursul unei singure ocazii evaluative, pentru a reprezenta un indice stabil al stilurilor de

adaptare la solicitările stresante (Endler şi Parker, 1989; Fleischman, 1984; Miller,

Brody şi Summerton, 1988; citaţi de Endler şi Parker, 1998). Această abordare permite

evaluarea diferenţelor interindividuale sau, cu alte cuvinte, identificarea strategiilor de

bază utilizate de către indivizi, pentru a se adapta la diferite tipuri de situaţii stresante.

Distincţia dintre cele două abordări, cea intraindividuala (bazată pe identificarea

proceselor specifice adaptării) şi cea interindividuală (bazată pe surprinderea

diferenţelor interindividuale în ceea ce priveşte strategiile de adaptare) este comparabilă

cu distincţia dintre conceptele stare şi trăsătură din cadrul cercetărilor asupra

personalitătii.

Astăzi, majoritatea cercetărilor asupra adaptării la situaţii stresante fac apel la

abordarea interindividuală care reia conceptul de trăsătură (Cohen, 1987; Krohne,

1988; citaţi de Endler şi Parker, 1998). Cercetările s-au centrat în mod special pe

dezvoltarea unor instrumente fidele şi valide, destinate evaluării stilurilor (strategiilor)

de adaptare la situaţii stresante pe care persoanele le utilizează preferenţial.

***

155


Cercetările dezvoltate recent au accentuat asupra rolului foarte important pe care

stilurile de adaptare îl joacă în explicarea legăturilor dintre evenimentele stresante şi

consecinţele lor asupra funcţionării unei persoane, precum: anxietatea, depresia sau

acuzele somatice, etc. (Billings şi Moss, 1981; 1984; Coyne, Aldwin şi Lazarus, 1981;

Endler, 1988; Endler şi Parker, 1990; Pearlin şi Schooler, 1978; citaţi de Endler şi

Parker, 1998).

Prin stiluri (strategii) de adaptare la situaţii stresante s-a înţeles maniera

caracteristică unei persoane de a face faţă situaţiilor stresante pe care le întâlneşte

(Folkman şi Lazarus, 1988; citaţi de Endler şi Parker, 1998). O persoană care se

confruntă, în mod repetat, cu surse de stres variate ajunge să-şi elaboreze, în timp, o

strategie de adaptare sau mai multe, destinate restabilirii echilibrului cognitiv şi

emoţional. În timp, persoana îşi va ,,fixa” un stil predominant de a face faţă situaţiilor

problematice pe care le traversează.

Cercetătorii care s-au preocupat de problematica adaptării la stres au făcut

distincţia între trei stiluri (strategii) generale de soluţionare a problemelor stresante care

pot fi întâlnite în rândul indivizilor: confruntarea cu situaţiile (solicitările) stresante,

eforturile orientate către restabilirea echilibrului emoţional (centrarea pe emoţii) şi

evitarea situaţiilor stresante (Cox şi Ferguson, 1991; citaţi de Matthews, Deary şi

Whiteman, 2005).

Confruntarea cu problemele sau situaţiile stresante presupune eforturi pentru

modificarea unei situaţii externe obiective, eforturi orientate cel mai adesea spre

întocmirea şi punerea în practică a unui plan de acţiune. Concentrarea asupra stărilor

emoţionale (pozitive şi negative) presupune eforturi orientate către restabilirea

echilibrului emoţional afectat de apariţia unei probleme/solicitări, persoana adoptând o

strategie prin care încearcă să-şi schimbe gândurile şi să-şi controleze emoţiile negative

legate de situaţia problematică pe care o întâmpină, să înveţe ceva din confruntarea cu

aceasta, să vadă partea bună a situaţiei sau să-şi exprime (descarce) emoţiile negative

(Pennebaker şi Beal, 1986; Pennebaker, Colder şi Sharp, 1990; citaţi de Răşcanu, 2001).

În fine, evitarea implică încercarea unei persoane de a ocoli confruntarea directă cu

situaţia percepută ca fiind stresantă: prin suprimarea cogniţiilor recurente legate de

aceasta, implicarea în alte activităţi preferate sau în activităţi casnice, căutarea şi

intensificarea contactelor sociale. Toate cele trei tipuri de eforturi pot aparea simultan,

atunci când persoana se confruntă cu o solicitare stresantă.

Mai mulţi cercetători (Felton, Revenson şi Henrichsen, 1984; Hologan şi Moss,

1987; citaţi de Răşcanu, 2001) cred că stilul (strategia) care implică confruntarea directă

şi activă a unei persoane cu situaţiile stresante pe care le întâmpină este mai eficient

decât stilul bazat pe evitare care pare să conducă mai degrabă la înrăutăţirea situaţiei

decât la ameliorarea acesteia sau decât stilul care implică centrarea pe controlul

emoţiilor. Totuşi, dovezile în acest sens sunt contradictorii (Zeidner şi Saklofske, 1996;

citaţi de Matthews, Deary şi Whiteman, 2005).

156


Lararus şi Folkman (1984; citaţi de Matthews, Deary şi Whiteman, 2005) au

subliniat faptul că eficienţa unei anumite strategii de adaptare depinde de natura situaţiei

stresante şi de resursele de care persoana dispune pentru depăşirea acesteia. O părere

asemănătoare este exprimată şi de psihologul român R. Răşcanu (2001). Conform

autoarei, nici una dintre strategiile de soluţionare a unei situaţii stresante (confruntarea

directă, centrarea pe controlul emoţiilor sau evitarea) nu este mai eficientă decât

celelalte. Fiecare are avantajele şi dezavantajele sale. De exemplu, persoanele care

încearcă să minimalizeze sau să evite situaţia percepută ca fiind stresantă reuşesc să facă

faţă, de fapt, doar ameninţărilor imediate, stresul revenind ulterior, în ciuda eforturilor

pe care le depun pentru a-l evita. Astfel de persoane pot ajunge în imposibilitatea de a

răspunde ameninţărilor iminente sau de a anticipa eventualele probleme care pot deriva

din acestea. În schimb, persoanele sunt obişnuite să înfrunte direct situaţiile stresante cu

care se confruntă reuşesc, în timp, să facă mai bine faţă ameninţărilor de lungă durată,

deoarece au achizitionate competenţe stabile în acest sens. Totusi, astfel de persoane

pot, în unele situaţii inedite, să nu se simtă capabile de a face faţă solicitărilor (Miller şi

Mangan, 1983; citaţi de Răşcanu, 2001).

***

Din raţiuni teoretice şi practice, este importantă construirea şi dezvoltarea unor

instrumente fidele şi valide care să permită evaluarea stilurilor în care persoanele fac

faţă solicitărilor stresante din viaţa cotidiană. În cursul deceniului al nouălea din secolul

trecut, au fost efectuate numeroase cercetări care au vizat construirea, experimentarea şi

perfecţionarea unor scale destinate autoevaluării stilurilor (strategiilor) de adaptare la

situaţii stresante.

În domeniul cercetării şi în practica curentă a serviciilor de asistenţă psihologică,

există numeroase chestionare, inventare sau scale destinate evaluării stilurilor sau a

strategiilor individuale de adaptare la situaţii stresante atât pentru adolescenţi, cât şi

pentru adulţi. Amintim aici Coping Responses Inventory (CRI) sau Life Stressors and

Social Resources Inventory (LISRES-Adult şi LISRES-Youth), ambele elaborate şi

perfectionate de către R. H. Moos, psiholog clinician american având contribuţii

notabile la studiul stresului (cf. PAR. Catalog of Professional Testing Resources,

2009).

Alături de celelalte instrumente existente, Inventarul pentru evaluarea stilurilor

de adaptare la situaţii stresante/Coping Inventory for Stressful Situations – CISS

(Endler şi Parker, 1998) a fost construit şi perfecţionat cu scopul de a permite evaluarea

într-o manieră cât mai acurată, mai validă şi mai rapidă a diferenţele interindividuale în

ceea ce priveşte stilurile sau strategiile de adaptare la situaţii stresante.

***

Inventarul CISS permite evaluarea aspectelor multidimensionale ale adaptării la

stres, adică a stilului dominant (sau a stilurilor dominante) pe care o persoană îl (le)

poate prefera, atunci când se confruntă cu diverse solicitări stresante în viaţa personală

sau la locul de muncă. În comparaţie cu alte instrumente, inventarul CISS poate fi

157


administrat individual sau colectiv într-un timp scurt (completarea sa durează, în

medie, 10 minute).

Începând cu anul 1998, inventarul CISS este experimentat în cadrul Laboratorului

de Psihodiagnotic de la Facultatea de Psihologie, Asistenţă Socială şi Sociologie,

Universitatea ,,Petre Andrei” din Iaşi de către o echipă de specialişti aflată sub

coordonarea psihologului principal Mihail Gaspar.

Cei 48 de itemi ai inventarului operaţionalizează trei stiluri (strategii) de

adaptare la situaţii stresante, independente din punct de vedere psihometric:

Confruntarea cu situaţiile stresante, Centrarea pe emoţiile negative şi Evitarea

situaţiilor stresante. Datele analizelor factoriale au evidenţiat, pentru ultimul dintre

cele trei stiluri, două faţete: Orientarea către alte activităţi de timp liber/distractive şi

Căutarea şi/sau intensificarea contactelor sociale. Descriem pe scurt conţinutul celor

trei scale de bază ale inventarului.

Confruntarea cu situaţiile stresante (CSS) implică eforturile orientate direct

către depăşirea situaţiilor şi rezolvarea problemelor (de exemplu: stabilirea şi

organizarea unor priorităţi, conceperea unui plan de acţiune, organizarea mai eficientă

a timpului) şi restructurarea acestora în plan cognitiv (de exemplu: analizarea situaţiilor

problematice, în vederea identificării elementelor-cheie pentru soluţionarea acestora

sau se gândeşte la ceea ce s-a întâmplat pentru a învăţa din greşeli). Persoanele care

obţin scoruri ridicate la această scală manifestă tendinţa de a pune accentul mai

degrabă pe schimbarea situaţiilor stresante, pe organizarea personală şi pe tentativele

de rezolvare a problemelor. Pentru versiunea în limba română care a fost administrată

în cadrul unuia dintre studiile pe loturile de elevi pe care le-am realizat, itemii care au

cotat pentru scala CSS au fost: 1, 2, 6, 10, 15, 21, 24, 26, 27, 36, 39, 41, 42, 43, 46 și

47.

Centrarea pe emoţiile negative (EN) se referă la reacţiile emoţionale orientate

către sine, în scopul reducerii stresului resimţit subiectiv. Este vorba despre cogniţii şi

răspunsuri emoţionale disfuncţionale (de exemplu, persoana se necăjeşte de faptul de a

fi prea emotivă, se înfurie, devine încordată, se blochează şi nu ştie ce să facă, îşi

descarcă nervii pe alţii, etc.), la preocupări legate de propriile emoţii (de exemplu,

persoana îşi reproşează că este prea sensibilă şi emotivă într-o anumită situaţie

stresantă), la acuze şi reproşuri (de exemplu, persoana îşi reproşează că pierde timpul,

că s-a pus într-o anumită situaţie stresantă sau că nu ştie ce să facă) sau la reverie (de

exemplu, persoana îşi spune că un lucru stresant nu i se întâmplă într-adevăr sau că nu i

se va mai întâmpla niciodată). În anumite cazuri, reacţiile emoţionale conduc mai

degrabă la creşterea decât la scăderea stresului (persoana devine bulversată, foarte

încordată, se simte îngrijorată de faptul că nu va putea schimba situaţia, îşi repetă la

nesfârşit punctele slabe). Itemii care au cotat pentru această scală au fost: 5, 7, 8, 13,

14, 16, 17, 19, 22, 25, 28, 30, 33, 34, 38 și 45.

Evitarea situaţiilor stresante (ESS) presupune implicarea în activităţi practice –

casnice sau de timp liber (de exemplu: plimbări, somn, cumpărături, vizite la prieteni,

158


vizionarea programelor de televiziune, pregătirea unui fel de mâncare preferat, etc.)

şi/sau restructurări în plan cognitiv (de exemplu: rememorarea unor momente plăcute).

Persoana încearcă să reducă stresul pe care îl resimte subiectiv fie prin implicarea într-

o serie de activităţi de timp liber, fie prin căutarea şi/sau intensificarea contactelor

sociale (vizitarea unui prieten, vorbitul la telefon cu un prieten, mersul la o petrecere

sau aniversare, petrecerea unui moment cu o persoană apropiată). Pentru versiunea în

limba română, itemii care au cotat pentru dimensiunea au fost: 3, 4, 9, 11, 12, 18, 20,

23, 29, 31, 32, 35, 37, 40, 44 și 48.

Inventarul CISS poate fi administrat utilizându-se două consemne: unul

<<profesional>> (subiectul trebuie să răspundă referindu-se la situaţiile stresante care

apar în viaţa sa profesională, în definitiv la locul de muncă) şi altul <<general>>

(subiecţii trebuie să se refere la situaţiile stresante în general, pe care le întâlnesc în

propria lor viaţă).

În studiul pe care l-am realizat, consemnul <<profesional>> a fost adaptat, astfel

încât să fie asigurată o bună validitate aparentă a inventarului pentru populaţia de elevi

de liceu. Astfel, elevilor li s-a precizat că, în activitatea lor şcolară, li se întâmplă

probabil să treacă prin situaţii în care sunt foarte implicaţi, a căror sfârşit este important

pentru ei şi pe care le consideră ca fiind stresante. Este vorba despre evenimente sau

situaţii care îi pun în dificultate, îi dezechilibrează, le solicită un efort important pentru a

le depăşi, cum ar fi: tezele semestriale, o lucrare sau un test foarte importante, un număr

mare de teme dificile pe care le au de rezolvat pentru acasă, un conflict cu un profesor,

nemulţumirea dirigintelui, etc.

Elevilor li s-a cerut să indice ce anume fac şi/sau resimt de obicei, atunci când

trăiesc la şcoală evenimente sau când trec prin situaţii dificile, prin perioade de stres

considerabil. Elevii au fost solicitaţi să încercuiască variantele de răspuns care

corespundeau modului lor obişnuit de a reacţiona (de a gândi, a simţi şi a acţiona).

Aceştia au răspuns, alegând una dintre cele cinci alternative pe care le aveau la

dispoziţie, unde 1 – Deloc la 5 – Mult. Elevilor li s-a precizat că îşi puteau nuanţa

răspunsurile alegând şi variante intermediare (2, 3, 4).

Fiecare item a fost cotat în funcţie de varianta de răspuns aleasă de un elev,

acordând-se 1, 2, 3, 4 sau 5 puncte. Înainte de a trece la scorarea răspunsurilor elevilor,

am verificat validitatea protocoalelor cu răspunsuri. Conform indicaţiilor date de autori

în manualul inventarului, atunci când un elev nu a completat un item sau a încercuit

două variante de răspuns, răspunsului ambiguu i-au fost acordate 3 puncte. Când un

elev a omis să răspundă la mai mult de cinci itemi sau a încercuit, pentru mai mult de

cinci itemi, două variante de răspuns, protocolul său cu răspunsuri a fost considerat

invalid şi eliminat din prelucrări.

Pentru fiecare scală în parte, scorul total al unui elev a fost obţinut prin însumarea

scorurilor la itemii componenţi. Pentru fiecare scală în parte, scorul total putea să

varieze între 16 şi 80. Un scor total ridicat la una dintre scale a fost interpretat ca

159


exprimând prezenţa accentuată a stilului de adaptare la situaţii, operaţionalizat de scala

respectivă.

Versiunea în limba română a inventarului CISS a fost experimentată pe un lot de

63 de studenti în domeniul Psihologie (48 de sex feminin şi 15 de sex masculin).

Studenţii erau de la Facultatea de Psihologie, Asistenţă Socială şi Sociologie,

Universitatea ,,Petre Andrei” din Iaşi. Aceştia au completat inventarele CISS şi NEO

PI-R (Costa şi McCrae, 1992). Studenţii aveau vârste cuprinse între 19 şi 45 de ani (m =

24.89 ani; s = 6.30 ani). Valorile coeficientului α-Cronbach, utilizat pentru evaluarea

consistenţei interne a versiunii în limba română a inventarului CISS, au indicat o

fidelitate bună a celor trei scale de bază: 0.86 – scala Confruntarea cu situaţiile

stresante; 0.87 – scala Centrarea pe emoţiile negative; 0.87 – scala Evitarea situaţiilor

stresante. Pentru ansamblul format din cei 48 de itemi, valoarea coeficientului α-

Cronbach a fost egală cu 0.86.

Inventarul CISS, împreună cu inventarul IAT şi cu Chestionarul pentru

evaluarea reacţiilor faţă de teste/RTT (Sarason, 1984) au fost administrate unui număr

de 183 de elevi de la Colegiul Economic-Administrativ din Iaşi (vezi Capitolul 5,

punctul A, Lotul II.3.). Scopul studiului a constat în evaluarea validităţii de construct a

inventarului IAT. Pentru acest loct de elevi, valorile coeficientului α-Cronbach au fost

următoarele: 0.88 – scala Confruntarea cu situaţiile stresante; 0.86 – scala Centrarea

pe emoţiile negative; 0.83 – scala Evitarea situaţiilor stresante. Pentru ansamblul

format din cei 48 de itemi, valoarea coeficientului α-Cronbach a fost egală cu 0.84.

6.10. Scala pentru evaluarea deprinderilor şi a obişnuinţelor legate de studiu

(SSHS)

Evaluarea deprinderilor şi a obişnuinţelor legate de studiu a fost făcută prin

utilizarea scalei Study Skills & Habits Survey/SSHS (Cassady, 2004). Autorul scalei a

utilizat-o într-un studiu privind impactul componentei cognitive a anxietăţii faţă de

testare (engl. cognitive test anxiety) asupra înţelegerii şi reamintirii unui text în absenţa

presiunii evaluative externe.

În versiunea sa originală, scala conţine 20 de itemi care se refera la o varietate de

activităţi şi de comportamente specifice etapei de studiu şi de pregătire pentru un test

sau pentru un examen. La fiecare dintre itemi, elevii au răspuns pe o scală în patru

trepte: A – nu mă caracterizează deloc, B – mă caracterizează într-o mică măsură, C –

mă caracterizează destul de mult şi D – mă caracterizează foarte mult.

Pentru unul dintre studiile pe elevi pe care l-am efectuat, am reţinut doar 16

dintre cei 20 de itemi din versiunea originală. Patru itemi au fost eliminaţi datorită

formulărilor inadecvate în raport cu scopul pe care ni l-am propus (un nivel scăzut al

validităţii aparente). Itemii au fost: ,,I lose interest in classes after going a few

times”/,,În timpul cursurilor, îmi pierd interesul destul de repede”, ,,I think instructors

160


require too much work outside of class”/,,Cred că profesorii dau prea multe teme

pentru acasă”, ,,I read as fast as other college students”/,,Citesc la fel de repede ca

ceilalţi colegi de facultate” şi ,,I think about what the instructor is saying, as well as

listen to what he or she says”/,,În timpul unui curs, mă gândesc la ceea ce spune

profesorul, conversând în acelaşi timp cu un coleg sau cu o colegă”. În Anexa H,

esteprezentată versiunea finală în limba română a scalei SSHS pe care am administrat-

o în cadrul unuia dintre studiile pe elevi.

Răspunsurile pe care elevii le-au dat la itemii 3, 4, 8, 9, 12, 13, 14, 15 şi 16 au

fost scorate după cum urmează: nu mă caracterizează deloc – 4 puncte, mă

caracterizează într-o mică măsură – 3 puncte, mă caracterizează destul de mult – 2

puncte, mă caracterizează foarte mult – 1 punct. Răspunsurile la itemii 1, 2, 5, 6, 7, 10

şi 11 au fost scorate astfel: nu mă caracterizează deloc – 1 punct, mă caracterizează

într-o mică măsură – 2 puncte, mă caracterizează destul de mult – 3 puncte, mă

caracterizează foarte mult – 4 puncte.

Scorul total al unui elev a fost obţinut prin însumarea scorurilor la cei 16 itemi.

Un elev putea obţine un scor total situat între 16 şi 64. Un scor total ridicat a fost

considerat ca indicând eficienţa deprinderilor şi a obişnuinţelor unui elev legate de

studiul şi de pregătirea pentru un test/examen.

În cadrul studiuljui pe care le-am realizat (vezi Capitolul 5, punctul A, Lotul

II.1.), ansamblul celor 16 itemi pe care i-am reţinut din scala originală a înregistrat

următoarele valori ale consistenţei interne (coeficientul α-Cronbach): 0.78 (fete), 0.71

(băieţi), 0.76 (întregul lot).

6.11. Bateria Factorială Primary Mental Abilities (PMA)

Bateria factorială PMA (Primary Mental Abilities) este rezultatul unei serii de

cercetări efectuate de către o echipă de psihologi, din cadrul Laboratorului de

Psihometrie al Universităţii din Chicago, sub coordonarea profesorului Louis Leon

Thurstone. Prima versiune a bateriei a fost publicată în 1941. În România, bateria a fost

adaptată şi experimentată pentru prima dată de către psiholog dr. Maria Magdalena

Klein (1991; cf. Mitrofan şi Mitrofan, 2005). Începând cu anul 1995, bateria stă în

atenţia unei echipe din cadrul Societăţii de Psihologie Aplicată PSITEST din Iaşi, aflată

sub coordonarea psihologului principal Mihail Gaspar.

Destinată să măsoare cinci dintre aptitudinile cognitive de bază (V – semnificaţia

verbală, R – raţionamentul abstract, N – aptitudinea numerică, S – aptitudinea spaţială

şi W – fluiditatea verbală), această baterie de teste a fost concepută, iniţial, pentru

elevii cu vârste cuprinse între 11 şi 17 ani, dar, ulterior, a fost utilizată şi în selecţia

profesională a adulţilor cu pregătire şcolară generală sau medie. Semnificaţia

operaţională a testelor, pe care le-am administrat în studiul nostru, este prezentată în

continuare.

161


Semnificaţia (aptitudinea) verbală (V) este aptitudinea de a înţelege ideile

exprimate prin cuvinte. Această aptitudine intervine în orice activitate în care

informaţiile sunt obţinute prin lectura sau audiţia cuvintelor. Semnificaţia verbală este

măsurată prin intermediul testului de sinonime (50 de itemi), cu o durata de rezolvare

de patru minute.

Raţionamentul abstract (R) este aptitudinea de a rezolva probleme logice. Este

una din cele mai importante aptitudini mentale. Persoanele care au un raţionament bun

pot analiza o situaţie pe baza experienţei trecute, pot concepe planuri de acţiune şi le

pot duce la bun sfârşit, ţinând cont de faptele constatate. Durata de rezolvare a celor 30

de itemi (şiruri de litere, construite după anumite reguli pe care subiectul trebuie să le

descopere şi să le aplice pentru a completa şirurile) este de şase minute.

Aptitudinea numerică (N) este aptitudinea de a lucra cu cifre, de a rezolva

probleme cantitative simple. Este una dintre aptitudinile cele mai uşor de pus în

evidenţă şi de explicat, deoarece se referă în principal la rapiditatea şi exactitatea în

mânuirea cifrelor. Durata de rezolvare a testului de aptitudine numerică (70 itemi,

reprezentând adunări cărora subiectul trebuie să le verifice corectitudinea) este de şase

minute.

Două studii privind fidelitatea testelor bateriei PMA (Thurstone şi Thurstone -

1941, respectiv Jacobs - 1948) au utilizat metoda estimării fidelităţii unui test cu durată

de rezolvare limitată (metodă introdusă de Spearman şi Brown) (cf. Robu, 2008a).

Primul studiu s-a bazat pe rezultatele a 500 de elevi, înscrişi la cursurile mai multor

şcoli secundare din Chicago. Cel de-al doilea studiu a fost efectuat pe un eşantion de

97 elevi dintr-o şcoală secundară americană. Rezultatele au indicat valori ridicate ale

fidelităţii estimate (între 0.89 şi 0.96 – pentru studiul întreprins de Thurstone şi

Thurstone, respectiv între 0.87 şi 0.96 – pentru studiul lui Jacobs).

Testele V (Semnificaţie verbală) şi R (Raţionament abstract) s-au dovedit a fi cei

mai buni predictori pentru performanţele şcolare. Scorurile la aceste două teste au

demonstrat o fidelitate satisfăcătoare şi au furnizat corelaţii substanţiale cu notele

şcolare, precum şi cu scorurile la testele de inteligenţă generală (a se vedea studiile

citate de Robu, 2008a). Studiile asupra PMA au condus la formula 2V+R (în care

testele V şi R sunt exprimate în scoruri brute), pentru estimarea coeficientului de

inteligenţă convenţional (cf. Robu, 2008a). Acest scor compozit poate fi considerat un

bun indicator şi pentru aptitudinea cognitiv-intelectuală sau şcolară.

Pentru programele de consiliere profesională, scorurile la testele V (Semnificaţie

verbală), R (Raţionament) şi N (Aptitudine numerică) pot furniza cea mai bună

estimare a nivelului la care un subiect va reuşi în munca sa într-un anumit domeniu (cf.

Robu, 2008a). Alte date referitoare la fidelitatea şi la validitatea bateriei PMA pot fi

consultate în Mitrofan şi Mitrofan (2005).

162

7. REZULTATE

7.1. Date statistice descriptive

I. ELEVI

Tabelul 20 prezintă indicatorii statistici descriptivi pentru distribuţiile scorurilor

pe care elevii de liceu din lotul general le-au obţinut la inventarul IAT.

Tabelul 20

Indicatori

Emotivitate

Îngrijorare

IAT - total

Medie

16.94

13.90

39.50

Mediană 16 13 38

Mod 13 11 34

abatere standard 5.36 4.69 11.10

variaţie (CV 56

) 31.64 33.74 28.10

Skewness 0.59 0.97 0.63

Kurtosis - 0.24 0.61 - 0.15

Minim 8 8 20

Maxim 32 32 76

testul Kolmogorov-Smirnov 4.38 *** 6.24 *** 3.71 ***

*** p < 0.001

În raport cu mediana distribuţiei tuturor posibilelor scoruri totale distincte la

inventarul IAT ( = 50), valoarea mediei pentru distribuţia celor 1914 elevi de liceu din

lotul general a manifestat tendinţa de a se situa în zona scorurilor scăzute. Aproximativ

jumătate dintre cei 1914 elevi au obţinut la inventarul IAT scoruri totale mai mari decât

38. De asemenea, 80 (sau 4.1 %) dintre cei 1914 elevi din lotul general au obţinut

scoruri totale egale cu sau mai mari decât 62 (adică mai mari cu cel puţin două abateri

standard faţă de media distribuţiei). Distribuţia scorurilor totale obţinute de elevii din

lotul general a fost unimodală.

56

Coeficientul de variaţie (variabilitate), propus de K. Pearson, se calculează cu formula

100m

sCV (3), unde s – abaterea standard a distribuţiei, iar m – media distribuţiei (cf. Popa,

2008). Novac (1977; citat de Popa, 2008) a propus următoarele limite de interpretare a valorii

acestui indicator: CV < 15 % - variaţie mică (medie reprezentativă pentru distribuţie); 15 % <

CV < 30 % - variaţie moderată (medie suficient de reprezentativă pentru distribuţie); CV > 30

% - variaţie mare (medie puţin reprezentativă pentru distribuţie).

163


În medie, atât fetele, cât şi băieţii de liceu români din lotul general au obţinut la

versiunea în limba română a inventarului IAT scoruri semnificativ mai scăzute decât

elevii de liceu americani (Tabelul 21). Diferenţele au vizat în special faţeta referitoare

la Îngrijorare.

Tabelul 21

Băieţi de liceu Fete de liceu

România

(N = 875)

SUA

(N = 527) t d-Cohen

România

(N = 1039)

SUA

(N = 591) t d-Cohen

IAT - total

m 36.45 40.87 - 6.80 *** 0.40

42.08 45.72 - 5.49 *** 0.30

s 9.90 12.77 11.40 13.63

Emotivitate

m 15.20 16.61 - 4.94 *** 0.28

18.40 18.91 1.72 0.09

s 4.63 5.47 5.50 5.88

Îngrijorare

m 13.26 15.60 - 8.55 *** 0.50

14.44 17.06 - 9.28 *** 0.50

s 4.28 5.33 4.95 5.76

*** p < 0.001

În medie, elevii au obţinut scoruri semnificativ mai mari la scala Emotivitate,

comparativ cu scala Îngrijorare (t = 32.13, p < 0.001; d-Cohen = 0.60). Acest rezultat

este în concordanţă cu datele pentru lotul normativ de elevi de liceu (N = 1118)

publicate de către Spielberger (1980) în manualul inventarului TAI (a se revedea

Capitolul 2, subcapitolul 2.5., Tabelul 12). De asemenea, distribuţia scorurilor la scala

Emotivitate pe care le-au obţinut elevii români din lotul general a fost mai eterogenă (s 2 = 28.72) comparativ cu distribuţia scorurilor la scala Îngrijorare (s

2 = 21.99) [F

Levene= 40.57; p < 0.001].

Pentru ambele scale, distribuţiile au fost asimetrice spre stânga, asimetria

(pozitivă) fiind mai accentuată pentru scala Îngrijorare (vezi Figura 7.1.-a şi Figura

7.1.-b). Aceste date semnifică tendinţa elevilor de a obţine scoruri scăzute (situate sub

mediile distribuţiilor) la cele două faţete ale anxietăţii faţă de testare – Îngrijorare,

respectiv Emotivitate. Această tendinţă poate fi asociată unui posibil efect de

dezirabilitate socială în ceea ce priveşte răspunsurile pe care elevii le-au dat: orientarea

acestora spre disimularea simptomelor specifice anxietăţii faţă de testare considerată,

probabil, ca fiind un aspect negativ.

Asimetria distribuţiilor scorurilor pe care elevii le-au obţinut la cele două scale

ale inventarului IAT s-a reflectat în asimetria de asemenea pozitivă (de stânga) a

distribuţiei scorurilor totale la inventar (vezi Figura 7.1.c).

164


scoruri scala Emotivitate

30 - 3228 - 3026 - 2824 - 2622 - 2420 - 2218 - 2016 - 1814 - 1612 - 1410 - 128 - 10

Fre

cven

te a

bso

lute

320

310

300

290

280

270

260

250

240

230

220

210

200

190

180

170

160

150

140

130

120

110

100

90

80

70

60

50

40

30

20

100

Figura 7.1. - a

Pentru testarea normalităţii distribuţiilor scorurilor pe care elevii le-au obţinut la

inventarul IAT, am utilizat şi indicatorul non-parametric Kolmogorov-Smirnov (în

SPSS, engl. 1-Sample K-S test). Dacă pragul de semnificaţie asociat valorii acestui

indicator pentru o distribuţie este mai mic decât 0.05, distribuţia respectivă se abate

semnificativ de la condiţia de normalitate. Din Tabelul 20, se poate constata că atât

pentru fiecare dintre cele două scale ale inventarului IAT, cât şi pentru scorurile totale

obţinute de către elevii de liceu, distribuţiile s-au abătut semnificativ de la condiţia de

normalitate.

II. STUDENŢI

II.1. STUDIUL EFECTUAT PE STUDENŢII DE LA UNIVERSITATEA ,,AL. I . CUZA” DIN

IAŞI

Este vorba despre primul dintre studiile efectuate pe studenţi, prin care am

urmărit experimentarea versiunii în limba română a inventarului TAI. Caracteristicile

lotului au fost prezentate în Capitolul 5 (punctul B, Lotul I). Tabelul 22 prezintă

rezumatul statistic pentru distribuţia scorurilor la fiecare dintre scalele inventarului

IAT, precum şi pentru distribuţia scorurilor totale.

165


scoruri scala Îngrijorare

30 - 3228 - 3025 - 2823 - 2521 - 2319 - 2117 - 1915 - 1712 - 1510 - 128 - 10

Frec

vent

e ab

solu

te

540

520

500

480

460

440

420

400

380

360

340

320

300

280

260

240

220

200

180

160

140

120

100

80

60

40

20

0

Figura 7.1. – b

scoruri totale inventar IAT

71 - 7667 - 7162 - 6757 - 6253 - 5748 - 5343 - 4839 - 4334 - 3929 - 3425 - 2920 - 25

Frec

vent

e ab

solu

te

350

340

330

320

310

300

290

280

270

260

250

240

230

220

210

200

190

180

170

160

150

140

130

120

110

100

90

80

70

60

50

40

30

20

100

Figura 7.1. - c

166


Tabelul 22

Indicatori

Emotivitate

Îngrijorare

IAT - total

Medie 19.63 14.49 43.08

Mediană 20 14 42

Mod 17 şi 22 10 56


Skewness 0.05 0.91 0.18

Kurtosis - 0.68 0.74 - 0.76

Minim 8 8 22

Maxim 31 31 67

testul Kolmogorov-

Smirnov

1.07 1.49 * 0.99

* p < 0.05

În raport cu mediana distribuţiei tuturor posibilelor scoruri totale distincte la

inventarul IAT ( = 50), valoarea mediei scorurilor pentru distribuţia celor 160 de

studenţi a manifestat tendinţa de a se situa în zona scorurilor moderate. Aproximativ

jumătate dintre studenţi au obţinut scoruri totale mai mari decât 42. Doar 3 (adică 1.8

%) dintre studenţi au obţinut scoruri totale egale cu sau mai mari decât 63 (adică

scoruri mai mari cu cel puţin două abateri standard faţă de media distribuţiei). De

cealaltă parte, doar 2 (1.2 %) dintre studenţi au obţinut scoruri totale egale cu sau mai

mici decât 23 (adică scoruri mai mici cu cel puţin două abateri standard faţă de media

lotului).

Din analiza valorilor pentru indicatorii tendinţei centrale, a valorii indicatorului

skewness (care a indicat o asimetrie neglijabilă), precum şi a valorii testului

Kolmogorov-Smirnov, am constatat cvasi-normalitatea distribuţiei scorurilor totale pe

care studenţii le-au obţinut la versiunea în limba română a inventarului TAI.

Dacă pentru scala Emotivitate, distribuţia scorurilor pe care le-au obţinut

studenţii a fost cvasi-normală, pentru scala Îngrijorare distribuţia s-a abătut de la

condiţia de normalitate. În cazul acestei dimensiuni a anxietăţii faţă de testare,

distribuţia scorurilor a prezentat o asimetrie de stânga evidentă (a se vedea şi Figura

7.2. – a, b şi c).

167



29 - 3126 - 2924 - 2622 - 2419 - 2217 - 1915 - 1713 - 1510 - 138 - 10

Fre

cven

te a

bso

lute

363534333231302928272625242322212019181716151413121110

9876543210

Figura 7.2. - a

Ca şi în cazul elevilor de liceu, studenţii au obţinut, în medie, scoruri

semnificativ mai mari la scala Emotivitate decât la scala Îngrijorare (t = 13.28, p <

0.001; d-Cohen = 1.03). Aceasta înseamnă că, în rândul studenţilor, faţeta anxietăţii

faţă de testare legată de simptomele emoţionale stânjenitoare a manifestat tendinţa de a

fi mai accentuată comparativ cu preocupările legate de eşec.

II.2. STUDIUL EFECTUAT PE STUDENŢII DE LA UNIVERSITATEA ,,PETRE ANDREI” DIN

IAŞI

Aceste studiu a vizat experimentarea versiunii în limba română a inventarului

TAI şi s-a bazat pe răspunsurile date de 199 de studenţi de la Facultatea de Psihologie,

Asistenţă Socială şi Sociologie, Universitatea ,,Petre Andrei” din Iaşi (a se vedea

Capitolul 5, punctul B, Lotul II). Tabelul 23 prezintă rezumatul statistic pentru

distribuţiile scorurilor pe care studenţii le-au obţinut la inventarul IAT.

168



29 - 3126 - 2924 - 2622 - 2419 - 2217 - 1915 - 1713 - 1510 - 138 - 10

Fre

cven

te a

bso

lute

40

3938

37

3635

34

3332

31

3029

28

2726

25

2423

22

2120

19

18

1716

15

1413

12

1110

9

87

6

54

3

210

Figura 7.2. - b


63 - 6758 - 6354 - 5849 - 5445 - 4940 - 4536 - 4031 - 3627 - 3122 - 27

Frec

vent

e ab

solu

te

3029

28272625

2423222120

1918171615

14131211

109876

5432

10

Figura 7.2. - c

169


Tabelul 23

Indicatori

Emotivitate

Îngrijorare

IAT - total

Medie 16.61 12.47 37.70

Mediană 16 12 35

Mod 16 10 35


Skewness 0.68 1.14 0.77

Kurtosis - 0.11 1.42 0.29

Minim 8 8 20

Maxim 31 29 75

testul Kolmogorov-

Smirnov

1.83 ** 2.21 *** 1.75 **

** p < 0.01; *** p < 0.001

Studenţii care au completat inventarul IAT au obţinut scoruri totale cuprinse

între 20 şi 75, cu o medie egală cu 37.70. Constatăm o abatere standard relativ ridicată

ca valoare, ceea ce indică o variaţie suficient de mare a scorurilor totale pe care

studenţii le-au obţinut. Într-adevăr, aceştia au obţinut 41 dintre cele 61 de scoruri

distincte posibile. Aproximativ jumătate dintre studenţi au obţinut scoruri totale peste

42.

Din analiza valorilor pentru indicatorii tendinţei centrale, a valorii indicatorului

skewness (care a indicat o asimetrie de stânga sau pozitivă), precum şi a valorii testului

Kolmogorov-Smirnov, am constatat că distribuţia scorurilor totale pe care studenţii le-

au obţinut la versiunea în limba română a inventarului TAI s-a abătut semnificativ din

punct de vedere statistic de la condiţia de normalitate.

De asemenea, distribuţiile scorurilor la scalele Emotivitate şi Îngrijorare au

prezentat asimetrii de stânga (tendinţa scorurilor de a se situa sub medie, în zona

valorilor scăzute). Asimetria a fost mai accentuată în cazul scalei Îngrijorare. Valorile

testului Kolmogorov-Smirnov au indicat abateri de la condiţia de normalitate ale

distribuţiilor scorurilor pe care studenţii le-au înregistrat la cele două faţete ale

anxietăţii faţă de testare (a se vedea şi Figura 7.3. – a, b şi c).

170



29 - 3127 - 2925 - 2723 - 2521 - 2319 - 2118 - 1916 - 1814 - 1612 - 1410 - 128 - 10

Fre

cven

te a

bso

lute

36

35

34

33

32

31

30

29

28

27

26

25

24

23

22

21

20

19

18

17

16

15

14

13

12

11

10

9

8

7

6

5

4

3

2

10

Figura 7.3. – a

Ca şi în cazul lotului de studenţi de la Universitatea ,,Al. I. Cuza”, studenţii din

cel de-al doilea lot au obţinut la scala Emotivitate o medie a scorurilor semnificativ mai

ridicată decât media pentru scala Îngrijorare (t = 16.15, p < 0.001; d-Cohen = 0.90).

Comparând scorurile totale la inventarul IAT obţinute de către studenţii în

domeniul Psihologie de la cele două universităţi, am constatat o diferenţă semnificativă

din punct de vedere statistic (t = 4.98, p < 0.001). Studenţii de la Universitatea ,,Al. I.

Cuza” au obţinut, în medie, scoruri semnificativ mai ridicate decât studenţii de la

Universitatea ,,Petre Andrei”. Valoarea coeficientului d-Cohen (= 0.53) a indicat un

efect de mărime moderată din partea variabilei universitate.

Diferenţele în defavoarea studenţilor de la Universitatea ,,Al. I. Cuza” s-au

păstrat şi pentru fiecare dintre cele două faţete ale anxietăţii faţă de testare: pentru scala

Emotivitate – t = 5.31, p < 0.001, d-Cohen = 0.57; pentru scala Îngrijorare – t = 4.49, p

< 0.001, d-Cohen = 0.49. Aceste rezultate pot fi explicate prin specificul culturii legată

de evaluarea cunoştinţelor teoretice şi practice ale studenţilor în cadrul celor două

instituţii de învăţământ superior.

171



27 - 2925 - 2723 - 2521 - 2318 - 2116 - 1814 - 1612 - 1410 - 128 - 10

Frec

vent

e ab

solu

te

80

7876

74

72

7068

66

64

6260

58

56

5452

50

48

4644

42

40

38

3634

32

30

2826

24

22

2018

16

14

1210

8

6

420

Figura 7.3. - b


70 - 7566 - 7061 - 6657 - 6152 - 5748 - 5243 - 4838 - 4334 - 3829 - 3425 - 2920 - 25

Fre

cven

te a

bso

lute

50

48

46

44

42

40

38

36

34

32

30

28

26

24

22

20

18

16

14

12

10

8

6

4

2

0

Figura 7.3. - c

172


7.2. Date comparative în funcţie de sex, clasă şcolară/an de studiu şi specializare

A. Comparaţii în funcţie de variabila sex

Diferenţele legate de nivelul anxietăţii faţă de testare (scorurile totale la

inventarul IAT şi scorurile la cele două scale) în funcţie de variabila sex au fost

studiate prin două strategii, de altfel convergente în ceea ce priveşte posibilele

rezultate: 1) compararea mediilor scorurilor obţinute de către fete, respectiv de către

băieţi (testul t-Student pentru două loturi independente şi mărimea efectului variabilei

sex calculată cu ajutorul coeficientului d-Cohen); 2) compararea datelor referitoare la

prevalenţa anxietăţii faţă de testare (numărul de cazuri care au înregistrat un nivel

ridicat) în subloturile de fete, respectiv de băieţi.

În vederea studierii prevalenţei anxietăţii faţă de testare – atât în cadrul

întregului lot de elevi, cât şi în cadrul subloturilor diferenţiate în funcţie de variabila

sex – am utilizat criteriul m ± s, pentru gruparea scorurilor pe care elevii le-au obţinut

la inventarul TAI în scoruri scăzute, scoruri moderate, respectiv scoruri ridicate.

Aşa cum am văzut, valorile descriptive ale distribuţiei scorurilor totale la

inventarul IAT pe care le-au obţinut cei 1914 elevi au fost: m = 39.50, s = 11.10, min =

20, max = 76. În consecinţă, scorurile situate între 20 şi 28 (39.50 – 11.10 = 28.40 ~

28) au fost considerate ca fiind scăzute, scorurile situate în intervalul 29 - 51 (39.50 +

11.10 = 50.60 ~ 51) au fost considerate ca fiind moderate, iar scorurile situate în

intervalul 52 - 76 au fost considerate ca fiind ridicate. În continuare, vom prezenta

comparaţiile în funcţie de variabila sex ale scorurilor pe care elevii, respectiv studenţii

le-au obţinut la inventarul IAT.

I. ELEVI

I.1. PREVALENŢA ANXIETĂŢII FAŢĂ DE TESTARE ÎN FUNCŢIE DE VARIABILA SEX

Între distribuţiile de frecvenţe ale nivelului anxietăţii faţă de testare în rândul

băieţilor, respectiv al fetelor s-a înregistrat o diferenţă semnificativă statistic [χ 2

=

95.43, p < 0.001; coeficientul V-Cramer = 0.22 57

].

57

Coeficientul V propus de H. Cramér exprimă mărimea efectului, în cazul testului χ 2 pentru

diferenţa între distribuţiile de frecvenţe a două variabile nominale (tabel de contingenţă cu l = 2,

3, 4, ..... linii şi c = 3, 4, 5, coloane). Formula de calcul este (cf. Everitt, 2002):

1;1min

2

cl

CramerV

(4),

173


Aşa cum se poate constata din Tabelul 24, doar 8.6 % dintre băieţi s-au încadrat,

în funcţie de criteriul pe care l-am utilizat pentru gruparea scorurilor totale brute la

inventarul IAT, în categoria nivel ridicat al anxietăţii faţă de testare. În cazul fetelor,

procentul a fost de aproximativ două ori şi jumătate mai mare. Diferenţa dntre cele

două procente 58

a fost semnificativă din punct de vedere statistic (z = - 7.96, p <

0.001), însă mărimea efectului a fost scăzută (h = 0.12 59

).

Tabelul 24

Nivel anxietate faţă de testare

Băieţi

(N = 875)

Fete

(N = 1039)

Total

(N = 1914)

f % f % F %

scăzut 203 23.2 109 10.5 312 16.3

moderat 597 68.2 711 68.4 1308 68.3

ridicat 75 8.6 219 21.1

294 15.4

Pe de altă parte, 23.2 % dintre băieţi, faţă de numai 10.5 % dintre fete, s-au

încadrat în categoria nivel scăzut al anxietăţii faţă de testare. Diferenţa în favoarea

băieţilor a fost semnificativă din punct de vedere statistic (z = 7.43, p < 0.001; h =

0.12). Procentele de băieţi, respectiv de fete care s-au încadrat în categoria nivel

moderat al anxietăţii faţă de testare nu au diferit semnificativ din punct de vedere

statistic (z = - 0.09, p > 0.05; h = 0.002).

= 1;min

2

clN

(5),

iar l = numărul de linii, c = numărul de coloane, N = numărul total de subiecţi şi χ 2 =

coeficientul lui Pearson obţinut cu formula clasică. Cohen a propus următoarele repere pentru

interpretarea mărimii efectului, în cazul testului χ 2 (cf. Popa, 2004): 0.10 – efect mic; 0.25 –

efect moderat; 0.40 – efect mare. 58

Comparaţia între procentul de băieţi şi cel de fete cu un nivel ridicat al anxietăţii faţă de

testare a fost efectuată cu testul z pentru diferenţa între două proporţii independente. 59

Coeficientul h este mărimea efectului în cazul diferenţei între două proporţii independente.

Formula de calcul este (cf. Cohen, 1992): h = |21 pp

| (6), unde p1 şi p2 sunt cele două

proporţii, iar 1p

şi 2p

sunt valorile corespunzătoare, obţinute în urma transformării valorilor

p1 şi p2 prin aplicarea funcţiei arcsin. Cohen (1992) sugerează următoarele repere pentru

interpretarea semnificaţiei valorii coeficientului h: 0.20 – efect mic; 0.50 – efect moderat; 0.80

– efect mare.

174


Analizând prevalenţa anxietăţii faţă de testare la nivelul lotului de elevi general,

constatăm că puţin peste 15 % (ceea ce este echivalent cu unu dintre fiecare cinci elevi)

s-au încadrat în categoria nivel ridicat al anxietăţii faţă de testare, iar 16.3 % în

categoria nivel scăzut al anxietăţii faţă de testare. Dintre toţi elevii care s-au încadrat

în categoria nivel ridicat al anxietăţii faţă de testare, 74.4 % au fost fete, iar dintre toţi

elevii care s-au încadrat în categoria nivel scăzut al anxietăţii faţă de testare, 65.06 %

au fost băieţi. În categoria nivel ridicat al anxietăţii faţă de testare, constatăm un

procent mult mai ridicat de fete comparativ cu cel de băieţi. În schimb, în categoria

nivel scăzut al anxietăţii faţă de testare, constatăm un procent mult mai ridicat de

băieţi comparativ cu cel de fete.

Din datele pe care le-am comentat mai sus, rezultă clar o prevalenţă mai ridicată

a anxietăţii faţă de testare în rândul fetelor comparativ cu cel al băieţilor.

I.2. COMPARAŢIA MEDIILOR ÎN FUNCŢIE DE VARIABILA SEX

Comparaţiile între mediile obţinute de către băieţi, respectiv cele obţinute de

către fete la inventarul IAT au evidenţiat diferenţe semnificative din punct de vedere

statistic la ambele scale ale inventarului, precum şi în ceea ce priveşte scorurile totale

(Tabelul 25).

Tabelul 25

Scale

Băieţi

(N = 875)

Fete

(N = 1039) t a d-Cohen

m s m s

IAT - total 36.45 9.90 42.08 11.40 - 11.55 0.52

Emotivitate 15.20 4.63 18.40 5.50 - 13.82 0.63

Îngrijorare 13.26 4.28 14.44 4.95 - 5.55 0.25

a Toate diferenţele au fost semnificative la pragul p = 0.001

În toate cazurile, fetele au obţinut medii mai ridicate decât cele ale băieţilor. Cea

mai ridicată valoare a mărimii efectului a fost înregistrată în cazul scalei Emotivitate,

deşi valoarea calculată a indicat un efect de mărime moderată spre ridicată. Pentru

scala Îngrijorare, mărimea efectului a fost scăzută. În cazul comparaţiei între mediile

scorurilor totale obţinute de către băieţi, respectiv mediile obţinute de către fete,

mărimea efectului a fost moderată.

***

175


Pentru fiecare dintre subloturile de elevi diferenţiate în funcţie de clasa şcolară,

au fost efectuate comparaţiile între mediile obţinute de către băieţi, respectiv cele

obţinute de către fete (Tabelul 26).

Tabelul 26

Clase Scale

Băieţi

Fete t

d-Cohen

N m S N m s

a IX-a

IAT - total

228

39.00 10.64

310

43.46 11.63 - 4.55 *** 0.40

Emotivitate 16.21 4.87 18.98 5.59 - 6.12 *** 0.52

Îngrijorare 14.18 4.76 15.27 5.16 - 2.48 * 0.22

a X-a

IAT - total

228

34.83 9.33

250

41.17 10.88 - 6.85 *** 0.62

Emotivitate 14.60 4.48 18.01 5.24 - 7.63 *** 0.70

Îngrijorare 12.62 3.84 13.80 4.61 - 3.03 ** 0.28

a XI-a

IAT - total

197

36.72 10.26

220

40.67 10.93 - 3.79 *** 0.37

Emotivitate 15.21 4.77 17.61 5.25 - 4.89 *** 0.48

Îngrijorare 13.45 4.55 14.00 4.84 - 1.20 0.12

a XII-a

IAT - total

222

35.24 8.83

259

42.49 11.86 - 7.65 *** 0.69

Emotivitate 14.77 4.24 18.77 5.76 - 8.74 *** 0.78

Îngrijorare 12.82 3.77 14.44 4.99 - 4.03 *** 0.36

* p < 0.05; ** p < 0.01; *** p < 0.001

Pentru toate subloturile diferenţiate în funcţie de variabila clasă şcolară, fetele

au obţinut scoruri semnificativ mai ridicate decât cele ale băieţilor la ambele scale ale

inventarului IAT, precum şi la ansamblul format din toţi itemii. Excepţie a făcut lotul

elevilor de clasa a XI-a, în cazul căruia deşi fetele au înregistrat o medie mai mare

decât cea a băieţilor la scala Îngrijorare, diferenţa a fost nesemnificativă din punct de

vedere statistic (t = - 1.20; d-Cohen = 0.12).

Mărimea efectului din partea variabilei sex asupra scorurilor obţinute de către

fete şi băieţi a variat între 0.12 (în cazul comparaţiei mediilor la scala Îngrijorare

obţinute de băieţii şi fetele de clasa a XI-a) şi 0.78 (în cazul comparaţiei mediilor la

scala Emotivitate pe care le-au obţinut fetele şi băieţii de clasa a XII-a).

Din Tabelul 26, se mai poate constata că, pentru fiecare dintre subloturi

diferenţiate în funcţie de variabila clasă şcolară, mărimea efectului variabilei sex în

cazul scalei Emotivitate a fost mai ridicată decât mărimea efectului pentru scala

176


Îngrijorare. Astfel, dacă pentru subloturile de elevi în clasa a IX-a, respectiv în clasa a

XI-a, variabila sex a avut un efect moderat asupra scorurilor la scala Emotivitate,

pentru elevii în clasa a X-a, respectiv pentru elevii în clasa a XII-a, efectul a fost

ridicat. Pentru toate subloturile diferenţiate în funcţie de clasa şcolară, variabila sex a

avut un efect scăzut asupra scorurilor pe care elevii le-au obţinut la scala Îngrijorare.

Variabila sex a avut un efect moderat asupra scorurilor totale la inventarul IAT,

pe care le-au obţinut elevii în clasa a IX-a, respectiv cei în clasa a XI-a. În schimb, atât

pentru elevii în clasa a X-a, cât şi pentru cei în clasa a XII-a, mărimea efectului

variabilei sex asupra scorurilor totale pe care elevii le-au obţinut la inventarul IAT a

înregistrat aceeaşi valoare – moderată spre ridicată.

Toate datele au fost în concordanţă cu cele potrivit cărora prevalenţa anxietăţii

faţă de testare a fost mai ridicată în rândul fetelor, comparativ cu cel al băieţilor.

***

Datele pe care le-am obţinut au evidenţiat clar o prevalenţă mai ridicată a

anxietăţii faţă de testare în rândul fetelor de liceu comparativ cu cel al băieţilor. Pe de

altă parte, atât la fiecare dintre cele două scale ale inventarului IAT, cât şi la ansamblul

itemilor fetele au obţinut medii semnificativ mai ridicate decât cele ale băieţilor.

Aceste rezultate sunt în concordanţă cu datele raportate de Zeidner şi Nevo (1992; citat

de Zeidner, 1998), Seipp şi Schwarzer (1996; citaţi de Zeidner, 1998); Hembree (1988)

sau Spielberger (1980).

De asemenea, din datele pe care le-am obţinut, am constatat că, atât pentru lotul

general de elevi de liceu, cât şi pentru fiecare dintre subloturile diferenţiate în funcţie

de clasa şcolară, mărimea efectului variabilei sex a fost mai ridicată pentru scala

Emotivitate decât mărimea înregistrată pentru scala Îngrijorare. Acest rezultat a

confirmat observaţia făcută de Hembree (1988), potrivit căruia diferenţele în funcţie de

variabila sex privesc în special componenta emoţională a anxietăţii faţă de testare.

Analizele întreprinse pentru fiecare clasă şcolară în parte au evidenţiat scoruri

semnificativ mai ridicate în rândul fetelor comparativ cu cel al băieţilor. Acest rezultat

a confirmat datele raportate de Hill şi Sarason (1966; citaţi de Hall, 2005) care au găsit,

pentru fiecare treaptă şcolară de liceu în parte, scoruri semnificativ mai ridicate în

rândul fetelor comparativ cu cel al băieţilor.

II. STUDENŢI

Tabelul 27 prezintă comparaţiile între mediile scorurilor la inventarul IAT pe

care le-au obţinut subiecţii de sex feminin şi mediile subiecţilor de sex masculin din

fiecare dintre cele trei loturi de studenţi pe care a fost experimentată versiunea în limba

română a inventarului. Pentru toate cele trei loturi de studenţi, subiecţii de sex feminin

au obţinut la inventarul IAT medii ale scorurilor mai mari decât mediile înregistrate de

către subiecţii de sex masculin. Pentru scorurile totale la inventarul IAT, ca şi pentru

scorurile la scala Emotivitate, diferenţele au fost semnificative din punct de vedere

177


statistic. Valorile mărimii efectului din partea variabilei sex au fost sensibil mai ridicate

pentru lotul de studenţi la specializarea Psihologie de la Universitatea ,,Al. I. Cuza” 60

decât pentru lotul de studenţi la specializarea Psihologie de la Universitatea ,,Petre

Andrei”, respectiv lotul de studenţi la specializarea Arhitectură de la Universitatea

Tehnică ,,Gh. Asachi”.

Tabelul 27

Loturi Scale Sex m s T d-Cohen

Studenţi la specializarea

Psihologie(Universitatea

,,Al. I. Cuza” Iaşi)

IAT - total feminin 45.11 9.41

6.46 *** 1.13 masculin 34.93 7.56

Emotivitate feminin 20.89 5

6.55 *** 1.30 masculin 14.59 4.24

Îngrijorare feminin 14.75 4.5

1.43 0.29 masculin 13.46 4.63


Psihologie

(Universitatea ,,Petre

Andrei” din Iaşi)


3.71 *** 0.64 masculin 32.65 10.26

Emotivitate feminin 17.46 5.03

4.48 *** 0.77 masculin 13.63 4.86


1.82 0.31 masculin 11.54 3.94


Arhitectură,

Universitatea Tehnică

,,Gh. Asachi” Iaşi)


3.21 ** 0.69 masculin 32 7.60

Emotivitate feminin 17.18 5.27

3.63 *** 0.83 masculin 13.19 4.07


2.63 ** 0.55 masculin 11 2.43

** p < 0.01; *** p < 0.001

În schimb, pentru scorurile la scala Îngrijorare, diferenţele între studentele şi

studenţii la specializarea Psihologie au fost nesemnificative din punct de vedere

statistic. Pentru aceeaşi scală, diferenţa dintre media scorurilor pe care le-au obţinut

studentele la specializarea Arhitectură şi media scorurilor înregistrate de către studenţi

a fost semnificativă din punct de vedere statistic. În cazul scalei Îngrijorare, mărimea

efectului din partea variabilei sex asupra scorurilor înregistrate de către studenţi a fost

60

În cazul studenţilor la specializarea Psihologie de la Universitatea Al. I. Cuza”, valorile

coeficientului d-Cohen pentru diferenţa între mediile scorurilor totale la inventarul IAT,

respectiv pentru diferenţa între mediile scorurilor la scala Emotivitate au indicat mărimi ridicate

ale efectului din partea variabilei sex. Pentru lotul de studenţi la specializarea Psihologie de la

Universitatea ,,Petre Andrei”, ca şi pentru lotul de studenţi la specializarea Arhitectură de la

Universitatea Tehnică ,,Gh. Asachi”, variabila sex a avut un efect de mărime moderată asupra

scorurilor totale la inventarul IAT înregistrate de către studenţi, respectiv un efect de mărime

ridicată asupra scorurilor la scala Emotivitate.

178


scăzută pentru fiecare dintre cele două loturi de studenţi la specializarea Psihologie,

respectiv moderată pentru lotul de studenţi la specializarea Arhitectură.

Din Tabelul 28, se mai poate constata că, pentru fiecare dintre cele trei loturi de

studenţi pe care am experimentat versiunea în limba română a inventarului TAI,

valoarea mărimii efectului pe care variabila sex l-a avut asupra scorurilor obţinute de

către studenţi la scala Emotivitate a fost mai ridicată decât valoarea mărimii efectului

pentru scala Îngrijoare. Acest rezultat este concordant cu cel obţinut în cazul lotului

general de elevi de liceu, ca şi al subloturilor diferenţiate în funcţie de clasa şcolară.

III. EXPLICAŢII PENTRU REZULTATELE PE CARE LE-AM OBŢINUT

Diferenţele semnificative pe care le-am obţinut pot fi explicate prin intervenţia

mai multor variabile, care ţin de deosebirile în ceea ce priveşte funcţionarea

psihologică a persoanelor de sex feminin şi cea a persoanelor de sex masculin. O serie

de factori au fost deja trecuţi în revistă în primul capitol al lucrării noastre. În cele ce

urmează, vom face câteva consideraţii pe marginea altor variabile pe care le

considerăm relevante pentru diferenţele între fetele şi băieţii de liceu (respectiv între

studente şi studenţi) în ceea ce priveşte anxietatea faţă de testare.

Unul dintre factorii care ar putea fi răspunzători pentru scorurile la anxietatea

faţă de testare mai ridicate în rândul fetelor de liceu (respectiv al studentelor) este

predispoziţia mai accentuată a acestora către anxietate. Ne referim la anxietatea ca

trăsătură de personalitate, stabilă în timp şi rezistentă la schimbare.

În binecunoscutul model Big Five, această trăsătură este conceptualizată ca una

dintre faţetele factorului N – nevrotism, mai larg în ceea ce priveşte conţinutul

psihologic (Costa şi McCrae, 1992). Mai multe cercetări au arătat că subiecţii de sex

feminin tind să obţină scoruri mai ridicate la scalele sau la inventarele care măsoară

anxietatea-trăsătură (Abdel-Khalek şi Alansari, 2004; Costa şi McCrae, 1992) şi, mai

general, trăsăturile asociate factorului N (Costa şi McCrae, 1992; Costa, McCrae şi

Rolland, 1998; Costa, Terracciano şi McCrae, 2001; Hyde, 2005).

În vederea explicării acestor rezultate, au fost elaborate mai multe modele, dintre

care unele au accentuat pe rolul jucat de factorii biologici (de exemplu, diferenţele între

cele două sexe, în ceea ce priveşte trăsăturile temperamentale înnăscute, anumite

aspecte ale funcţionării hormonale sau predispoziţiile genetice), iar altele au subliniat

rolul jucat de factorii psiho-sociali (de exemplu, internalizarea rolurilor sociale

specifice celor două sexe sau dezirabilitatea socială care afectează acurateţea

răspunsurilor subiecţilor la instrumentele prin care este operaţionalizată anxietatea)

(Costa, Terracciano şi McCrae, 2001).

Conform lui Costa şi McCrae (1992), persoanele anxioase tind să fie

aprehensive, tensionate şi nervoase, predispuse permanent către îngrijorare. Mai

general, persoanele nevrotice (instabile emoţional) manifestă tendinţa de a experimenta

179


stări emoţionale negative (frică, tristeţe, furie, vină, dezgust, etc.), de a avea idei

iraţionale, au probleme legate de controlul propriilor impulsuri şi sunt mai puţin

rezistente în situaţiile stresante pe care le întâmpină. Caracteristicile la care ne-am

referit pot manifesta tendinţa de a fi prezente la persoanele de sex feminin care acuză

simptomele specifice anxietăţii faţă de situaţiile evaluative.

Un alt posibil factor explicativ pentru diferenţa dintre fetele şi băieţii de liceu

(respectiv dintre studente şi studenţi) în ceea ce priveşte nivelul auto-raportat al

anxietăţii faţă de testare poate fi legat de disponibilitatea mai scăzută a bărbaţilor de a

recunoaşte că suferă de simptomele specifice anxietăţii faţă de testare (Deaux, 1977;

Hill şi Sarason, 1966; Sarason et al., 1960; citaţi de Zeidner, 1998). Bărbaţii tind să fie

mai puţin oneşti comparativ cu femeile atunci când răspund la scalele sau la

inventarele care măsoară anxietatea faţă de testare (Silvestri, 1986; Sowa şi LaFleur,

1986; Zoller şi Ben-Chaim, 1990; citaţi de Fiore, 2003). Observaţia la care ne-am

referit poate fi corelată cu tendinţa mai accentuată a bărbaţilor de a răspunde dezirabil

din punct de vedere social la itemii instrumentelor destinate evaluării caracteristicilor

personalităţii sau a comportamentelor în general (Ones şi Visweswaran, 1998; citaţi de

Riketta, 2005).

Faptul că subiecţii de sex masculin tind într-o mai mare măsură să-şi ascundă

simptomele specifice anxietăţii faţă de testare a fost legat de pattern-urile diferite de

educare şi de socializare a fetelor şi a băieţilor (Deaux, 1977; citat de Zeidner, 1998).

Astfel, fetele (studentele) sunt încurajate să-şi exprime deschis anxietatea care este

percepută social ca fiind o trăsătură specific feminină. În schimb, băieţii (studenţii)

sunt impulsionaţi să-şi reprime şi să nege anxietatea pe care o resimt, aceasta fiind

percepută ca o trăsătură incongruentă cu masculinitatea.

Pe de altă parte, fetele de liceu (studentele) par să resimtă o presiune mai

puternică legată de insuccesul şcolar (academic). Acestea manifestă tendinţa de a

percepe fiecare situaţie evaluativă ca o altă posibilă şansă de eşec, fapt care se asociază

cu un nivel mai ridicat al anxietătii faţă de testare (Brutsaert şi Van Hautte, 2004;

Eccles, 1994; citaţi de Moore, 2006).

B. Comparaţii în funcţie de clasa şcolară/anul de studiu

I. ELEVI

I.1. EFECTUL VARIABILEI CLASĂ ŞCOLARĂ ASUPRA SCORURILOR LA INVENTARUL IAT

Tabelul 28 prezintă mediile, valorile testului t-Student şi mărimile efectului

pentru comparaţiile scorurilor pe care subloturile de elevi, diferenţiate în funcţie de

variabila clasă şcolară, le-au obţinut la inventarul IAT.

Datele pe care le-am obţinut în urma efectuării unei analize de varianţă

univariată luând ca variabilă independentă clasa şcolară şi ca variabile dependente

scorurile pe care elevii le-au obţinut la la inventarul IAT au indicat un efect

180


semnificativ din punct de vedere statistic al clasei şcolare asupra scorurile totale (F =

9.83, p < 0.001; η 2 = 0.01

61). De asemenea, variabila clasă şcolară a avut un efect

semnificativ statistic asupra scorurilor pe care elevii le-au obţinut la ambele scale ale

inventarului TAI: Emotivitate – F = 7.50, p < 0.001, η 2 = 0.01; Îngrijorare – F =

10.53, p < 0.001, η 2 = 0.01. Cu toate acestea, valorile indicatorului η

2 au evidenţiat

mărimi foarte mici, chiar neglijabile, ale efectului variabilei clasă şcolară asupra

rezultatelor elevilor la inventarul IAT. Comparaţiile detaliate realizate cu testul t-

Student pentru grupuri independente au evidenţiat diferenţe semnificative din punct de

vedere statistic între mediile obţinute de către elevii de clasa a IX-a la inventarul IAT şi

mediile pe care le-au obţinut elevii din subloturile corespunzătoare fiecăreia dintre

celelalte trei clase şcolare. Atât în cazul distribuţiei scorurilor totale la inventarul IAT,

cât şi în cazul distribuţiilor scorurilor la ambele scale, elevii de clasa a IX-a au

înregistrat medii semnificativ mai ridicate decât cele obţinute de către elevii de clasa a

X-a, de către elevii de clasa a XI-a, respectiv de către elevii de clasa a XII-a.

Între subloturile de elevi aflaţi în celelalte trei trepte de şcolarizare, nu s-au

înregistrat diferenţe semnificative din punct de vedere statistic, deşi elevii de clasa a

XI-a au obţinut la ambele scale ale inventarului IAT (precum şi la ansamblul itemilor

inventarului) medii mai ridicate decât elevii de clasa a X-a. La rândul lor, elevii de

clasa a XII-a au înregistrat la scala Emotivitate, respectiv la ansamblul itemilor

inventarului IAT medii ale scorurilor mai ridicate comparativ cu valorile înregistrate de

către elevii de clasa a XI-a.

***

Datele pe care le-am obţinut au confirmat rezultatele studiilor efectuate de

Manley şi Rosemier (1972; citaţi de Zeidner, 1998) care au găsit nivele mai ridicate ale

anxietăţii faţă testare în rândul elevilor de liceu în clasa a IX-a comparativ cu elevi din

clasele mai mari, dar au infirmat constatările altor autori care au fost făcute pornindu-

se de la anchetele realizate în populaţia de elevi de liceu.

61

Coeficientul η 2 este un indicator pentru mărimea efectului la care se face apel frecvent, în

cazul procedurii ANOVA (univariată sau multivariată). Formula sa de calcul este (cf. Popa,

2008):

η 2

=

intragrupdfFintergrupdf

Fintergrupdf

(7),

unde intergrupdf , intragrupdf şi F au semnificaţiile cunoscute în cadrul procedurii ANOVA. În

esenţă, acest coeficient oferă o indicaţie asupra procentului din varianţa variabilei dependente

care este explicat de varianţa variabilei independente, adică de tratamentul aplicat (separarea

între grupurile de subiecţi, în funcţie de valorile variabilei/variabilelor independente).

Interpretarea semnificaţiei valorii coeficientului η 2 nu este ,,unică”. Popa (2008) prezintă

reperele orientative propuse de Hopkins (2000): 0.0 - 0.1 – efect foarte mic, neglijabil; 0.1 - 0.3

– efect mic; 0.3 - 0.5 – efect mediu (moderat); 0.5 - 0.7 – efect mare; 0.7 - 0.9 – efect foarte

mare; 0.9 – 1.0 – efect aproape perfect.

181

Tab

elul

28

Sub

lotu

ri

Îng

rijo

rare

Em

oti

vita

te

TA

I -

tota

l

m

t d

-Co

hen

m

t

d-C

oh

en

m

t

d-C

oh

en

elev

i cl

s. a

IX

-a –

elev

i cl

s. a

X-a

14

.81

5.3

7 *

**

0.3

4

17

.81

4.2

4 *

**

0.2

7

41

.57

4.9

2 *

**

0.3

1

13

.23

16

.38

3

8.1

5

elev

i cl

s. a

IX

-a –

elev

i cl

s. a

XI-

a

14

.81

3.3

4 *

*

0.2

2

17

.81

3.8

1 *

**

0.2

5

41

.57

3.8

0 *

**

0.2

5

13

.74

16

.48

3

8.8

1

elev

i cl

s. a

IX

-a –

elev

i cl

s. a

XII

-a

14

.81

3.7

3 *

**

0.2

3

17

.81

2.5

8 *

*

0.1

6

41

.57

3.4

2 *

**

0.2

2

13

.69

16

.92

3

9.1

4

elev

i cl

s. a

X-a

–

elev

i cl

s. a

XI-

a

13

.23

- 1

.68

0.1

1

16

.38

- 0

.26

0.0

2

38

.15

- 0

.91

0.0

6

13

.74

16

.48

3

8.8

1

elev

i cl

s. a

X-a

–

elev

i cl

s. a

XII

-a

13

.23

- 1

.59

0.1

0

16

.38

- 1

.55

0.1

0

38

.15

- 1

.41

0.0

9

13

.69

16

.92

3

9.1

4

elev

i cl

s. a

XI-

a –

elev

i cl

s. a

XII

-a

13

.74

0.1

6

0.0

1

16

.48

- 1

.23

0.0

8

38

.81

- 0

.45

0.0

3

13

.69

16

.92

3

9.1

4

** p

< 0

.01

; *** p

< 0

.00

1


182


Astfel, Hembree (1988) a găsit un nivel aproape constant al anxietăţii faţă de

testare, în rândul elevilor americani de liceu din toate clasele. Wheeler (2005) citează

studiul realizat de Hodge, McCormick şi Elliot (1997), potrivit cărora elevii de liceu

seniori au înregistrat un nivel mai ridicat al anxietăţii faţă de testare, comparativ cu

juniorii. În fine, Araki, Iwawaki şi Spielberger (1992) au identificat, în cadrul

comparaţiilor între elevii de clasele V-XII, un trend relativ constant legat de anxietatea

faţă de testare.

I.2. EFECTUL INTERACŢIUNII VARIABILELOR CLASĂ ŞCOLARĂ ŞI SEX ASUPRA

SCORURILOR LA INVENTARUL IAT

Considerând variabilele sex şi clasă şcolară ca factori ficşi (variabile

independente), iar scorurile la scalele inventarului IAT ca variabile dependente, am

efectuat trei analize de varianţă univariate. Interacţiunea variabilelor sex şi clasă

şcolară a avut efecte nesemnificative din punct de vedere statistic asupra scorurilor pe

care elevii le-au obţinut la inventarul IAT. Datele au indicat: F = 2.44, p = 0.06, η 2 =

0.004 – pentru scorurile totale; F = 2.18, p = 0.08, η 2 = 0.003 – pentru scala

Emotivitate; F = 0.97, p = 0.40, η 2 = 0.002 – pentru scala Îngrijorare.

I.3. EXPLICAŢII PENTRU REZULTATELE PE CARE LE-AM OBŢINUT

Nivelul mai accentuat al anxietăţii faţă de testare în rândul elevilor de clasa a IX-

a (comparativ cu elevii de clasa a X-a, cu cei de clasa a XI-a, respectiv cu elevii de

clasa a XII-a) poate fi legat de experienţa încă fragilă a juniorilor de liceu cu lucrările

de control, tezele semestriale şi cu alte testări, specifice unităţilor de învăţământ liceal

în care fuseseră admişi. Fiind la început, probabil juniorii de liceu care au participat la

studiile noastre nu erau încă destul de familiarizaţi cu stilurile de evaluare şi cu

exigenţele din partea noilor profesorilor, aşa cum se întâmpla în cazul elevilor din

clasele mai mari.

Deşi ne-am aştepta ca, în pragul examenului de Bacalaureat, elevii din clasele

mai mari să prezinte un nivel mai ridicat al preocupărilor şi al temerilor legate de

situaţiile evaluative, datele cercetărilor pe care le-am realizat au indicat contrariul.

Acest rezultat poate fi legat şi de faptul că elevii de clasele a XI-a şi a XII-a din liceele

româneşti de astăzi tind să nu mai perceapă examenul de absolvire (Bacalaureatul) ca o

presiune, dată fiind ,,lejerizarea” condiţiilor în care acest examen, ca şi admiterea la o

facultate, pot fi promovate. La această condiţie au contribuit, probabil, anomia

procedurală care a caracterizat ultimele trei-patru sesiuni de vară ale Bacalaureatului,

scăderea continuă a exigenţelor legate de subiectele de examen, ca şi aranjamentele

care pot fi făcute cu uşurinţă, în vederea promovării examenului.

183


II. STUDENŢI

II.1. EFECTUL VARIABILEI AN DE STUDIU ASUPRA SCORURILOR LA INVENTARUL IAT

Datele pe care le prezentăm în cele ce urmează au provenit din prelucrarea

protocoalelor cu răspunsurile date de un număr de 190 de studenţi, dintre cei 199 de la

Facultatea de Psihologie, Asistenţă Socială şi Sociologie, Universitatea ,,Petre

Andrei” din Iaşi (a se vedea Capitolul 5, punctul B, Lotul II). Întrucât numărul

studenţilor în anul III (N = 9) a fost foarte scăzut, în raport cu efectivele

corespunzătoare celorlalţi trei ani de studiu, aceştia au fost eliminaţi din prelucrările pe

care se bazează datele prezentate în cadrul acestui punct.

Tabelul 29 prezintă datele pe care le-am obţinut în urma efectuării unei analize

de varianţă univariată. Ca variabile independente susceptibile de a produce efecte

semnificative au fost considerate: anul de studiu (1 – anul I, 2 – anul II, 3 – anul IV) şi

vârsta (1 – 18-25 ani, 2 – 26-35 ani, 3 – 36-51 ani). Variabila dependentă a fost scorul

total la inventarul IAT.

Tabelul 29

An studiu N m s F η 2

I 116 38.28 10.33

0.25 0.003 II 42 37.19 11.19

IV 32 36.03 10.97

Grupă de vârstă

18-25 ani 115 39.35 11.24

1.83 0.02 26-35 ani 35 33.80 7.36

36-51 ani 40 36.17 10.27

An studiu × grupă de vârstă

I

18-25 ani 74 40.2 10.66

1.06 0.023

26-35 ani 17 34.2 6.91

36-51 ani 25 35.3 10.13

II

18-25 ani 30 38.9 12.15

26-35 ani 7 32.9 8.01

36-51 ani 5 32.8 6.14

IV

18-25 ani 11 34.7 12.39

26-35 ani 11 33.7 8.30

36-51 ani 10 40.0 11.93

A fost studiat atât efectul fiecăreia dintre cele două variabile independente, cât şi

efectul interacţiunii acestora. Datele pe care le-am obţinut au indicat un efect

nesemnificativ statistic şi de mărime neglijabilă din partea variabilei an de studiu

asupra scorurilor totale pe care studenţii le-au obţinut la inventarul IAT (F = 0.25, p >

0.05, η 2 = 0.003). Totuşi, sublotul studenţilor în anul I a înregistrat cea mai ridicată

valoare a mediei scorurilor la inventarul IAT (m = 38.28), aceştia fiind urmaţi de

184


sublotul de studenţi în anul II (m = 37.19), respectiv de sublotul de studenţi în anul IV

(m = 36.03). Am constatat tendinţa de scădere a scorurilor la inventarul IAT pe care le-

au obţinut studenţii în anii mai mari.

Diferenţele între mediile scorurilor obţinute de studenţii în cei trei ani de studiu

nu au fost semnificative statistic (t an I-an II = 0.57, p > 0.05, d-Cohen = 0.10; t an I-an IV =

1.07, p > 0.05, d-Cohen = 0.22; t an II-an IV = 0.44, p > 0.05, d-Cohen = 0.11).

II.2. EFECTUL VARIABILEI VÂRSTĂ ASUPRA SCORURILOR LA INVENTARUL IAT

Datele analizei de varianţă univariată au mai indicat un efect nesemnificativ

statistic şi de mărime neglijabilă al variabilei vârstă asupra scorurilor totale pe care

studenţii le-au obţinut la inventarul IAT (F = 1.83, p > 0.05, η 2 = 0.02).

Totuşi, studenţii mai tineri au manifestat tendinţa de a obţine scoruri mai ridicate

la inventarul IAT comparativ cu studenţii mai în vârstă. Astfel, sublotul de studenţi

care aveau vârste cuprinse între 18 şi 25 de ani a obţinut o medie (m = 39.35)

semnificativ mai ridicată decât media (m = 33.80) obţinută de sublotul studenţilor care

aveau vârste cuprinse între 26 şi 35 de ani (t = 3.41, p < 0.01, d-Cohen = 0.53),

respectiv mai ridicată (însă fără ca diferenţa să fie semnificativă) decât media (m =

36.17) studenţilor cu vârste cuprinse între 36 şi 51 de ani (t = 1.57, p > 0.05, d-Cohen =

0.29).

II.3. EFECTUL INTERACŢIUNII VARIABILELOR AN DE STUDIU ŞI VÂRSTĂ ASUPRA

SCORURILOR LA INVENTARUL IAT

O a treia direcţie de analiză a datelor a vizat interacţiunea variabilelor an de

studiu şi vârstă. Datele pe care le-am obţinut în urma analizei de varianţă univariată, au

indicat un efect de interacţiune nesemnificativ din punct de vedere statistic şi de

mărime neglijabilă din partea celor două variabile asupra scorurilor studenţilor la

inventarul IAT (F = 1.06, p > 0.05, η 2 = 0.023).

Comparaţiile detaliate au evidenţiat doar două diferenţe semnificative, şi anume:

studenţii în anul I care aveau vârste între 18 şi 25 de ani au obţinut la inventarul IAT o

medie a scorurilor totale (m = 40.2) semnificativ mai ridicată decât media (m = 34.2)

obţinută de studenţii în anul I cu vârste cuprinse între 26 şi 35 de ani (t = 2.20, p <

0.05). De asemenea, studenţii în anul I cu vârste între 18 şi 25 de ani au obţinut o

medie semnificativ mai ridicată decât media (m = 35.3) studenţilor în anul I care aveau

vârste cuprinse între 36 şi 51 de ani (t = 2.01, p < 0.05).

Aşadar, studenţii mai tineri aflaţi în primul an de studii au manifestat tendinţa de

a obţine scoruri semnificativ mai ridicate comparativ cu studenţii în primul an, dar care

erau mai în vârstă.

***

185


În concluzie, datele pe care le-am obţinut pentru lotul de studenţi la de la

Universitatea ,,Petre Andrei” din Iaşi au evidenţiat un trend descrescător al nivelului

anxietăţii faţă de testare. Studenţii în ultimul an de studii au înregistrat un nivel al

anxietăţii faţă de testare mai scăzut (chiar dacă nu semnificativ) comparativ cu

studenţii în anul II de studii, respectiv cu studenţii aflaţi în primul an de studii.

II.4. EXPLICAŢII ALE REZULTATELOR PE CARE LE-AM OBŢINUT

Dincolo de anumite artefacte statistice care ar fi putut să influenţeze datele

studiului nostru, trendul descrescător legat de nivelul anxietăţii faţă de testare pe care l-

am constatat în rândul studenţilor poate fi pus pe seama mai mult factori. Unul dintre

aceştia ar putea fi legat de experienţa mai solidă a studenţilor din anii II şi IV cu

examenele semestriale. Această experienţă se asociază, probabil, cu tendinţa de scădere

a nivelului de stres resimţit subiectiv în situaţiile de evaluare.

Experienţa de care vorbeam trebuie legată de stilul de evaluare al cadrelor

didactice, probabil mai bine cunoscut în rândul studenţilor din anii mai mari. Într-

adevăr, studenţii de la Facultatea de Psihologie, Asistenţă Socială şi Sociologie din

cadrul Universităţii ,,Petre Andrei” din Iaşi parcurg, de-a lungul anilor de studii, mai

multe discipline cu o parte dintre cadrele didactice. Acest lucru contribuie, probabil, la

,,obişnuirea” cu stilul fiecărui profesor în parte, astfel încât examenele pe care le susţin

cu aceştia, în anii mai mari, nu mai constituie o sursă de presiune psihică şi de stres atât

de importantă, aşa cum tind să o considere studenţii în anul I.

Pe de altă parte, tendinţa de scădere odată cu vârsta a nivelului anxietăţii faţă de

testare poate fi asociată tendinţei de scădere a nivelului de aspiraţie legat de realizarea

academică (succesul la examene, concretizat în medii foarte bune) în rândul studenţilor

cu vârste mai mari. Aceştia ar putea fi motivaţi mai degrabă de scopul de a face faţă

examenelor (faptul de a le trece onorabil sau măcar de a le trece) şi mai puţin de

dorinţa de a se impune prin performanţe academice deosebite. O astfel de strategie

motivaţională nu este întâmplătoare, dacă ne gândim că, majoritatea dintre studenţii cu

vârste peste 30-35 de ani îşi motivează înscrierea la studii superioare ca o necesitate

pentru a putea să se menţină ,,la locul de muncă”.

Ţinând cont de rezultatele pe care le-am prezentat mai sus, răspunsul la

întrebarea dacă experienţa cumulată de-a lungul anilor de studii pe care studenţii o au

cu examenele semestriale la diferite discipline are vreun un efect semnificativ asupra

nivelului anxietăţii faţă de testare în rândul acestora rămâne deschis pentru studii

sistematice.

Rezultatele pe care le-am obţinut sugerează că anumite variabile care ţin de

funcţionarea psihologică a studentului (de exemplu, motivaţia de realizare academică şi

atitudinea faţă de performanţele academice, auto-eficacitatea percepută, strategiile de

adaptare la stresul generat de situaţiile evaluative, etc.) şi de caracteristicile situaţiilor

186


evaluative (de exemplu, gradul de dificultate al sarcinilor evaluative perceput de către

student, antecedentele legate de susţinerea unor examene cu aceeaşi profesori, gradul

de exigenţă a examenelor), dar pe care nu le-am vizat în studiile noastre de teren, ar

putea interveni în evoluţia trendului nivelului anxietăţii faţă de testare, atunci când

acesta este analizat din perspectiva transversală a anului de studiu.

C. Comparaţii în funcţie de variabila specializare (studenţi)

Tabelul 30 prezintă datele obţinute în urma comparaţiilor între scorurile la

inventarul IAT înregistrate de studenţii la specializarea Arhitectură (vezi Capitolul 5,

punctul B, Lotul III) şi scorurile obţinute de studenţii la specializarea Psihologie (vezi

Capitolul 5, punctul B, Lotul I şi Lotul II).

Datele unei analize de varianţă univariată în care variabila independenţă a fost

reprezentată de universitate (Universitatea ,,Al. I. Cuza”, Universitatea ,,Petre

Andrei”, respectiv Universitatea Tehnică ,,Gh. Asachi”) au evidenţiat diferenţe

semnificative din punct de vedere statistic între cele trei loturi de studenţi pe care am

experimentat versiunea în limba română a inventarului TAI, după cum urmează: pentru

scorurile totale – F = 15.09, p < 0.001, η 2 = 0.06; pentru scala Emotivitate – F = 19.35,

p < 0.001, η 2 = 0.08; pentru scala Îngrijorare – F = 12.46, p < 0.001, η

2 = 0.05.

Tabelul 30

Loturi Scale m s


Arhitectură

(Universitatea Tehnică

,,Gh. Asachi” Iaşi)

t d-Cohen

m s

Studenţi la

specializarea

Psihologie

(Universitatea ,,Al. I.

Cuza” Iaşi)

IAT - total

43.08

9.93

36.73

11.06

4.40 ***

0.62

Emotivitate 19.63 5.46 15.80 5.22 5.07 *** 0.71

Îngrijorare 14.49 4.54 12.36 3.95 3.49 *** 0.49

Studenţi la

specializarea

Psihologie

(Universitatea ,,Petre

Andrei” din Iaşi)

IAT - total

37.70

10.51

36.73

11.06

0.67

0.09

Emotivitate 16.61 5.23 15.80 5.22 1.15 0.16

Îngrijorare 12.47 3.84 12.36 3.95 0.21 0.03

*** p < 0.001

Comparaţiile efectuate cu testul t-Student pentru loturi independente au

evidenţiat diferenţe semnificative din punct de vedere statistic între mediile la

inventarul IAT obţinute de către studenţii în domeniul Psihologie de la Universitatea

,,Al. I. Cuza” şi studenţii la specializarea Arhitectură de la Universitatea Tehnică ,,Gh.

187


Asachi”. Studenţii la specializarea Psihologie au înregistrat medii semnificativ mai

ridicate decât cele obţinute de către studenţii la specializarea Arhitectură. Valorile

coeficientului d-Cohen au indicat o mărime moderată a efectului din partea variabilei

specializare asupra scorurilor pe care studenţii le-au obţinut la scala Îngrijoare,

respectiv un efect de mărime ridicată asupra scorurilor la scala Emotivitate. Pentru

scorurile totale la inventarul IAT pe care studenţii le-au obţinut, variabila specializare

a avut un efect moderat spre ridicat.

De asemenea, studenţii în domeniul Psihologie de la Universitatea ,,Petre

Andrei”au înregistrat la inventarul IAT, în medie, scoruri mai mari decât cele ale

studenţilor la specializarea Arhitectură de la Universitatea Tehnică ,,Gh. Asachi”, însă

diferenţele au fost nesemnificative din punct de vedere statistic. Valorile coeficientului

d-Cohen au indicat mărimi scăzute sau neglijabile ale efectului pe care variabila

specializare l-a avut asupra scorurilor la inventarul IAT obţinute de către studenţi.

Dincolo de posibila intervenţie a întâmplării, diferenţele pe care le-am obţinut

pot fi explicate prin interacţiunea dintre caracteristica referitoare la vârsta studenţilor

din cele trei loturi şi caracteristica referitoare la natura examenelor pe care studenţii de

la cele două specializări le au de susţinut în mod obşnuit.

Astfel, pentru ambele loturi de studenţi la specializarea Psihologie, mediile

vârstelor au fost semnificativ mai ridicate decât media de vârstă a studenţilor la

specializarea Arhitectură: m studenţi la Psihologie de la Universitatea ,,Al. I. Cuza” = 31.58 ani (s = 7.44

ani, min = 20 ani, max = 51 ani); m studenţi la Psihologie de la Universitatea ,,Petre Andrei” = 26.65 ani (s

= 8.04 ani, min = 18 ani, max = 51 ani); m studenţi la Arhitectură = 19.84 ani (s = 0.83 ani, min

= 19 ani, max = 22 ani); t studenţi la Psihologie de la Universitatea ,,Al. I. Cuza” – studenţi Arhitectură = 19.73, p

< 0.0001, d-Cohen = 1.91; t studenţi la Psihologie de la Universitatea ,,Petre Andrei” – studenţi Arhitectură =

11.80, p < 0.0001, d-Cohen = 0.99. Or, chiar dacă examenele de la specializarea

Arhitectură sunt mult mai dificile decât examenele de la specializarea Psihologie (şi,

probabil, erau percepute ca atare de către studenţii politehnişti), studenţii de la

Arhitectură erau mult mai tineri şi probabil făceau faţă din punct de vedere emoţional

mai bine decât studenţii la Psihologie care, fiind mai în vârstă (deci ,,îşi ieşiseră din

mână” în ceea ce priveşte susţinerea unor examene), aveau tendinţa de a manifesta

temeri mai mari în legătură cu posibilul eşec la examenele semestriale.

7.3. Fidelitatea versiunii în limba română a inventarului IAT

A. Consistenţa internă a itemilor

I. ELEVI

Tabelul 31 prezintă valorile consistenţei interne (coeficientul α-Cronbach)

calculate atât pentru lotul general de elevi de liceu, cât şi pentru subloturile de băieţi,

respectiv de fete.

188


Tabelul 31

Scale Băieţi

(N = 875)

Fete

(N = 1039)

Lot total

(N = 1914)

IAT - total (n = 20 itemi) 0.88 0.91 0.90

Emotivitate (n = 8 itemi) 0.81 0.85 0.85

Îngrijorare (n = 8 itemi) 0.78 0.83 0.81

Pentru fete, am constatat valori uşor mai ridicate ale consistenţei interne

comparativ cu valorile obţinute pentru băieţi. Pe de altă parte, valorile consistenţei

interne, pentru scala Îngrijorare, au fost uşor mai scăzute decât cele înregistrate pentru

scala Emotivitate.

Valorile pe care le-am obţinut pentru consistenţa internă a inventarului TAI au

fost mai scăzute comparativ cu cele raportate în manualul inventarului pentru

eşantionul normativ de 1118 elevi de liceu, dintre care 527 de băieţi şi 591 de fete

(Spielberger, 1980). Pentru băieţii de liceu americani, valorile consistenţei interne au

fost: ansamblul itemilor – 0.92; scala Îngrijorare – 0.86; scala Emotivitate – 0.90.

Fetele au obţinut următoarele valori: ansamblul itemilor – 0.93; scala Îngrijorare –

0.89; scala Emotivitate – 0.91. Şi în cazul datelor raportate de Spielberger (1980), am

constatat valori uşor mai ridicate pentru fidelitatea (consistenţa internă a) scalei

Emotivitate comparativ cu fidelitatea scalei Îngrijorare.

Privite în ansamblul lor, valorile indică pe care le-am obţinut indică o bună

fidelitate (omogenitate) a versiunii în limba română a inventarului TAI.

***

Tabelul 32 prezintă valorile coeficientul α-Cronbach calculate pentru fiecare

dintre subloturile de elevi diferenţiate în funcţie de variabila clasă şcolară.

Ca şi în cazul lotului general de elevi, pentru subloturile diferenţiate în funcţie de

clasa şcolară în parte, valorile consistenţei interne pentru scala Emotivitate au fost ceva

mai ridicate decât valorile înregistrate pentru scala Îngrijorare. De asemenea, pentru

subloturile de fete, valorile consistenţei interne au fost mai ridicate comparativ cu

valorile înregistrate pentru subloturile de băieţi. Cele mai ridicate valori ale

coeficientului α-Cronbach s-au înregistrat pentru sublotul de elevi în clasa a XII-a.

189


Tabelul 32

Clasa (Sub-)lot

IAT – total

(n = 20 itemi)

Emotivitate

(n = 8 itemi)

Îngrijorare

(n = 8 itemi)

a IX-a

Total (N = 538)

0.90

0.83

0.81

Fete (N = 310) 0.90 0.84 0.82

Băieţi (N = 228) 0.89 0.79 0.80

a X-a

Total (N = 478)

0.90

0.86

0.80

Fete (N = 250) 0.91 0.85 0.82

Băieţi (N = 228) 0.88 0.82 0.76

a XI-a

Total (N = 417)

0.90

0.84

0.83

Fete (N = 220) 0.91 0.85 0.84

Băieţi (N = 197) 0.89 0.82 0.81

a XII-a

Total (N = 481)

0.91

0.86

0.81

Fete (N = 259) 0.91 0.87 0.84

Băieţi (N = 222) 0.86 0.80 0.73

II. STUDENŢI

Tabelul 33 prezintă valorile coeficientului α-Cronbach calculate pentru fiecare

dintre cele trei loturi de studenţi pe care am experimentat versiunea în limba română

(IAT) a inventarului TAI. Constatăm valori foarte bune ale consistenţei interne pentru

cele trei loturi de studenţi.

Tabelul 33

Loturi

IAT - total

(n = 20 itemi)

Emotivitate

(n = 8 itemi)

Îngrijorare

(n = 8 itemi)

160 studenţi la Facultatea de Psihologie şi Ştiinţe

ale Educaţiei, Universitatea ,,Al. I. Cuza” din Iaşi

(vezi Capitolul 5, punctul B, Lotul I)

0.91 0.84 0.92

199 studenţi la Facultatea de Psihologie, Asistenţă

Socială şi Sociologie, Universitatea ,,Petre Andrei”

din Iaşi (vezi Capitolul 5, punctul B, Lotul II)

0.91 0.87 0.81

75 studenţi la Facultatea de Arhitectură,

Universitatea Tehnică ,,Gh. Asachi” din Iaşi (vezi

Capitolul 5, punctul B, Lotul III)

0.93 0.83 0.88

190


B. Fidelitatea prin metoda înjumătăţirii

I. ELEVI

Tabelul 34 prezintă corelaţiile (Pearson) între scorurile la jumătăţile inventarului

IAT stabilite prin însumarea scorurilor la itemii pari, respectiv a scorurilor la itemii

impari. Valorile brute au fost corectate cu formula Spearman-Brown 62

, în vederea

atenuării efectului lungimii mai scăzută a fiecăreia dintre jumătăţi în raport cu

lungimea întregului inventar.

Constatăm valori corectate foarte bune ale fidelităţii prin înjumătăţire a

inventarului IAT. Valorile (corectate) obţinute pentru subloturile diferenţiate în funcţie

de variabila sex au fost destul de apropiate între ele.

Tabelul 34 *

Loturi

Valori corelaţii scoruri

itemi pari - scoruri

itemi impari

Valori corectate cu

formula Spearman-

Brown

Lot general (N = 1914 elevi de liceu)

0.84 0.91

Fete (N = 1039)

0.86 0.92

Băieţi (N = 875)

0.79 0.88

* toate corelaţiile au fost semnificative la pragul 0.01

II. STUDENTI

Tabelul 35 prezintă, pentru cele trei loturi de studenţi pe care a fost

experimentată versiunea în limba română a inventarului TAI, valorile fidelităţii

evaluată prin tehnica înjumătăţirii.

62 Formula este: r xx′ corectat =

xx

xx

r1

r2

(8), unde r xx′ este coeficientul de fidelitate obţinut prin

aplicarea tehnicii înjumătăţirii (corelaţia dintre scorurile totale la jumătăţile unei scale sau ale

unui test).

191


Tabelul 35 *

Loturi

Valori corelaţii

scoruri itemi pari

- scoruri itemi

impari

Valori corectate cu

formula Spearman-

Brown

160 studenţi la Facultatea de Psihologie şi Ştiinţe

ale Educaţiei, Universitatea ,,Al. I. Cuza” din Iaşi

(vezi Capitolul 5, punctul B, Lotul I)

0.87 0.93

199 studenţi la Facultatea de Psihologie,

Asistenţă Socială şi Sociologie, Universitatea

,,Petre Andrei”

din Iaşi (vezi Capitolul 5, punctul B, Lotul II)

0.85 0.91

75 studenţi la Facultatea de Arhitectură,

Universitatea Tehnică ,,Gh. Asachi” din Iaşi

(vezi Capitolul 5, punctul B, Lotul III)

0.91 0.95

* toate corelaţiile au fost semnificative la pragul 0.01

Pentru loturile de studenţi, constatăm valori brute şi corectate foarte bune ale

fidelităţii prin înjumătăţire a inventarului IAT.

C. Fidelitatea test-retest (stabilitatea temporală a scorurilor)

I. ELEVI

În vederea evaluării fidelităţii inventarului TAI prin metoda test-retest, un număr

de 55 de elevi (42 de fete şi 13 băieţi), dintre cei 202 care au participat la primul dintre

studiile realizate în cadrul Colegiului Economic-Administrativ din Iaşi, au completat a

doua oară inventarul, la un interval de timp cuprins între 44.1 săptămâni (adică puţin

peste 11 luni) şi 46 de săptămâni (11.5 luni).

Elevii aveau vârste cuprinse între 15 şi 18 ani (m = 16.72 ani; σ = 0.97 ani).

Repartiţia acestora, în funcţie de variabila clasă şcolară a fost: clasa a IX-a – 10; clasa

a X-a – 7; clasa a XI-a – 38 de elevi.

Un număr de zece dintre cei 55 de elevi au completat prima dată inventarul IAT

în data de 20 ianuarie 2008, iar a doua oară în data de 9 decembrie 2008, adică la un

interval de 46 de săptămâni (respectiv 11.5 luni). Un alt lot, format din şapte elevi, a

completat prima dată inventarul IAT în data de 25 ianuarie 2008, iar a doua oară în

data de 9 decembrie 2008, adică la un interval de 45.7 săptămâni (sau 11.4 luni). Un al

192


treilea lot de elevi (N = 11) a completat inventarul IAT prima dată în data de 25

ianuarie 2008, iar a doua oară în data de 3 decembrie 2008, deci după 44.8 săptămâni

(11.2 luni). În fine, un al patrulea lot, format din 27 de elevi, a completat prima dată

inventarul IAT în data de 30 ianuarie 2008, iar a doua oară în data de 3 decembrie

2008, deci după 44.1 săptămâni (respectiv, puţin peste 11 luni).

Pentru cele patru loturi reunite, valorile coeficientului de stabilitate (corelaţia

între scorurile obţinute de elevi la test şi cele, pe care le-au obţinut la retest) au fost:

IAT-total – 0.71 (p < 0.01); Emotivitate – 0.72 (p < 0.01); Îngrijorare – 0.63 (p <

0.01).

Valoarea coeficientului de fidelitate test-retest pe care am obţinut-o pentru

scorurile totale la inventarul IAT a fost mai ridicată decât valoarea raportată de Ross

(1978; citat de Spielberger, 1980), în urma corelării scorurilor a 42 de elevi de liceu

care au fost retestaţi la şase luni (r = 0.62). Pentru acelaşi lot de elevi retestat la o lună,

Ross (1978) a raportat o valoare a coeficientului de fidelitate test-retest mult mai

ridicată (r = 0.81) (cf. Spielberger, 1980). Spielberger (1980) a explicat diferenţa dintre

cele două valori prin faptul că:

pe parcursul unor intervale de timp mai mari, trăsăturile de personalitate se pot

schimba cauzând o scădere a valorilor coeficienţilor de stabilitate;

planurile legate de continuarea studiilor (la colegiu) sau de angajare pe care unii

dintre elevi şi le-au făcut în intervalul de şase luni, scurs între cele două

administrări, este posibil să se fi asociat cu o creştere a anxietăţii faţă de testare,

în cazul elevilor pentru care performanţa la testul de admitere la colegiu sau

rezultatul la evaluarea pentru angajare era foarte importantă.

II. STUDENŢI

Un număr de 32 (6 de sex masculin şi 26 de sex feminin)dintre cei 78 de studenţi

de la Facultatea de Psihologie, Asistenţă Socială şi Sociologie, Universitatea ,,Petre

Andrei” (a se vedea Capitolul 5, punctul B, Lotul II) au completat din nou inventarul

IAT, Scala Rosenberg pentru evaluarea stimei de sine, Scala STAI-Y2 pentru

evaluarea anxietăţii-trăsătură, respectiv Chestionarul Penn State pentru evaluarea

predispoziţiei unei persoane de a-şi face griji la un interval de trei săptămâni, în

vederea studierii stabilităţii temporale a scorurilor.

Pentru fiecare dintre scalele inventarului IAT, valorile coeficientului de

stabilitate a scorurilor au fost bune: 0.77 pentru scala Îngrijorare, respectiv 0.82 pentru

scala Emotivitate. Corelaţia test-retest, pentru ansamblul itemilor inventarului IAT, a

193


fost 0.88 – valoare uşor mai ridicată decât cea raportată de Spielberger (1980) în

manualul inventarului 63

.

Evaluate în ansamblul lor, datele pe care le-am obţinut în cadrul studiilor

efectuate pe loturile de elevi şi pe cele de studenţi probează o bună fidelitate a versiunii

în limba română (IAT) a inventarului TAI.

7.4. Validitatea versiunii în limba română a inventarului IAT

7.4.1. Evaluarea validităţii de conţinut

Validitatea de conţinut a versiunii în limba română a inventarului TAI a fost

evaluată prin tehnica experţilor. Un număr de 10 psihologi, toţi cadre didactice

universitare în domeniul psihologiei, au primit sarcina de a clasifica cei 20 de itemi ai

inventarului IAT în două categorii: itemi care operaţionalizează conceptul îngrijorare,

respectiv itemi care operaţionalizează conceptul de emotivitate. Consemnul şi formatul

în care le-a fost prezentată sarcina de lucru sunt redate în Caseta 2.

Caseta 2

Numele şi prenumele dvs.______________________________________________________

Sexul M F

Vă rugăm să citiţi cu atenţie cele ce urmează, înainte de a vă apuca să rezolvaţi cerinţa

noastră.

ANXIETATEA FAŢĂ DE TESTARE se referă la prezenţa la o persoană care urmează să

susţină un examen sau un test, se confruntă efectiv cu situaţia de examinare/testare sau a

terminat examenul/testul a unui cortegiu de senzaţii corporale şi fiziologice neplăcute (de

exemplu: tremor al mâinilor şi al corpului, dureri de cap sau de stomac, transpiraţie abundentă),

gânduri intruzive legate de un posibil eşec (obţinerea unei note foarte mici sau faptul de a nu

trece examenul/testul) şi de consecinţele acestuia, respectiv reacţii emoţionale supărătoare

(senzaţii de nelinişte, nervozitate, agitaţie).

În literatura de specialitate, anxietatea faţă de testare a fost descrisă prin două dimensiuni

(faţete) denumite prin termenii îngrijorare şi emotivitate.

ÎNGRIJORAREA se referă la gânduri care îi revin mereu în minte persoanei şi care sunt

63

Este vorba despre studiul întreprins de Wood (1979), pe un lot de 159 de studenţi de colegiu,

în care valoarea fidelităţii test-retest a fost 0.80, retestul fiind efectuat la un interval de trei

săptămâni.

194


legate de posibilul eşec la examen/test (faptul de a lua o notă proastă sau de a pica

examenul/testul) şi de consecinţele acestuia. Aceste gânduri pot să apară înaintea, în timpul sau

chiar şi după ce examenul/testul s-a terminat. Ele sunt stânjenitoare, întrucât împiedică persoana

să se concentreze pe activitatea de învăţare a materiei, de dinaintea examenului/testului sau, în

timpul acestuia, pe subiectele pe care le are de rezolvat.

EMOTIVITATEA implică o stare de disconfort emoţional, caracterizată prin stări de

încordare, nervozitate, agitaţie, însoţite de senzaţii corporale şi fiziologice neplăcute. Acestea

pot să se manifeste înaintea, în timpul sau chiar după ce examenul/testul s-a terminat şi pot, de

asemenea, să influenţeze serios eforturile de concentrare pe care persoana le depune, atunci

când se pregăteşte pentru examen/test sau atunci când se află în timpul examenului/testului.

Mai jos aveţi un număr de 20 de afirmaţii pe care pe care persoanele le folosesc, în mod

obişnuit, pentru a descrie ceea ce gândesc şi simt înaintea, în timpul sau după situaţiile în care

sunt examinate sau testate (de exemplu, examenul de Bacalaureat, examenul de admitere în

facultate sau testarea unor cunoştinţe profesionale).

Citiţi cu mare atenţie fiecare afirmaţie în parte şi indicaţi ce dimensiune a anxietăţii faţă de

testare, dintre cele două care v-au fost descrise mai sus, credeţi că este reflectată într-o afirmaţie

sau în alta. Nu vă grăbiţi. Judecaţi cu mare atenţie ce faţetă a anxietăţii faţă de testare este

exprimată într-o afirmaţie.

Pentru a clasifica o afirmaţie în una dintre cele două dimensiuni, bifaţi un ,,X” în căsuţa

corespunzătoare variantei de răspuns la care v-aţi gândit. Variantele de răspuns - emotivitate,

îngrijorare şi indecis(ă) – sunt trecute pe cele trei coloane aflate în dreapta afirmaţiilor.

Nu puteţi plasa o afirmaţie în ambele dimensiuni, adică nu puteţi bifa un ,,X” în căsuţele

corespunzătoare ambelor dimensiuni ale anxietăţii faţă de testare. Dacă nu sunteţi sigur(ă) de

dimensiunea pe care credeţi că o reflectă afirmaţia respectivă, alegeţi varianta de răspuns

indecis(ă). Nu faceţi acest lucru decât dacă este absolut necesar, adică numai în situaţia în care

într-adevăr nu sunteţi deloc sigur(ă) că o afirmaţie reflectă o dimensiune sau alta sau în situaţia

în care vi se pare că o afirmaţie se potriveşte ambelor dimensiuni şi nu vă este foarte clar care

anume. Asiguraţi-vă că aţi înţeles foarte bine ce aveţi de făcut. Dacă aveţi nelămuriri, le putem

clarifica. Vă mulţumim pentru colaborare.

195


Tabelul 36 prezintă frecvenţa evaluărilor (alocarea pe dimensiunile anxietăţii faţă

de testare) pe care experţii le-au făcut pentru fiecare dintre cei 20 de itemi ai versiunii

în limba română a inventarului TAI.

196


Tabelul 36

Nr. crt. Item Emotivitate Îngrijorar

e Indecis(ă)

1. În timpul examenelor/testelor, am un sentiment de încredere şi

sunt relaxat(ă) 7 2 1

2. În timpul examenelor/testelor, am un sentiment supărător de

nelinişte 9 1 -

3. Gândurile la nota finală pe care o voi obţine mă împiedică să

mă concentrez în timpul examenelor/testelor - 10 -

4. În timpul examenelor/testelor importante, mă blochez 3 6 1

5. În timpul examenelor/testelor, mă surprind gândindu-mă dacă

voi ajunge să termin vreodată şcoala - 10 -

6. Cu cât mă pregătesc mai mult pentru un examen/test, cu atât

devin mai confuz(ă) 1 7 2

7. Gândul că voi obţine un rezultat slab mă împiedică să mă

concentrez în timpul examenelor/testelor - 10 -

8. În timpul unui examen/test important, sunt foarte nervos(oasă) 10 - -

9. Chiar şi atunci când sunt bine pregătit(ă) pentru un

examen/test, sunt foarte agitat(ă) 10 - -

10. La un examen/test, devin foarte neliniştit(ă), chiar înainte de a

da foaia cu răspunsuri 9 1 -

11. În timpul examenelor/testelor, mă simt foarte încordat(ă) 10 - -

12. Mi-aş dori ca examenele/testele să nu mă mai perturbe atât de

mult 2 3 5

13. În timpul examenelor/testelor importante, mă simt atât de

încordat(ă,) încât am dureri de stomac 10 - -

14. În timpul examenelor/testelor importante, mă gândesc numai la

eşec - 10 -

15. În timpul unui examen/test important, mă simt foarte

panicat(ă) 10 - -

16. Îmi fac foarte multe griji înaintea unui examen/test important - 10 -

17. În timpul examenelor/testelor, mă surprind gândindu-mă la

consecinţele eşecului - 10 -

18. În timpul examenelor/testelor importante, îmi simt inima

bătând cu putere 10 - -

19. După terminarea unui examen/test, încerc să nu-mi mai fac

griji în privinţa lui, dar nu pot - 10 -

20. În timpul examenelor/testelor, devin atât de agitat(ă), încât uit

şi ceea ce ştiu într-adevăr 10 - -

197


Din evaluările pe care experţii le-au realizat pentru cei 20 de itemi ai versiunii în

limba română a inventarului TAI, a rezultat următoarele:

Itemii 3 (,,Gândurile la nota finală pe care o voi obţine mă împiedică să mă

concentrez în timpul examenelor/testelor”), 5 (,,În timpul examenelor/testelor,

mă surprind gândindu-mă dacă voi ajunge să termin vreodată şcoala”), 7

(,,Gândul că voi obţine un rezultat slab mă împiedică să mă concentrez în timpul

examenelor/testelor”), 14 (,,În timpul examenelor/testelor importante, mă

gândesc numai la eşec”) şi 17 (,,În timpul examenelor/testelor, mă surprind

gândindu-mă la consecinţele eşecului”) – referitori la gândurile recurente vis-à-

vis de eşec pe care o persoană le are în timpul examenelor/testelor – au fost

consideraţi de către toţi cei 10 experţi ca reflectând aceeaşi dimensiune (faţetă) a

anxietăţii faţă de testare, şi anume Îngrijorarea.

Itemii 4 (,,În timpul examenelor/testelor importante, mă blochez”) şi 6 (,,Cu cât

mă pregătesc mai mult pentru un examen/test, cu atât devin mai confuz/-ă”) pe

care Spielberger (1980) i-a alocat dimensiunii Îngrijorare, în urma analizelor

factoriale pe care le-a realizat, nu au fost consideraţi de către toţi experţii ca

operaţionalizând această dimensiune a anxietăţii faţă de testare. Primul dintre

itemi se referă la blocajele care survin în timpul unui examen/test şi a fost inclus

de doar 6 dintre cei 10 experţi în dimensiunea Îngrijorare. Trei experţi l-au

considerat ca reflectând mai degrabă factorul Emotivitate, în timp ce un expert a

fost indecis în privinţa dimensiunii pe care o reflectă conţinutul itemului.

Evaluările diferite pentru itemul 4 pe care le-au realizat experţii au reflectat

dezacordul relativ între cercetători, în ceea ce priveşte interpretarea semnificaţiei

blocajelor cognitive (de exemplu, uitarea informaţiilor cunoscute) –ca reacţii

specificii anxietăţii faţă de testare. Astfel, în timp ce Liebert şi Morris (1967;

citaţi de Salamé, 1984), Osterhouse (1972; citat de Salamé, 1984) sau Sarason

(1984) considerau blocajele cognitive ca fiind manifestări specifice dimensiunii

Emotivitate, Deffenbacher (1978; citat de Salamé, 1984) sau Spielberger (1980)

le considerau ca fiind manifestări specifice dimensiunii referitoare la Îngrijorare.

Cel de-al doilea item se referă la confuzia caracteristică unora dintre persoanele

care sunt anxioase faţă de examene sau teste şi a fost inclus în dimensiunea

Îngrijorare de către 7 dintre cei 10 experţi. Un expert l-a considerat ca fiind

specific mai degrabă dimensiunii Emotivitate, iar alţi doi au fost indecişi în

legătură cu dimensiunea reflectată în acest item.

Chiar dacă în versiunea originală în limba engleză a inventarului TAI itemul 19

(,,După terminarea unui examen/test, încerc să nu-mi mai fac griji în privinţa

lui, dar nu pot”) nu cotează pentru nici una dintre cele două faţete ale anxietăţii

faţă de testare, toţi experţii l-au asociat dimensiunii referitoare la Îngrijorare.

198


Prin conţinutul său (în versiunea originală, ,,After an exam is over I try to stop

worrying about it, but I can't”), itemul trimite în mod explicit către dimensiunea

Îngrijorare.

Itemul 20 (,,În timpul examenelor/testelor, devin atât de agitat/-ă, încât uit şi

ceea ce ştiu într-adevăr”) a fost inclus de către toţi experţii în dimensiunea

Emotivitate şi nu în cea referitoare la Îngrijorare, aşa cum l-a asociat Spielberger

(1980). Conţinutul itemului din versiunea originală (,,During examinations I get

so nervous that I forget facts I really know”), precum şi din versiunea în limba

română îl recomandă mai degrabă pentru dimensiunea Emotivitate decât pentru

cea referitoare la Îngrijorare. Totuşi, constatăm referinţa la blocajele cognitive

(uitarea cunoştinţelor achiziţionate) despre care ştim că au un statut incert. Din

analizele factoriale întreprinse de către Spielberger (1980), pentru itemul 20 au

rezultat saturaţii mai ridicate ca valoare în factorul II – Îngrijorare (0.62 pentru

studenţi, respectiv 0.65 pentru studente) decât în factorul I – Emotivitate (0.45

pentru studenţi, respectiv 0.41 pentru studente). Din datele analizelor factoriale

pe care le-am întreprins pe lotul general de elevi de liceu (N = 1914), precum şi

pe subloturile de elevi diferenţiate în funcţie de variabila sex, au rezultat valori

moderate şi apropiate ale saturaţiilor itemului 20 în cei doi factori extraşi (a se

vedea subcapitolul 7.5., punctul II). De asemenea, din datele analizei factoriale

pe care am realizat-o pe unul dintre loturile de studenţi (N = 199), a rezultat un

statut incert al itemului 20 64

.

Itemul 1 (,,În timpul examenelor/testelor, am un sentiment de încredere şi sunt

relaxat/-ă”) a fost asociat de către 7 dintre cei 10 experţi cu faţeta referitoare la

Emotivitate, în timp ce doi experţi l-au legat de dimensiunea Îngrijorare. Unul

dintre experţi a fost indecis în ceea ce priveşte dimensiunea anxietăţii faţă de

testare reflectată de către acest item. În timp ce sentimentul de încredere din

timpul unui examen/test poate fi apropiat de dimensiunea cognitivă a anxietăţii

faţă de testare, starea de relaxare poate fi apropiată de dimensiunea Emotivitate.

Datele analizelor factoriale exploratorii (metoda descompunerii în componente

principale cu rotaţie varimax) pe care le-am întreprins pe lotul general de elevi

de liceu, ca şi pe subloturile de elevi diferenţiate în funcţie de variabila sex, au

evidenţiat valori moderate ale saturaţiilor itemului 1 în primul dintre ce doi

factori extraşi pe care l-am asimilat dimensiunii Emotivitate (a se vedea

subcapitolul 7.5., punctele I.1. şi I.2.). Saturaţiile itemului în primul dintre factori

au fost mult mai ridicate decât saturaţiile în cel de-al doilea factor. În versiunea

originală a inventarului TAI, itemul 1 nu a fost inclus în nici una dintre cele două

dimensiuni ale anxietăţii faţă de testare, fiind luat în considerare doar pentru

64

Acesta a prezentat o saturaţie egală cu 0.43 în primul dintre factorii extraşi (pe care l-am

apropiat de Emotivitate), dar şi o saturaţie egală cu 0.66 în cel de-al treilea dintre factori care a

mai inclus itemii 5 şi 6.

199


calculul scorului total. Totuşi, el a prezentat valori mai mari ale saturaţiilor în

factorul Emotivitate (a se vedea Tabelul 4, Capitolul 2, subcapitolul 2.1.).

Itemii 8 (,,În timpul unui examen/test important, sunt foarte nervos/-oasă”), 9

(,,Chiar şi atunci când sunt bine pregătit/-ă pentru un examen/test, sunt foarte

agitat/-ă”), 11 (,,În timpul examenelor/testelor, mă simt foarte încordat/-ă”), 13

(,,În timpul examenelor/testelor importante, mă simt atât de încordat/-ă încât am

dureri de stomac”), 15 (,,În timpul unui examen/test important, mă simt foarte

panicat/-ă”) şi 18 (,,În timpul examenelor/testelor importante, îmi simt inima

bătând cu putere”) au fost asociaţi de toţi experţii cu dimensiunea Emotivitate.

Conţinutul itemilor se referă la stările de nervozitate, agitaţie, încordare şi la

senzaţiile somatice neplăcute specifice reacţiilor emoţionale disfuncţionale pe

care persoana anxioasă le manifestă atunci când se confruntă cu o situaţie

evaluativă. În cadrul analizelor factoriale pe care le-am realizat pe lotul de elevi

de liceu, precum şi pe unul dintre loturile de studenţi, toţi itemii la care ne-am

referit au prezentat saturaţii moderate sau ridicate în acelaşi factor pe care l-am

apropiat de dimensiunea Emotivitate. Cu excepţia itemului 13, toţi ceilalţi itemi

au prezentat saturaţii mai ridicate în factorul Emotivitate pentru versiunea în

limba engleză a inventarului TAI (a se vedea Tabelul 4, Capitolul 2, subcapitolul

2.1.).

Itemul 2 (,,În timpul examenelor/testelor, am un sentiment supărător de

nelinişte”) a fost asociat de către 9 dintre cei 10 experţi cu faţeta anxietăţii faţă

de testare referitoare la Emotivitate. Un expert l-a inclus în dimensiunea

Îngrijorare. Pentru versiunea în limba engleză a inventarului TAI (Spielberger,

1980), itemul 2 a prezentat (atât pentru studenţi, cât şi pentru studente) valori

mai ridicate ale saturaţiilor în factorul I – Emotivitate decât valorile saturaţiilor

în factorul II – Îngrijoare (a se vedea Tabelul 4, Capitolul 2, subcapitolul 2.1.).

Prin conţinutul său (în versiunea în limba engleză, ,,While taking examinations I

have an uneasy, upset feeling”), itemul trimite mai degrabă către dimensiunea

Emotivitate. În cadrul analizelor factoriale pe care le-am realizat pe lotul de elevi

de liceu (a se vedea subcapitolul 7.5., punctele I.1. şi I.2.), itemul 2 a prezentat

saturaţii moderate ca valoare (şi mai ridicate decât saturaţiile în celălalt factor) în

primul dintre cei doi factori extraşi pe care l-am asimilat dimensiunii

Emotivitate.

Itemul 10 (,,La un examen/test, devin foarte neliniştit/-ă, chiar înainte de a da

foaia cu răspunsuri”), la fel ca itemul 2, a fost asimilat de către 9 dintre experţi

cu dimensiunea Emotivitate. Unul dintre experţi l-a asimilat dimensiunii

Îngrijorare. Datele analizei factoriale pe care Spielberger (1980) a întreprins-o

pe lotul normativ de studenţi au evidenţiat valori moderate ale saturaţiilor

itemului în factorul Emotivitate şi mai ridicate decât valorile saturaţiilor în

factorul Îngrijorare (a se vedea Tabelul 4, Capitolul 2, subcapitolul 2.1.). În

cadrul analizei factoriale pe lotul de elevi de liceu pe care am realizat-o, am

200


obţinut rezultate asemănătoare. În schimb, datele pe care le-am obţinut pentru

lotul de studenţi au evidenţiat valori moderate şi apropiate între ele ale

saturaţiilor itemului 10 în primii doi dintre cei patru factori extraşi.

Itemul 16 (,,Îmi fac foarte multe griji înaintea unui examen/test important”) a

fost inclus de către toţi experţii în dimensiunea Îngrijorare, deşi Spielberger

(1980) l-a asimilat dimensiunii Emotivitate. Pentru studenţii americani de sex

masculin din lotul normativ, saturaţia acestui item în factorul Emotivitate a avut

valoarea 0.65 – mult mai mai ridicată decât saturaţiile în factorul Îngrijorare

înregistrate pentru studenţii de ambele sexe (a se vedea Tabelul 4, Capitolul 2,

subcapitolul 2.1.). În cadrul analizei factoriale pe lotul de elevi de liceu pe care

am realizat-o, itemul 16 a prezentat valori ridicate ale saturaţiilor în primul dintre

factorii extraşi (pe care l-am asimilat Emotivităţii) şi foarte scăzute sau

neglijabile în cel de-al doilea factor. În cazul lotului de studenţi pe care am

efectuat o analiză factorială, datele au indicat o saturaţie moderată spre ridicată a

itemului 16 în primul dintre cei patru factori extraşi pe care l-am asimilat

Emotivităţii, o saturaţie scăzută în cel de-al doilea factor, o saturaţie foarte

scăzută în cel de-al treilea dintre factori, respectiv o saturaţie neglijabilă în

ultimul factor (a se vedea subcapitolul 7.5., punctul II). Deşi nu este nici un

dubiu că, prin conţinutul său (în versiunea originală, ,,I worry a great deal before

taking an important examination”), itemul 16 trimite către faţeta anxietăţii faţă de

testare referitoare la Îngrijorare, nu ne-am putut explica rezultatele pe care le-am

obţinut în urma experimentării versiunii în limba română a inventarului TAI şi

nici rezultatele obţinute şi raportate de către Spielberger (1980).

În fine, în cazul itemului 12 (,,Mi-aş dori ca examenele/testele să nu mă mai

perturbe atât de mult”/în versiunea originală ,,I wish examinations did not bother

me so much”), evaluările experţilor au prezentat cel mai scăzut grad de

concordanţă. Astfel, în timp ce 2 dintre cei 10 experţi au asimilat itemul

dimensiunii Emotivitate, alţii trei l-au asociat cu dimensiunea Îngrijorare.

Jumătate dintre experţi au fost indecişi în legătură cu dimensiunea anxietăţii faţă

de testare reflectată în conţinutul itemului 12. Spielberger (1980) l-a asimilat

dimensiunii Emotivitate, pe baza valorilor saturaţiilor în primul dintre cei doi

factori pe care i-a extras (a se vedea Tabelul 4, Capitolul 2, subcapitolul 2.1.).

Totuşi, în cercetarea efectuată de Spielberger (1980) pe lotul normativ de

studenţi, trebuie remarcat că nici valorile saturaţiilor pe care itemul 12 le-a

prezentat în cel de-al doilea factor (Îngrijoare) nu sunt de neglijat, fiind

superioare limitei de selecţie a itemilor pentru unul sau altul dintre factori. În

cadrul analizei factoriale pe lotul de elevi de liceu pe care am realizat-o, itemul

12 a prezentat valori moderate spre ridicate ale saturaţiilor în primul dintre

factorii extraşi (Emotivitate) şi foarte scăzute în cel de-al doilea dintre factori

(Îngrijorare). În cazul lotului de studenţi pe care am efectuat o analiză factorială,

datele au indicat o saturaţie moderată spre ridicată a itemului 12 în primul dintre

201


cei patru factori extraşi (Emotivitate), o saturaţie foarte scăzută în cel de-al doilea

dintre factori, o saturaţie scăzută în cel de-al treilea, respectiv o saturaţie foarte

scăzută în ultimulul dintre factori extraşi (a se vedea subcapitolul 7.5., punctul

II).

În concluzie, din evaluările experţilor, a rezultat o concordanţă totală între

aceştia în ceea ce priveşte dimensiunea (faţeta) anxietăţii faţă de testare reflectată în

conţinutul itemilor 3, 5, 7-9, 11 şi 13-20, adică a 14 dintre cei 20 de itemi ai versiunii

în limba română a inventarului IAT.

În cazul evaluărilor pe care experţii le-au realizat pentru itemii 2 şi 10,

concordanţa a fost cvasitotală. Pentru itemul 1, au predominat evaluările în direcţia

asocierii cu dimensiunea Emotivitate, iar pentru itemii 4 şi 6 – cu dimensiunea

Îngrijorare. În fine, în cazul dimensiunii reflectată în conţinutul itemului 12, gradul de

concordanţă între experţi a fost scăzut.

7.4.2. Validitatea de construct a versiunii în limba română a inventarului IAT

În una dintre secţiunile manualului inventarului TAI, Spielberger (1980) prezintă

datele obţinute în cadrul unor studii corelaţionale în care inventarul TAI a fost

administrat împreună cu alte probe psihologice: Scala pentru evaluarea anxietăţii faţă

de testare/Test Anxiety Scale – TAS (Sarason, 1978), Worry and Emotionality

Questionnaire/Chestionarul pentru evaluarea îngrijorării şi a emotivităţii – WEQ

(Liebert şi Morris, 1967), Inventarul pentru evaluarea anxietăţii-stare şi a anxietăţii-

trăsătură/State-Trait Anxiety Inventory-Form X – STAI-X (Spielberger, Gorsuch şi

Lushene, 1970), Inventarul pentru evaluarea predispoziţiei către credinţe

iraţionale/Irrational Personality Trait Inventory (Ross, 1978).

Loturile de subiecţi au inclus elevi de liceu, studenţi la colegiu sau recruţi pentru

forţele militare navale şi aeriene. Efectivele acestor loturi au variat între 246 şi 1129 de

subiecţi. Datele pe care le-am obţinut şi le-a raportat Spielberger sunt sistematizate în

cele ce urmează:

Lot de studenţi în prima treaptă a colegiului: valori ridicate ale corelaţiilor

pozitive între scorurile la inventarul TAI şi scorurile la Scala pentru evaluarea

anxietăţii faţă de testare/TAS. Aceste date au sugerat că inventarul TAI şi scala

TAS sunt măsuri echivalente ale anxietăţii faţă de testare. De asemenea, valorile

ridicate ale corelaţiilor pozitive cu scorurile la scalele Chestionarului pentru

evaluarea îngrijorării şi a emotivităţii/WEQ au fost considerate ca dovezi ale

validităţii de construct (concurentă) a inventarului TAI.

Lot de studenţi de colegiu: corelaţii pozitive şi cu valori moderate între scorurile

la inventarul TAI şi scorurile la Scala pentru evaluarea anxietăţii-trăsătură din

STAI-X.

202


Lot de elevi de liceu: corelaţii pozitive şi cu valori moderate între scorurile la

inventarul TAI şi scorurile la Scala pentru evaluarea anxietăţii-trăsătură din

inventarul STAI-X. Pentru elevii de liceu, s-au mai înregistrat corelaţii pozitive

şi cu valori moderate spre scăzute între scorurile la inventarul TAI şi locul

controlului (externalism), respectiv corelaţii pozitive şi moderate între scorurile

la inventarul TAI şi scorurile la Inventarul pentru evaluarea predispoziţiei către

credinţe iraţionale.

Lot de recruţi integraţi într-un program de formare pentru forţele militare navale

şi aeriene: corelaţii pozitive şi cu valori moderate între scorurile la inventarul

TAI şi scorurile la scalele inventarului STAI-X. Pentru fiecare dintre sexe,

corelaţiile între scorurile la inventarul TAI şi cele la anxietatea-trăsătură au fost

mai ridicate decât corelaţiile între scorurile la TAI şi cele la anxietatea-stare.

În cele ce urmează, vom prezenta datele pe care le-am obţinut în cadrul unor

studii efectuate pe patru dintre cele nouă loturi de elevi de liceu, respectiv pe două

dintre cele trei loturi de studenţi pe care am experimentat versiunea în limba română a

inventarului TAI.

I. ELEVI

I.1. STUDIUL 1

Back-ground empiric. Datele meta-analizate de Hembree (1988) pornind de la

studiile efectuate pe loturi de elevi de liceu, respectiv de studenţi de colegiu au arătat

corelaţii semnificative şi puternice între anxietatea faţă de testare, pe de o parte,

respectiv anxietatea-stare şi anxietatea-trăsătură, pe de alta. Valoarea medie a corelaţiei

între scorurile la anxietatea faţă de testare şi scorurile la anxietatea-trăsătură a fost

egală cu 0.53, iar valoarea medie a corelaţiei între anxietatea faţă de testare şi

anxietatea-stare a fost egală cu 0.45.

Lot. Un număr de 149 de elevi de la Grupul Şcolar-Industrial ,,Dimitrie

Leonida” din Piatra-Neamţ au completat trei instrumente: inventarul IAT, Inventarul

pentru măsurarea anxietăţii faţă de evaluarea orală (IAEO) propus de autorul acestei

teze, respectiv Scala pentru evaluarea anxietăţii-trăsătură din STAI-Form Y2

(Spielberger, 1983). Caracteristicile lotului au fost deja prezentate în Capitolul 5,

punctul A (a se vedea Lotul III).

Rezultate. Tabelul 37 prezintă valorile corelaţiilor între scorurile la inventarul

IAT şi scorurile la Scala pentru evaluarea anxietăţii-trăsătură din STAI-Form Y2.

Acestea sunt prezentate atât pentru întregul lot de elevi, cât şi pentru subloturile

diferenţiate în funcţie de variabila sex.

203


Tabelul 37

(Sub-)loturi Emotivitate Îngrijorare IAT-total

Lot total

0.35 **

0.43 **

0.40 **

Fete 0.30 ** 0.38 ** 0.36 **

Băieţi 0.23 ** 0.36 ** 0.27 **

* p < 0.05; ** p < 0.01

Pentru întregul lot de elevi, scorurile totale la inventarul IAT pe care elevii le-au

obţinut au corelat pozitiv şi semnificativ din punct de vedere statistic cu scorurile la

Scala pentru evaluarea anxietăţii-trăsătură. Valoarea corelaţiei a indicat o legătură de

intensitate moderată.

Valoarea corelaţiei dintre scorurile totale la inventarul IAT şi anxietatea-trăsătură

a fost mai ridicată pentru fete decât pentru băieţi. De asemenea, pentru fiecare dintre

cele două scale ale inventarului IAT, valorile corelaţiilor pozitive cu scorurile la Scala

pentru evaluarea anxietăţii-trăsătură au fost uşor mai ridicate pentru fete comparativ

cu valorile înregistrate pentru băieţi.

Pentru băieţi, corelaţia pozitivă dintre scorurile la scala Emotivitate şi anxietatea-

trăsătură a fost nesemnificativă din punct de vedere statistic.

Pe de altă parte, atât pentru întregul lot de elevi, cât şi pentru subloturile

diferenţiate în funcţie de variabila sex, valorile corelaţiilor pozitive dintre scorurile la

scala Îngrijorare şi scorurile la Scala pentru evaluarea anxietăţii-trăsătură au fost mai

ridicate decât valorile corelaţiilor dintre scala Emotivitate şi anxietatea-trăsătură,

indicând legături de intensitate moderată (în cazul lotului total) sau scăzută spre

moderată (în cazul subloturilor diferenţiate în funcţie de variabila sex).

Datele pe care le-am obţinut sunt fireşti, dacă ţinem cont de faptul că inventarul

TAI a fost construit pornindu-se de la back-ground-ul conceptual şi de la structura

Inventarului pentru evaluarea anxietăţii-stare şi a anxietăţii-trăsătură/STAI.

Discuţii. Rezultatele a numeroase cercetări empirice au condus către

diferenţierea conceptuală între anxietatea pe care anumite persoane o experimentează

în unele dintre situaţiile pe care le traversează şi predispoziţia acestora (anxietatea-

trăsătură) către trăirea simptomelor specifice anxietăţii sau de a se angaja în conduite

care conduc la intensificarea anxietăţii, atunci când se confruntă cu diverse situaţii

stresante printre care se numără şi situaţiile evaluative (Spielberger, 1970, 1983;

Spielberger şi Krasner, 1988; Zeidner, 1998).

Anxietatea-trăsătură se referă la un pattern de conduită relativ stabil pe care o

persoană are tendinţa să-l manifeste în diverse situaţii, adică la o dispoziţie latentă. În

binecunoscutul model Big Five şi nu numai, această trăsătură este conceptualizată ca

una dintre faţetele factorului Nevrotism (N), mai larg în ceea ce priveşte conţinutul

psihologic (Costa şi McCrae, 1992, 1995).

204


Conform lui Costa şi McCrae (1992), persoanele anxioase tind să fie mai

aprehensive, tensionate şi nervoase, mai predispuse permanent către îngrijorare. Mai

general, persoanele nevrotice (instabile emoţional) manifestă tendinţa de a experimenta

stări emoţionale negative (frică, tristeţe, furie, vină, dezgust, etc.), de a avea idei

iraţionale, au probleme legate de controlul propriilor impulsuri şi sunt mai puţin

rezistente în situaţiile stresante pe care le întâmpină. Caracteristicile la care ne-am

referit pot manifesta tendinţa de a fi prezente la persoanele care acuză simptomele

specifice anxietăţii faţă de testare.

Din afirmaţiile de mai sus, rezultă că anxietatea faţă de testare poate fi privită ca

o formă particulară a anxietăţii-trăsătură care se manifestă în situaţiile sociale care

implică evaluarea propriilor conduite sau competenţe (Zeidner, 1998). Prin urmare,

scorurile la anxietatea faţă de testare ar trebui să coreleze semnificativ cu scorurile la

anxietatea-trăsătură şi, mai general, cu scorurile la factorul Nevrotism. Datele pe care

le-am obţinut susţin această observaţie.

I.2. STUDIUL 2

Back-ground teoretic. Chestionarul pentru evaluarea reacţiilor faţă de

teste/Reactions to Tests/RTT (Sarason, 1984) reprezintă unul dintre instrumentele

alternative, existente în domeniul evaluării anxietăţii faţă de testare. Modul în care a

fost fundamentat acest instrument şi o serie de date referitoare la calităţile psihometrice

au fost prezentate deja în Capitolul 6 (punctul A).

Sarason (1984) sugerează că faţetele referitoare la Îngrijorare şi la Emotivitate

nu sunt suficiente pentru a cuprinde varietatea diferenţelor interindividuale în ceea ce

priveşte reacţiile în situaţiile. Din acest punct de vedere, chestionarul RTT pe care l-a

propus autorul amercian permite o evaluare mai fină a multiplelor faţete ale reacţiilor

specifice anxietăţii pe care o persoană le poate avea, atunci când se confruntă cu o

situaţie evaluativă.Dimensiunile (faţetele) anxietăţii faţă de testare pe care le evaluează

RTT sunt: Tensiunea/Încordarea, Îngrijorarea, Cogniţiile irelevante în raport cu

situaţia de testare şi Simptomele corporale. Rezultă, în mod logic, că scorurile la

aceste dimensiuni trebuie să coreleze semnificativ şi puternic cu scorurile la scalele

inventarului IAT.Pe de altă parte, o persoană poate să perceapă un examen sau un test

ca pe o situaţie stresantă, în faţa căreia încearcă să facă faţă punând în joc anumite

strategii. Acestea pot reflecta stilurile de adaptare la situaţii stresante care sunt

caracteristice persoanei respective.

Pornind de la această premisă, rezultă că scorurile la inventarul IAT ar trebui să

coreleze cu scorurile la un instrument destinat evaluării stilurilor (strategiilor) de

adaptare la situaţiile stresante, printre care se numără şi situaţii care implică susţinerea

unui examen sau a unui test. De exemplu, scorurile la scala Emotivitate din inventarul

IAT (ca şi scorurile totale la inventar) ar putea corela pozitiv şi semnificativ din punct

205


de vedere statistic cu scorurile la scala Centrarea pe emoţii negative din Inventarul

pentru evaluarea stilurilor de adaptare la situaţii stresante/Coping Inventory for

Stressful Situations – CISS (Endler şi Parker, 1998).

Centrarea pe emoţiile negative se referă la: cogniţii şi răspunsuri emoţionale

disfuncţionale (de exemplu, persoana se necăjeşte de faptul de a fi prea emotivă,

devine încordată, se blochează şi nu ştie ce să facă, etc.); preocupări legate de propriile

emoţii (de exemplu, persoana îşi reproşează că este prea sensibilă şi emotivă într-o

anumită situaţie stresantă); acuze şi reproşuri (de exemplu, persoana îşi reproşează că

pierde timpul sau că nu ştie ce să facă).

Pentru a testa relaţiile dintre inventarul IAT, pe de o parte, respectiv inventarele

RTT şi CISS, pe de alta, am efectuat un studiu corelaţional pe unul dintre loturile de

elevi de liceu pe care am experimentat versiunea în limba română a inventarului TAI.

Lot. Un număr de 183 de elevi de la Colegiul Economic-Administrativ din Iaşi au

completat trei instrumente: inventarul IAT, Inventarul pentru evaluarea stilurilor de

adaptare la situaţii stresante/CISS (Endler şi Parker, 1998), respectiv Chestionarul

pentru evaluarea reacţiilor faţă de teste/Reactions to Tests – RTT (Sarason, 1984).

Caracteristicile lotului au fost deja prezentate în Capitolul 5, punctul A (a se vedea

Lotul II, punctul II.3.).

Rezultate. Tabelul 38 prezintă valorile corelaţiilor între scorurile la inventarul

IAT, pe de o parte şi scorurile la Chestionarul pentru evaluarea reacţiilor faţă de

teste/RTT, respectiv scorurile la Inventarul pentru evaluarea stilurilor de adaptare la

situaţii stresante/CISS, pe de alta.

Tabelul 38

Inventare Scale Îngrijorare Emotivitate IAT-total

RTT

Tensiune/Încordare

0.68 **

0.84 **

0.84 **

Îngrijorare 0.82 ** 0.72 ** 0.82 **

Cogniţii irelevante în raport cu

situaţia de testare 0.38 ** 0.21 ** 0.30 **

Simptome corporale

0.51 **

0.64 **

0.65 **

Scoruri totale 0.76 ** 0.78 ** 0.83 **

CISS

Confruntarea cu situaţiile

stresante - 0.003 **** 0.08 ** 0.04 **

Centrarea pe emoţiile negative 0.59 ** 0.60 ** 0.65**

Evitarea situaţiilor stresante - 0.07 *** - 0.03 *** - 0.04 ***

** p < 0.01

Scorurile totale la inventarul IAT pe care le-au obţinut elevii au prezentat o

corelaţie pozitivă, semnificativă din punct de vedere statistic şi de intensitate foarte

ridicată (r = 0.83, p < 0.01) cu scorurile totale la chestionarul RTT, ceea ce înseamnă

că inventarul IAT şi chestionarul RTT sunt două măsuri echivalente ale anxietăţii faţă

206


de testare. De asemenea, scorurile totale la inventarul IAT au prezentat corelaţii

pozitive, semnificative din punct de vedere statistic şi de intensitate foarte ridicată cu

scorurile la scalele Tensiune/Încordare, respectiv Îngrijorare din chestionarul RTT.

Acest rezultat este firesc dacă luăm în considerare faptul că, prin construcţie,

scala Tensiune/Încordare (împreună cu scala Simptome corporale) este echivalentul

scalei Emotivitate din inventarul IAT, iar scala Îngrijorare din chestionarul RTT este

echivalentul scalei Îngrijorare din inventarul IAT 65

.

Corelaţia dintre scorurile totale la inventarul IAT şi scorurile la scala Cogniţii

irelevante în raport cu situaţia de testare a fost pozitivă şi mult mai scăzută ca valoare

decât corelaţiile dintre scorurile totale la inventarul IAT şi celelalte scale din RTT, însă

tot semnificativă din punct de vedere statistic. Cogniţiile irelevante în raport cu situaţia

de testare (de exemplu: elevul se gândeşte la lucruri care nu au nici o legătură cu

subiectele pe care le are de rezolvat sau visează cu ochii deschişi) reprezintă o

dimensiune care nu a fost operaţionalizată în cadrul inventarului IAT, dar se referă la

anxietatea faţă de testare.

Deoarece inventarul IAT conţine itemi care se referă la o serie de simptome

somatice şi neuro-vegetative pe care o persoană le poate experimenta într-o situaţie de

examen şi care intră în calculul scorului total, scorurile totale obţinute de către elevi au

corelat pozitiv, semnificativ din punct de vedere statistic şi cu o intensitate moderată

spre ridicată cu scorurile la scala Simptome corporale din RTT.

Deoarece sunt scale echivalente (conţin unii itemi care au formulări

asemănătoare şi vizează aceeaşi dimensiune a anxietăţii faţă de testare), scorurile pe

care elevii le-au obţinut la scala Emotivitate din inventarul IAT au corelat pozitiv,

semnificativ din punct de vedere statistic şi cu intensitate foarte ridicată (r = 0.84, p <

0.01) cu scorurile la scala Tensiune/Încordare din chestionarul RTT. De asemenea,

scorurile la scala Îngrijorare din inventarul IAT au corelat pozitiv, semnificativ din

punct de vedere statistic şi cu intensitate foarte ridicată (r = 0.82, p < 0.01) cu scorurile

65

Scalele Tensiune/Încordare şi Îngrijorare din versiunea în limba română a chestionarului

RTT au inclus o serie de itemi a căror formulări au fost foarte asemănătoare cu cele ale itemilor

din scalele Emotivitate, respectiv Îngrijorare din inventarul IAT. Iată câteva exemple: ,,În

timpul examenelor/testelor, am un sentiment supărător de nelinişte” (itemul 2 din

IAT)/,,Înaintea unui test/examen important, am un sentiment supărător de nelinişte” (itemul 40

din RTT); ,,În timpul unui examen/test foarte important, sunt foarte nervos(oasă)” (itemul 8 din

IAT)/,,Înaintea testelor/examenelor, mă simt nervos(oasă)” (itemul 6 din RTT); ,,În timpul

examenelor/testelor, mă simt foarte încordat(ă)” (itemul 11 din IAT)/,,În timpul unui

test/examen, mă simt încordat(ă)” (itemul 15 din RTT); ,,În timpul unui examen/test important,

mă simt foarte panicat(ă)” (itemul 15 din IAT)/,,În timpul testelor/examenelor, mă simt

panicat(ă)” (itemul 33 din RTT); ,,Gândurile la nota finală pe care o voi obţine mă împiedică

să mă concentrez în timpul examenelor/testelor” (itemul 3 din IAT)/,,Gândul că voi obţine o

notă mică mă împiedică să mă concentrez în timpul testelor/examenelor” (itemul 27 din RTT);

,,Cu cât mă pregătesc mai mult pentru un examen/test, cu atât devin mai confuz(ă)” (itemul 6

din IAT)/,,Cu cât învăţ mai mult pentru un test/examen, cu atât mai mult mi se pare că în

mintea mea este o învălmăşeală totală” (itemul 36 din RTT).

207


la scala Îngrijorare din chestionarul RTT.

Scorurile pe care elevii le-au obţinut la scalele Îngrijorare şi Emotivitate din

inventarul IAT au corelat fiecare pozitiv, semnificativ din punct de vedere statistic şi

cu intensitate ridicată cu scorurile totale la chestionarul RTT.

În comparaţie cu scorurile la scala Emotivitate, scorurile la scala Îngrijorare din

inventarul IAT au prezentat o corelaţie pozitivă, semnificativă şi de intensitate uşor

mai ridicată (r = 0.38, p < 0.01) cu scorurile la scala Cogniţii irelevante în raport cu

situaţia de testare din chestionarul RTT. Acest rezultat arată că dimensiunea referitoare

la cogniţiile irelevante care interferează negativ cu atenţia pe care persoana trebuie să o

aloce rezolvării sarcinilor din examen se aproprie mai degrabă de dimensiunea

Îngrijorare (de care este totuşi independentă din punct de vedere psihometric 66

) decât

de cea referitoare la Emotivitate.

În ceea ce priveşte corelaţiile dintre scorurile la inventarul IAT pe care elevii le-

au obţinut şi scorurile la inventarul CISS, datele pe care le-am obţinut au evidenţiat

corelaţii pozitive, semnificative din punct de vedere statistic şi de intensitate moderată

spre uşor ridicată între scorurile la Îngrijorare, Emotivitate, respectiv scorurile totale la

inventarul IAT, pe de o parte şi, pe de alta, scorurile la scala Centrarea pe emoţii

negative din inventarul CISS. Cu alte cuvinte, elevii din lotul pe care am efectuat

studiul care prezentau un nivel ridicat al anxietăţii faţă de testare, precum şi la fiecare

dintre cele două dimensiuni au manifestat tendinţa de a obţine, de asemenea, un scor

ridicat şi la scala Centrarea pe emoţii negative din inventarul CISS prin care am

evaluat stilurile de adaptare la situaţii stresante, văzute ca predispoziţii stabile. Acest

rezultat este normal, dacă luăm în calcul faptul că anxietatea faţă de testare – aşa cum

este operaţionalizată prin itemii inventarului IAT – reprezintă o predispoziţie

prelungită într-un pattern comportamental disfuncţional care implică, pe lângă

dimensiunea cognitivă (preocupările recurente legate de eşec), dimensiunea referitoare

la răspunsurile emoţionale dezorganizatoare (nelinişte, încordare, agitaţie), însoţite de

simptome somatice şi neuro-vegetative stânjenitoare.

Toate corelaţiile dintre scorurile la inventarul IAT pe care le-au obţinut elevii şi

scorurile la celelalte două scale ale inventarului CISS au fost nesemnificative din punct

de vedere statistic şi au indicat legături de mărime neglijabilă.

Discuţii. Aşadar, datele pe care le-am obţinut în cadrul unui al doilea studiu

întreprins pe elevi de liceu au evidenţiat convergenţa scorurilor la inventarul IAT cu

scorurile la Chestionarul pentru evaluarea reacţiilor faţă de teste/ RTT (Sarason,

1984). Acest rezultat poate fi acceptat ca o probă a validităţii de construct a versiunii în

66

Valoarea corelaţiei dintre scorurile la scala Îngrijorare din inventarul IAT şi scorurile la scala

Cogniţii irelevante în raport cu situaţia de testare a indicat o legătură de intensitate scăzută spre

moderată. Dacă valoarea corelaţiei ar fi fost mult mai ridicată, am fi avut de-a face cu absenţa

independenţei din punct de vedere psihometric, iar conţinutul psihologic al celor două scale

(dimensiuni ale anxietăţii faţă de testare) s-ar fi suprapus. Teoretic, o atare situaţie este

imposibilă, deoarece, prin însăşi conţinutul itemilor, cele două scale diferă conceptual.

208


limba română a inventarului IAT, dar şi ca o probă a validităţii de construct a versiunii

în limba română a chestionarului RTT. Ambele instrumente au fost construite şi

perfecţionate pentru a permite evaluarea dimensiunilor anxietăţii faţă de testare, motiv

pentru care este normal ca scorurile la scalele lot să coreleze.

Pe de altă parte, datele pe care le-am obţinut sugerează că elevii care experimentează

simptomele supărătoare specifice anxietăţii faţă de examene şi testări tind să prezinte un

stil de adaptare la situaţiile stresante (cum sunt cele de genul examenelor sau al testelor pe

care sunt nevoiţi să le susţină) centrat mai degrabă pe controlul emoţiilor negative pe care

le resimt. Cercetările au arătat că nu întotdeauna încercarea de a ne controla şi de a schimba

emoţiile negative conduce la scăderea nivelului de stres pe care îl resimţim subiectiv

(Endler şi Parker, 1998).

I.3. STUDIUL 3

Back-ground empiric şi teoretic. O serie de studii efectuate de cercetători

americani (Arch, 1987; Cassady, 2004; Moore, 2006; Pintrich şi De Groot, 1990) au

surprins relaţiile dintre anxietatea faţă de testare, locul controlului, auto-eficienţa,

respectiv deprinderile şi obişnuinţele legate de studiul şi de pregătirea pentru examene

şi teste. În cadrul acestor studii, s-au găsit corelaţii semnificative statistic între scorurile

la diverse instrumente destinate măsurării anxietăţii faţă de testare (Test Anxiety

Inventory/TAI – Spielberger, 1980; State-Trait Anxiety Inventory/STAI-X1 şi STAI-

X2 – Spielberger şi colab., 1970; Cognitive Test Anxiety/CTA – Cassady şi Johnson,

2002) şi scorurile la scale destinate măsurării auto-eficienţei (Self-Efficacy Scale/SES –

Sherer et al., 1982), locului controlului (Children Nowicki-Strickland Internal-External

Scale/N-SCLCS - Nowicki şi Strickland, 1975), respectiv deprinderilor şi obişnuinţelor

legate de studiu şi de învăţare (Study Skills & Habbits Survey/SSHS – Cassady, 2004).

Rezultatele cercetărilor au arătat că persoanelor care sunt anxioase faţă de testare

le este caracteristic un nivel scăzut al auto-eficienţei (Arch, 1987; Pintrich şi De Groot,

1990; Zeidner, 1998). Cercetările s-au bazat pe teoria socio-cognitivă a auto-eficienţei

propusă de A. Bandura (1988), potrivit căreia există o relaţie interactivă, însă

asimetrică între auto-eficienţa percepută subiectiv şi predispoziţiile spre anxietate ale

unui individ (Zeidner, 1998). Această relaţie este moderată de variabila eficacitate a

strategiilor de adaptare la stres. Un nivel scăzut al auto-eficienţei percepute

vulnerabilizează individul, predispunându-l la anxietate. La rândul lui, acest fapt

accentuează neîncrederea individului în propria eficienţă.

Conform lui Schwarzer şi Jerusalem (1992), atât auto-eficienţa, cât şi

expectanţele cu privire la rezultate sunt variabile care pot favoriza apariţia şi

dezvoltarea simptomelor de anxietate în general, precum şi a celor specifice anxietăţii

faţă de testare (apud Zeidner, 1998). Datele colectate de cei doi autori în cadrul a nouă

studii diferite, toate întreprinse în Germania, au indicat valori ale corelaţiilor între auto-

eficienţă şi anxietatea faţă de testare cuprinse între - 0.66 şi - 0.30. Conform celor doi

209


autori, studenţii care prezintă un nivel scăzut al auto-eficienţei percepute şi expectanţe

cu privire la rezultate nefavorabile la teste prezintă, de asemenea, nivele mai ridicate

ale anxietăţii faţă de testare.

Pintrich, Roeser şi De Groot (1994) au studiat relaţia dintre anxietatea faţă de

testare şi auto-eficienţa evaluată în două momente diferite. Studiul a fost realizat pe un

lot de 100 de elevi de casa a VII-a (cf. Zeidner, 1998). Corelaţiile între cele două

variabile au fost: - 0.40 – în primul moment şi - 0.41 – în cel de-al doilea. Aceste date

au indicat stabilitatea asocierii inverse (negative) dintre auto-eficienţă şi anxietatea faţă

de testare.

În ceea ce priveşte relaţia dintre anxietatea faţă de testare şi locul controlului,

Ross (1978; citat de Spielberger) a găsit corelaţii pozitive şi moderate spre scăzute ca

valoare între scorurile la inventarul TAI şi scorurile la o scala care măsura locul

controlului (externalismul). Atât pentru băieţi (N = 115), cât şi pentru fete (N = 185),

valorile corelaţiilor între scorurile la scala Îngrijorare din inventarul TAI şi scorurile la

scala pentru evaluarea locului controlului au fost mai ridicate decât valorile corelaţiilor

între scala Emotivitate şi scorurile la locul controlului. Acest rezultat a fost interpretat

prin faptul că preocupările cognitive legate de eşec, ca manifestări specifice anxietăţii

faţă de testare, sunt mai strâns legate de externalism decât răspunsurile emoţionale. În

studiul întreprins de Ross (1978), valorile corelaţiilor între anxietatea faţă de testare şi

locul controlului au fost cuprinse între 0.26 şi 0.41.

Moore (2006) a realizat o lucrare de doctorat, în cadrul căreia a vizat variaţiile

anxietăţii faţă de testare şi ale locului controlului la elevii de gimnaziu cu reuşită

şcolară şi la cei cu eşec şcolar, dotaţi şi mai puţin dotaţi. Lotul a fost format din 220 de

elevi, dintre care 110 băieţi şi 110 fete. Anxietatea faţă de testare a fost măsurată cu

inventarul TAI, iar locul controlului cu Scala Nowicki-Strickland pentru copii şi

adolescenţi. Autoarea a găsit corelaţii pozitive şi semnificative din punct de vedere

statistic între cele două variabile. Valorile corelaţiilor au fost cuprinse între 0.27

(pentru toţi elevii investigaţi) şi 0.31 (pentru elevii cu succes şcolar). Corelaţiile au fost

semnificative şi pozitive şi în cazul subloturilor de fete (r = 0.32), respectiv de băieţi (r

= 0.20).

Spielberger (1980) a investigat relaţia dintre anxietatea faţă de testare şi

deprinderile şi obişnuinţele legate de studiu şi de învăţare pe trei loturi diferite: 373

elevi de liceu, 300 de studenţi în prima treaptă de colegiu, respectiv 1129 de studenţi în

cea de-a doua treaptă de colegiu. Pentru toate cele trei loturi, autorul a raportat corelaţii

negative şi moderate spre scăzute ca valoare între scorurile la inventarul TAI şi

scorurile la deprinderile şi obişnuinţele legate de studiu şi de învăţare. Valorile

corelaţiilor au manifestat tendinţa de a fi mai ridicate pentru subiecţii de sex masculin

decât pentru cei de sex feminin.

Pe un lot de 277 de studenţi, Cassady (2004) a găsit o corelaţie egală cu - 0.66 şi

semnificativă statistic între componenta cognitivă a anxietăţii faţă de testare (măsurată

cu Cognitive Test Anxiety/CTA – Cassady şi Johnson, 2002), respectiv deprinderile şi

210


obişnuinţele legate de studiu şi de învăţare (măsurate cu Study Skills & Habits

Survey/SSHS – Cassady, 2004). În cadrul unui al doilea studiu, acelaşi autor a găsit o

corelaţie semnificativă statistic, însă mai scăzută ca valoare (r = - 0.29; N = 88 de

studenţi) între componenta cognitivă a anxietăţii faţă de testare, respectiv deprinderile

şi obişnuinţele legate de studiu.

Aşadar, datele pe care le-am citat arată că un nivel ridicat al anxietăţii faţă de

testare tinde să se asocieze cu un nivel scăzut al deprinderilor şi cu obişnuinţe

inadecvate sau ineficiente legate de pregătirea pentru un test sau un examen în rândul

elevilor şi al studenţilor.

Lot. Datele din acest studiu provin din prelucrarea statistică a răspunsurilor pe

care le-au dat un număr de 202 elevi de liceu de la Colegiul Economic-Administrativ

din Iaşi. Aceştia au completat inventarul IAT împreună cu: Scala pentru evaluarea

auto-eficienţei (Sherer et al., 1982), Scala internalism-externalism pentru copii şi

tineri/IE-CT adaptată de Chelcea (1994) după Children Nowicki-Strickland Internal-

External Scale, respectiv Scala pentru evaluarea deprinderilor şi a obişnuinţelor

legate de studiu (Cassady, 2004). Caracteristicile lotului au fost deja prezentate în

Capitolul 5, punctul A (a se vedea Lotul II, punctul II.1.).

Rezultate. Tabelul 39 prezintă corelaţiile între scorurile la inventarul IAT pe care

le-au obţinut elevii şi scorurile la cele trei instrumente pe care le-au completat

împreună cu inventarul IAT.

Tabelul 39

Variabile IAT-total Îngrijorare Emotivitate

Auto-eficienţă (SES) - 0.43 ** - 0.40 ** - 0.37 **

Locul controlului (IE-CT) 0.49 ** 0.51 ** 0.39 **

Deprinderi şi obişnuinţe legate de studiu

(SSHS) - 0.50 ** - 0.51 ** - 0.42 **

** p < 0.01

Din tabel, se pot constata corelaţii semnificative din punct de vedere statistic

între scorurile la inventarul IAT şi toate celelalte trei variabile pe care le-am evaluat.

Valorile absolute ale acestora au fost cuprinse între 0.37 şi 0.51, predominând

corelaţiile cu valori moderate.

Corelaţiile între scorurile la inventarul IAT şi scorurile la scala SES pe care am

utilizat-o pentru evaluarea auto-eficienţei, respectiv scorurile la scala pentru evaluarea

deprinderilor şi a obişnuinţelor legate de studiul pentru un examen sau un test au fost

negative şi semnificative din punct de vedere statistic. Corelaţiile cu scorurile la

deprinderile şi obişnuinţele legate de studiu au avut valori absolute uşor mai ridicate

decât corelaţiile cu scorurile la auto-eficienţă.

211


Scorurile la inventarul IAT pe care le-au obţinut elevii au corelat pozitiv,

moderat ca valoare şi semnificativ din punct de vedere statistic cu scorurile la scala IE-

CT pe care am utilizat-o pentru evaluarea locului controlului (externalismului).

Comparativ cu scala Emotivitate, valoarea corelaţiei între scorurile la scala Îngrijorare

şi scorurile la locul controlului a fost mai ridicată (r = 0.51, p < 0.01). Acest rezultat

arată că preocupările cognitive legate de eşec, prezente la elevii anxioşi în legătură cu

examenele sau testele pe care sunt nevoiţi să le susţină, pot fi legate de locul

controlului (adică de atribuirea factorilor care explică succesul sau eşecul în diverse

situaţii) mai mult decât factorul Emotivitate.

Discuţii. Datele pe care le-am obţinut în studiul nostru sunt în concordanţă cu

datele raportate în alte studii care s-au ocupat de relaţiile dintre anxietatea faţă de

testare şi alte variabile ale funcţionării cognitive a unei persoane. Atât scorurile totale

la inventarul IAT, cât şi scorurile la fiecare dintre cele două scale au corelat negativ, cu

valori moderate şi semnificativ cu scorurile la auto-eficienţă. Aceste date au confirmat

rezultatele raportate în studiile efectuate de Arch (1987), Pintrich şi De Groot (1990)

sau Zeidner (1998).

Explicaţiile relaţiei dintre anxietatea faţă de testare şi auto-eficienţa percepută s-

au bazat pe teoria socio-cognitivă a auto-eficienţei, propusă de A. Bandura (1988).

Potrivit acesteia, un nivel scăzut al auto-eficienţei percepute de către individ îl

vulnerabilizează, predispunându-l către manifestarea situaţională a simptomelor

specifice anxietăţii (cf. Zeidner, 1998). La rândul ei, anxietatea trăită în plan subiectiv

poate contribui la accentuarea neîncrederii în propriile competenţe, pe care individul o

resimte.

În cadrul acestui cerc vicios, trebuie să includem o serie de alte variabile,

referitoare la: eficacitatea strategiilor de adaptare la stres, experienţa eşecurilor

repetate, expectanţele defavorabile cu privire la eşec pe care le are individul, etc.

Astfel, elevii care manifestă o încredere scăzută în propriile lor forţe şi o stimă de sine

vulnerabilă pot eşua în mod repetat în realizarea diverselor scopuri personale (cum este

şi susţinerea unui test sau a unui examen important pentru cariera lor), iar asta în ciuda

abilităţilor intelectuale normale sau chiar superioare. Experienţa eşecului repetat îi

poate determina pe aceşti elevi să creadă într-o ,,cultură a eşecului” şi să dezvolte ceea

ce se numeşte anxietate anticipativă legată de eşec, care, la rândul ei, va interfera

disfuncţional cu eforturile de concentrare în timpul testelor sau al examenelor,

consumând din energia necesară desfăşurării proceselor cognitive. Elevii eşuează, iar

eşecul le întăreşte convingerea pe care şi-au format-o în legătură cu propria

incapacitate şi ineficienţă.

Datele pe care le-am obţinut au indicat corelaţii pozitive, semnificative şi

moderate ca valoare între scorurile la inventarul IAT şi variabila locul controlului

(externalism), confirmând rezultatele raportate în alte studii efectuate de către Moore

(2006), Ross (1978; citat de Spielberger, 1980).

212


În discuţia cu privire la rezultatele pe care le-a obţinut în studiul ei, Moore

(2006) invocă teoria aprehensiunii propusă de Barlow (1985). Prin extensie

conceptuală, în psihologie, aprehensiunea este definită ca (Reber, 1985): 1) o stare

mentală conştientă de pregătire a sistemului psihic al unui individ pentru percepţia

naturii unui stimul sau a unui eveniment; 2) o teamă vagă în legătură cu posibila

apariţie a unui lucru sau a unui fenomen, pe care individul o poate resimţi la un

moment dat; 3) un sentiment de nelinişte vag definit, legat de o anumită reacţie care

poate să apară.

Potrivit teoriei lui Barlow, indivizii care cred că au un control redus asupra

situaţiilor pe care le întâmpină în viaţă sunt mult mai predispuşi către experimentarea

anxietăţii, comparativ cu indivizii care cred că pot controla situaţiile prin care trec.

Aplicând acest punct de vedere la situaţia elevilor sau a studenţilor, putem spune că,

atunci când un elev sau un student care se confruntă cu o situaţie de testare crede că

nu-şi poate controla propriile competenţe şi şansa de succes, tinde să manifeste

simptome anxioase. Elevii sau studenţii care au eşuat în repetate rânduri la diverse teste

sau examene şi care nu s-au gândit la cauzele eşecurilor sau la ce ar putea să

întreprindă pe viitor, pentru a-şi îmbunătăţi performanţele, tind să privească fiecare

situaţie de testare ca o altă posibilă şansă de eşec. În acest fel ajung să fie mai

predispuşi către dezvoltarea anxietăţii anticipative legată de eşec şi, prin aceasta, a


Corelaţiile negative, semnificative statistic şi moderate ca valoare pe care le-am

obţinut între scorurile la anxietatea faţă de testare şi scorurile la deprinderile şi

obişnuinţele legate de studiul şi de pregătirea pentru un examen/test au confirmat

datele raportate de Cassady (2004) sau pe cele raportate de Spielberger (1980). Primul

dintre cei doi autori a explicat relaţia pe care a găsit-o între anxietatea faţă de testare şi

deprinderile şi obişnuinţele legate de studiu prin rolul jucat de către procesele cognitive

fundamentale care se desfăşoară în timpul fazei de codare, păstrare şi de reactualizare a

informaţiilor din materialul pe care individul îl are de pregătit pentru un examen sau

test.

Potrivit lui Cassady (2004), deficienţele legate de procesele cognitive specifice

celor două faze ale unui examen (învăţarea şi reactualizarea) se reflectă în deprinderi,

obişnuinţe şi în strategii de studiu ineficiente, în sensul în care conduc la performanţe

slabe la teste sau la examene. Este vorba despre ciclul învăţare → confruntare cu

situaţia de testare propriu-zisă → confruntare cu performanţele, asupra căruia

componenta cognitivă a anxietăţii faţă de testare (factorul Îngrijorare) are un impact

puternic, în sensul în care mediază relaţia dintre deficienţele legate de procesarea

informaţiilor (organizare, sinteză, comprehensiune) şi deficitul de performanţă.

Din analiza de mai sus, nu putem exclude rolul pe care îl au în determinarea

anxietăţii faţă de testare percepţiile indivizilor cu privire la propriile lor competenţe

legate de învăţare şi de studiu şi la relaţiile dintre acestea şi performanţele la teste sau

la examene.

213


I.4. STUDIUL 4

Back-ground teoretic. Stima de sine se referă la ansamblul imaginilor

(evaluărilor) pozitive şi negative ale oamenilor despre ei înşişi (Rosenberg, 1979; citat

de Chelcea, 2008). Stima de sine joacă un rol esenţial în asigurarea echilibrului

psihologic: atunci când are un nivel ridicat şi o anumită stabilitate, stima de sine ne

conduce la acţiuni eficiente, ne poate ajuta să facem faţă dificultăţilor şi problemelor

vieţii cotidiene, să obţinem performanţe bune sau foarte bune în activităţile, pe care le

desfăşurăm şi să întreţinem relaţii bune cu cei din jur.

Sinele şcolar a fost definit ca ansamblul percepţiilor pe care un elev/student le

are cu privire la propriile competenţe în plan şcolar/academic, obiectivabile în

comportamente şi în performanţe şcolare/academice de un anumit nivel (Crăciun,

1998).

Un nivel scăzut al stimei de sine este periculos, deoarece îl poate ,,arunca” pe

individ într-un cerc vicios al expectanţelor negative cu privire la succes, însoţite de

temeri, de eşec şi de auto-blamare (Brehm şi Kassin, 1990). Astfel, aşteptându-se să

greşească (anticiparea eşecului), persoanele cu un nivel scăzut al stimei de sine se simt

anxioase, temătoare, neîncrezătoare în propriile lor forţe şi depun un efort mai redus,

atunci când este vorba despre schimbări importante în viaţa lor sau despre rezolvarea

unor sarcini profesionale sau sociale. După ce expectanţele legate de eşec le sunt

confirmate, astfel de persoane se blamează (engl. self-deception), se declară

incompetente şi, astfel, îşi menţin nivelul scăzut al stimei de sine.

Lot. Un număr de 78 de elevi de la Grupul Şcolar ,,Ştefan Procopiu” din Iaşi au

participat la un studiu prin care am urmărit evidenţierea factorilor care pot fi asociaţi

expectanţei elevilor cu privire la propriile performanţe şcolare. Elevii au completat câte

un set alcătuit din cinci probe, după cum urmează: inventarul IAT, Subscala pentru

evaluarea stimei de sine legată de domeniul şcolar/Sinele şcolar din cadrul Scalei

Toulouse pentru evaluarea stimei de sine/Echelle Toulousaine d’Estime de Soi – ETES

(Oubrayrie, Léonardis şi Safont, 1994; adaptată de Crăciun, 1998), respectiv testele

destinate evaluării aptitudinii verbale, aptitudinii pentru raţionamente abstracte şi

aptitudinii numerice din cadrul bateriei Primary Mental Abilities/PMA (Thurstone şi

Thurstone, 1964). Caracteristicile lotului sunt descrise în Capitolul 5, punctul A, Lotul

IV.

Rezultate. Scorurile pe care elevii le-au obţinut la inventarul IAT au corelat

negativ şi semnificativ din punct de vedere statistic cu scorurile la Subscala pentru

evaluarea evaluarea stimei de sine legată de domeniul şcolar. Valoarea corelaţiei

dintre scorurile totale la inventarul IAT şi scorurile la stima de sine legată de domeniul

şcolar a indicat o legătură de intensitate scăzută spre moderată (r = - 0.36, p < 0.01).

Aşadar, elevii care prezentau un nivel ridicat al anxietăţii faţă de testare au tins, de

214


asemenea, să aibă o percepţie negativă şi o încredere scăzută în raport cu propriile

competenţe în plan şcolar.

Valoarea corelaţiei dintre scorurile la stima de sine legată de domeniul şcolar şi

scorurile la scala Îngrijorare (r = - 0.42, p < 0.01) a fost mai ridicată decât valoarea

corelaţiei cu scorurile la scala Emotivitate (r = - 0.28, p < 0.05).

Discuţii. Datele pe care le-am obţinut au confirmat pe cele raportate de Arch

(1987) în cadrul studiului pe studenţi la colegiu pe care l-a efectuat. Datele noastre au

confirmat observaţia lui Zeidner (1998), potrivit căreia elevii care sunt anxioşi faţă de

teste, lucrări de control, teze sau alte examene (de exemplu, olimpiade şcolare) au o

încredere scăzută în propria eficienţă şi în propriile resurse, tind să se auto-deprecieze

(cogniţii anticipatorii legate de eşec) şi să se auto-devalorizeze.

II. STUDENŢI

II.1. STUDIUL 1

Back-ground empiric. Arch (1987) a efectuat un studiu asupra răspunsurilor pe

care studenţii de colegiu le manifestă în faţa stresului evaluativ şi a rolului pe care

anxietatea, stima de sine, auto-eficienţa şi disponibilitatea de participare la evaluare îl

joacă în modularea acestor răspunsuri. Subiecţii, distribuiţi într-un grup experimental şi

unul de control, au fost 30 de femei şi 30 de bărbaţi – toţi studenţi la un colegiu de arte

liberale. Vârstele acestora au fost cuprinse între 18 şi 21 de ani. Toţi subiecţii au

completat scala destinată evaluării anxietăţii-stare din inventarul STAI-X, Scala

Rosenberg pentru evaluarea stimei de sine (RSES), precum şi alte două instrumente

destinate evaluării auto-eficienţei în domeniul rezolvării unei probe computerizate,

respectiv a disponibilităţii de participare la o evaluare ulterioară a propriilor

performanţe la proba computerizată.

Arch (1987) a găsit corelaţii negative între scorurile la factorii Îngrijorare şi

Emotivitate şi stima de sine. Pentru studentele din lotul de control, valorile corelaţiilor

dintre cei doi factori şi stima de sine au fost 0.86, respectiv 0.49. Ambele corelaţii au

fost negative şi semnificative din punct de vedere statistic. Pentru studenţii din lotul de

control, stima de sine a corelat semnificativ doar cu factorul Îngrijorare (r = - 0.52, p <

0.05).

În cazul studentelor din lotul experimental, valorile corelaţiilor dintre factorii

Îngrijorare şi Emotivitate, respectiv stima de sine au fost moderate. Corelaţiile au fost

negative şi semnificative din punct de vedere statistic. Pentru studenţii din lotul

experimental, corelaţiile dintre factorii Îngrijorare si Emotivitate, pe de o parte,

respectiv stima de sine, pe de alta au fost fost negative şi modeste ca valoare.

Corelaţiile au fost nesemnificative din punct de vedere statistic.

Pentru întreg lotul de control, stima de sine a corelat negativ şi semnificativ din

215


punct de vedere statistic doar cu factorul Îngrijorare (r = - 0.63, p < 0.05). Pentru lotul

experimental, corelaţia stimei de sine cu factorul Îngrijorare a fost negativă şi

semnificativă din punct de vedere statistic, însă cu factorul Emotivitate a fost pozitivă,

semnificativă din punct de vedere statistic şi a avut o valoare modestă (r = 0.36, p <

0.05).

Lot. Un număr de 78 de studenţi de la Facultatea de Psihologie, Asistenţă

Socială şi Sociologie, Universitatea ,,Petre Andrei” din Iaşi au completat un set

alcătuit din patru chestionare: inventarul IAT, Scala Rosenberg pentru evaluarea

stimei de sine/Rosenberg Self-Esteem Scale – RSES, Scala STAI-Y2 pentru evaluarea

anxietăţii-trăsătură din cadrul inventarului STAI-Y (Spielberger, 1983), respectiv


griji/Penn State Worry Questionnaire – PSWQ (Meyer şi colab., 1990; apud Bouvard

şi Cottraux, 1996). Prin studiul pe care l-am efectuat am urmărit evaluarea validităţii de

construct a versiunii în limba română a inventarului TAI. Caracteristicile lotului sunt

prezentate în Capitolul 5, punctul B, Lotul II.


le-au obţinut studenţii şi scorurile la celelalte trei scale pe care le-au completat.

Tabelul 40

Variabile Anxietate-trăsătură (STAI-Y2) Stimă de sine

(RSES)

Predispoziţia către griji

(PSWQ)

IAT - total 0.48 ** - 0.41 ** 0.51 **

Îngrijorare 0.44 ** - 0.49 ** 0.34 **

Emotivitate 0.42 ** - 0.31 ** 0.54 **

** p < 0.01

Datele pe care le-am obţinut sunt sintetizate după cum urmează:

Corelaţii pozitive şi semnificative din punct de vedere statistic între scorurile la

inventarul IAT (totale şi scorurile la cele două scale), respectiv scorurile la scala

destinată evaluării anxietăţii-trăsătură. Valorile corelaţiilor au indicat legături de

intensitate moderată. Aceste date demonstrează prezenţa unui factor comun legat

de predispoziţia studenţilor de a trăi stări de anxietate într-o varietate de situaţii

specifice (anxietatea-trăsătură).

Corelaţii negative şi semnificative din punct de vedere statistic între scorurile la

inventarul IAT şi scorurile la stima de sine. Pentru scala Emotivitate, valoarea

absolută a corelaţiei cu stima de sine a fost mai scăzută decât valoarea absolută a

corelaţiei cu scala Îngrijorare. Corelaţia între scorurile totale la inventarul IAT şi

scorurile la stima de sine a indicat o legătură de intensitate moderată.

Corelaţii pozitive şi semnificative din punct de vedere statistic între scorurile la

inventarul IAT şi scorurile la chestionarul Penn State. Valoarea corelaţiei între

scorurile la scala Emotivitate şi scorurile la chestionarul Penn State a indicat o

216


legătură de intensitate moderată, însă mult mai ridicată decât legătura dintre

scorurile la scala Îngrijorare şi scorurile la chestionarul Penn State. Aceste date

exprimă rolul pe care factorul legat de tendinţa iraţională a unei persoane de a se

îngrijora în legătură cu diverse aspecte îl are în explicarea manifestărilor

specifice anxietăţii faţă de testare.

II.2. STUDIUL 2

Back-ground empiric. Moms şi Carden (1981; citaţi de Zeidner, 1998) au

măsurat nevrotismul şi anxietatea faţă de testare în rândul unor studenţi de colegiu,

înainte de susţinerea unui examen important. Datele pe care le-au obţinut au indicat o

corelaţie de 0.32 între scorurile la factorul Nevrotism şi scorurile la componenta

Îngrijorare, legată de anxietatea faţă de testare, respectiv o corelaţie de 0.37 între

Nevrotism şi Emotivitate. Conform celor doi autori, dintre o serie de predictori (locul

controlului, extraversiunea, nevrotismul, etc.), factorul Nevrotism a avut cea mai

importantă şi mai acurată contribuţie în explicarea varianţei nivelului anxietăţii

experimentat de către subiecţi în timpul examenului pe care l-au susţinut.

La rândul lor, Chamorro-Premuzic, Ahmetoglu şi Furnham (2008) au măsurat

anxietatea faţă de testare (utilizând scala RTT – Sarason, 1984), cei cinci mari factori

de personalitate descrişi de modelul Big Five (utilizând NEO Five Factor Inventory –

Costa şi McCrae, 1992), auto-evaluările propriei inteligenţe şi auto-evaluările

credinţelor generale despre ei înşişi pe care le aveau 388 de studenţi britanici şi

americani (287 de sex feminin şi 101 de sex masculin), cu vârste între 17 şi 29 de ani.

Scopul studiului întreprins de autori a fost de a identifica determinanţii dispoziţionali ai


Autorii citaţi au găsit o corelaţie egală cu 0.45 (p < 0.01) între scorurile la

factorul Nevrotism şi scorurile la anxietatea faţă de testare, respectiv o corelaţie egală

cu 0.72 (coeficientul de regresie β) între scorurile la factorul latent Nevrotism şi

scorurile la anxietatea faţă de testare. Autorii concluzionează că factorul Nevrotism este

cel mai bun predictor al anxietăţii faţă de testare şi că, din punct de vedere aplicativ,

intervenţiile psihologice şi educaţionale ar trebui orientate către indivizii cu un nivel

ridicat al nevrotismului care sunt mai vulnerabili în faţa situaţiilor evaluative.

În aceeaşi cercetare, Chamorro-Premuzic, Ahmetoglu şi Furnham (2008) au găsit

între scorurile la anxietatea faţă de testare şi scorurile la factorul Conştiinciozitate o

corelaţie negativă şi semnificativă din punct de vedere statistic, însă scăzută ca valoare

(r = - 0.13, p < 0.05).

Lot. Un număr de 75 de studenţi la Facultatea de Arhitectură din cadrul

Universităţii Tehnice ,,Gh. Asachi” din Iaşi au completat inventarul IAT şi scalele

destinate evaluării factorilor Stabilitate emoţională (S) şi Caracter conştiincios (C) din

cadrul Chestionarului Alter Ego (Caprara, Barbanelli şi Borgogni, 2001). Alte

217


caracteristici ale lotului sunt prezentate în Capitolul 5, punctul B, Lotul III.


le-au obţinut studenţii şi scorurile la cele două scale din Chestionarul Alter Ego.

Constatăm corelaţii negative şi semnificative din punct de vedere statistic între

scorurile la inventarul IAT pe care le-au obţinut studenţii şi scorurile la factorii

Stabilitate emoţională şi Caracter conştiincios din Chestionarul Alter Ego. Valorile

absolute ale corelaţiilor dintre scorurile la inventarul IAT şi scorurile la factorul

Stabilitate emoţională au fost mai ridicate decât valorile absolute ale corelaţiilor cu

scorurile la factorul Caracter conştiincios.

Tabelul 41

Variabile IAT-total Îngrijorare Emotivitate

Stabilitate emoţională (S) - 0.39 ** - 0.32 ** - 0.43 **

Controlul emoţiilor (Ce) - 0.52 ** - 0.46 ** - 0.55 **

Controlul impulsurilor (Ci) - 0.15 - 0.08 - 0.19

Caracter conştiincios (C) - 0.23 * - 0.31 ** - 0.15

Meticulozitate (Me) - 0.06 - 0.14 - 0.03

Perseverenţă (Pe) - 0.34 ** - 0.39 ** - 0.26 *

* p < 0.05; ** p < 0.01

Pe de altă parte, valoarea corelaţiei dintre scorurile la scala Emotivitate din

inventarul IAT şi scorurile la factorul Stabilitate emoţională a fost mai ridicată decât

valoarea corelaţiei cu scorurile la scala Îngrijorare. Acest rezultat sugerează că, faţă de

Îngrijorare, dimensiunea Emotivitate este mai strâns legată de (in)stabilitatea

emoţională. Rezultatul este firesc, dacă luăm în calcul faptul că atât emotivitatea – ca

faţetă a anxietăţii faţă de testare, cât şi instabilitatea emoţională (nevrotismul) – ca

dispoziţie psihică fundamentală sau factor de personalitate mult mai larg în ceea ce

priveşte conţinutul psihologic – implică experimentarea unor stări emoţionale negative.

Dintre cele două dimensiuni ale Stabilităţii emoţionale, Controlul emoţiilor a

corelat negativ, mai puternic şi semnificativ din punct de vedere cu anxietatea faţă de

testare şi cu faţetele acesteia. Valorile absolute ale corelaţiilor au indicat relaţii de

intensitate moderată. Aceste date arată clar că studenţii care sunt anxioşi în legătură cu

examenele pe care le au de susţinut manifestă, de asemenea, tendinţa de a avea

probleme în ceea ce priveşte controlul propriilor emoţii. Ei tind să fie vulnerabili

(iritabili, încordaţi, fără încredere în ei înşişi), atunci când se confruntă cu situaţiile

evaluative pe care le pot percepe ca fiind stresante.

Corelaţia dintre scorurile totale la inventarul IAT pe care studenţii le-au obţinut

şi scorurile la factorul Caracter conştiincios a fost negativă, semnificativă din punct de

218


vedere statistic, dar a indicat o intensitate scăzută a legăturii dintre cele două variabile.

Valoarea corelaţiei dintre scorurile la dimensiunea Îngrijorare şi scorurile la factorul

Caracter conştiincios a fost mai ridicată decât valoarea corelaţiei cu dimensiunea

Emotivitate.

Pe de altă parte, corelaţiile dintre scorurile la inventarul IAT şi scorurile la

trăsătura Perseverenţă au fost mult mai ridicate ca valoare decât corelaţiile cu trăsătura

Meticulozitate. Corelaţiile cu scorurile la trăsătura Meticulozitate au fost negative,

nesemnificative din punct de vedere statistic şi au avut valori neglijabile. Acest rezultat

exprimă faptul că, uneori, studenţii anxioşi în legătură cu examenele pot prezenta

probleme în ceea ce priveşte centrarea pe sarcinile de evaluare, pregătirea temeinică

pentru examene. Altfel spus, studenţii mai puţin perseverenţi în viaţa de zi cu zi (care

nu sunt constante în urmărirea scopurilor pe care şi le propun, abandonează sarcinile pe

care le au de îndeplinit sau evită evită să-şi asume anumite angajamente) sunt mai

susceptibili de a obţine rezultate proaste la examene sau teste, iar acest lucru

(experienţa eşecurilor repetate) poate creşte probabilitatea experimentării simptomelor

specifice anxietăţii faţă de examene şi teste.

Discuţii. Datele la care am făcut referire mai sus arată că, atunci când sunt

analizate în relaţie cu personalitatea studenţilor, scorurile la anxietatea faţă de testare

tind să fie legate mai degrabă de factorul Stabilitate emoţională (sau Nevrotism) decât

de factorul Conştiinciozitate. Rezultatul este firesc dacă ne gândim că factorul

Nevrotism (Instabilitate emoţională) include anxietatea ca faţetă sau trăsătură (Costa şi

McCrae, 1992, 1995). Anxietate faţă de testare poate fi conceptualizată ca o

manifestare, în situaţiile specifice care implică evaluarea competenţelor, a nivelului

ridicat de nevrotism (instabilitate emoţională) prezent la o pesoană.

***

În concluzie, corelaţiile pe care le-am obţinut între scorurile la versiunea în limba

română a inventarului TAI şi scorurile la scalele şi chestionarele prin care au fost

măsurate alte variabile ale funcţionării cognitive şi emoţionale a unei persoane pot fi

considerate ca o probă a validităţii de construct a versiunii în limba română a

inventarului TAI. Datele pe care le-am obţinut au confirmat rezultatele raportate de

către Spielberger (1980) în manualul versiunii originale în limba engleză a inventarului

TAI, precum şi de alţi autori.

7.4.3. Date privitoare la validitatea de criteriu a inventarului IAT

Cu privire la validitatea de criteriu a inventarului TAI, Spielberger (1980)

prezintă datele obţinute în urma unor studii corelaţionale, în care inventarul TAI a fost

administrat împreună cu următoarele probe: Testul de inteligenţă generală Otis-

Lennon/ Otis-Lennon IQ, Testul de aptitudine şcolară/Scholastic Aptitude Test – SAT

219


şi Bateria de teste de aptitudini profesionale pentru serviciul militar/Armed Services

Vocational Aptitude Battery – ASVAB. Scorurile la inventarul TAI au fost corelate şi

cu performanţele şcolare/academice (mediile generale – engl. grade point

average/GPA), respectiv cu performanţele la testele susţinute în cadrul unor programe

de formare. Loturile de subiecţi au inclus elevi de liceu, studenţi la colegiu sau recruţi

pentru forţele militare navale şi aeriene. Datele pe care Spielberger (1980) le-a raportat

sunt sistematizate în cele ce urmează:

Lot de elevi de liceu: corelaţii negative şi cu valori scăzute între scorurile la

inventarul TAI şi inteligenţa generală (exprimată în unităţi C.I., pe baza

rezultatelor brute la testul Otis-Lennon IQ), respectiv între scorurile la inventarul

TAI şi mediile generale. Corelaţiile între scorurile la scala Îngrijorare şi mediile

generale au avut valori mai ridicate decât cele ale corelaţiilor cu scorurile la scala

Emotivitate.

Lot de studenţi în prima treaptă a colegiului: corelaţii negative (unele cu valori

moderate, altele cu valori scăzute) între scorurile la inventarul TAI şi mediile

generale. Din nou, valorile corelaţiilor între scorurile la scala Îngrijorare şi

mediile generale au fost mai ridicate decât valorile corelaţiilor cu scorurile la

scala Emotivitate.

Lot de studenţi în a doua treaptă a colegiului: corelaţii negative şi cu valori

scăzute între scorurile la inventarul TAI şi aptitudinea şcolară generală,

aproximată prin agregarea rezultatelor la SAT, respectiv între scorurile la

inventarul TAI şi scorurile la componentele verbală şi cantitativă ale aptitudinii

şcolare.

Lot de recruţi integraţi într-un program de formare pentru forţele militare navale

şi aeriene: corelaţii negative şi cu valori scăzute spre moderate sau moderate

între scorurile la inventarul TAI şi scorurile la ASVAB. Scorurile la inventarul

IAT au corelat negativ cu notele pe care recruţii le-au obţinut în urma examinării

nivelului achiziţiilor specifice. Recruţii de sex masculin au înregistrat corelaţii

mai ridicate (valorile acestora au indicat legături de intensitate scăzută spre

moderată) decât cele obţinute de către recruţii de sex feminin (în cazul acestora,

corelaţiile au fost scăzute sau foarte scăzute). Pentru recruţii de ambele sexe,

scorurile la scala Îngrijorare au prezentat corelaţii mai mari cu notele la testul de

achiziţii specifice comparativ cu valorile corelaţiilor pentru scala Emotivitate.

Din datele pe care le-am sistematizat mai sus, se poate constata că, în general,

anxietatea faţă de testare se asociază cu tendinţa de scădere a performanţelor la probele

care măsoară aptitudinile cognitive şi intelectuale, precum şi cu tendinţa de scădere a

performanţelor la testele de achiziţii şcolare/academice.

Următoarele două studii prezintă datele pe care le-am obţinut în urma corelării

scorurilor la versiunea în limba română (IAT) a inventarului TAI cu performanţele la

testele de abilităţi cognitiv-intelectuale (aptitudine şcolară), respectiv cu rezultatele

şcolare (mediile generale). Toate studiile au fost efectuate pe loturi de elevi de liceu.

220


I. CORELAŢIA CU PERFORMANŢELE LA TESTELE DE ABILITĂŢI COGNITIV-

INTELECTUALE

Back-ground empiric. Datele unei meta-analize întreprinsă de Ackerman şi

Heggestad (1997; citaţi de Chamorro-Premuzic şi Furnham, 2005) care au examinat

135 de studii au indicat o corelaţie negativă, semnificativă din punct de vedere statistic,

însă modestă ca valoare (r = - 0.15) între factorul Nevrotism şi inteligenţa generală

(factorul g ). De asemenea, autorii au raportat o corelaţie negativă, semnificativă din

punct de vedere statistic şi scăzută spre moderată ca valoare (r = - 0.33) între scorurile

la anxietatea faţă de testare (obţinute prin completarea de către subiecţi a unor

instrumente specifice) şi factorul g.

În meta-analiza pe care a realizat-o, Hembree (1988) a găsit între anxietatea faţă

de testare şi performanţele la testele de abilităţi cognitiv-intelectuale corelaţii cu valori

cuprinse între – 0.06 şi – 0.29 (media valorilor tuturor corelaţiilor a fost egală cu –

0.18). Datele meta-analizei au evidenţiat corelaţii negative şi modeste între scorurile la

anxietatea faţă de testare şi performanţele la diverse sarcini cognitive administrate în

laborator, precum sarcini de rezolvare a unor probleme (r = - 0.20) sau sarcini mnezice

(r = - 0.28).

Lot. Datele pe care le vom prezenta în Tabelul 42 au provenit din prelucrarea

statistică a scorurilor obţinute de 78 de elevi de la Grupul Şcolar ,,Ştefan Procopiu”

din Iaşi (vezi Capitolul 5, punctul A, Lotul IV). Pe lângă inventarul IAT şi Subscala

pentru evaluarea stimei de sine legată de domeniul şcolar, elevii au completat testele

destinate evaluării aptitudinii verbale (S – Semnificaţie verbală), aptitudinii pentru

raţionamente abstracte (R) şi aptitudinii numerice (N) din cadrul bateriei Primary

Mental Abilities/PMA (Thurstone şi Thurstone, 1964).

Din totalul iniţial de 90 de protocoale cu răspunsuri, au fost eliminate 12,

deoarece am avut suspiciuni legate de sinceritatea răspunsurilor (pentru chestionarele

destinate evaluării anxietăţii faţă de testare, respectiv sinelui şcolar) sau suspiciuni

legate de simularea răspunsurilor la testele de aptitudini cognitiv-intelectuale (elevi

care, în raport cu limita de timp impusă, au completat prea repede toţi itemii unuia sau

ai altuia dintre cele trei teste).

Testele de aptitudini cognitive au fost aplicate respectându-se limitele de timp

impuse de autori care au fost atent controlate: aptitudinea verbală – 4 minute,

raţionamentul abstract – 6 minute, aptitudinea numerică – 7 minute. Ordinea în care au

fost administrate testele de aptitudini cognitive a variat de la o clasă de elevi la alta

(contrabalansare), pentru a se evita efectul de ordine a completării. De asemenea, la

toate clasele de elevi pe care le-am luat în studiu, s-a început cu administrarea testelor

de aptitudini cognitive şi s-a finalizat cu administrarea chestionarelor, pentru a se

contracara efectul oboselii (şi al plictiselii) asupra performanţelor la testele de

221


aptitudini cognitive.

Pentru fiecare elev în parte, am calculat câte un scor compozit ca indicator al

aptitudinii cognitiv-intelectuală generală (denumită impropriu de autorii bateriei prin

termenul aptitudine şcolară 67

). Scorul compozit a fost obţinut prin însumarea

scorurilor la cele trei teste pe care elevul le-a obţinut.

Rezultate. Tabelul 42 prezintă mediile şi abaterile standard pentru scorurile pe

care elevii le-au obţinut la cele trei teste de aptitudini cognitiv-intelectuale din bateria

PMA, precum şi la aptitudinea cognitiv-intelectuală globală (scorurile compozite),

respectiv corelaţiile dintre acestea şi scorurile la inventarul IAT.

Tabelul 42

Variabile cognitiv-intelectuale

m

s

Corelaţii cu scorurile la inventarul

IAT

IAT-

total

Îngrijorare

Emotivitate

PMA – aptitudine verbală

13.98

5.54

- 0.02

- 0.01

- 0.04

PMA – raţionament abstract 9.46 5.54 0.18 0.17 0.19

PMA – aptitudine numerică 11.47 4.95 - 0.02 - 0.02 - 0.01

Aptitudine cognitiv-intelectuală

globală (scor compozit)

35.02 12.2 0.06 0.06 0.06

Toate corelaţiile dintre scorurile la inventarul IAT şi scorurile la testele de

aptitudini cognitiv-intelectuale au fost nesemnificative din punct de vedere statistic şi

au avut mărimi scăzute sau neglijabile. Corelaţiile cu performanţele la testele de

aptitudine verbală, respectiv de aptitudine numerică au fost negative, în timp ce

corelaţiile cu performanţele la testul de raţionament abstract şi cele cu scorurile

compozite pentru aptitudinea cognitiv-intelectuală au fost pozitive.

În concluzie, datele pe care le-am obţinut au evidenţiat independenţa scorurilor

la inventarul IAT de performanţele pe care elevii le-au obţinut la testele de aptitudini

cognitiv-intelectuale. Aceste date pot fi considerate ca o probă a validităţii de construct

a versiunii în limba română a inventarului TAI 68

, deşi am intenţionat evaluarea

validităţii de criteriu.

În raport cu evaluarea validităţii de criteriu (corelaţia dintre scorurile la

67

De fapt, aptitudinea şcolară poate fi privită ca un ansamblu mai complex de aptitudini

(abilităţi) care asigură performanţe bune sau foarte bune în activitatea şcolară (Roşca şi Zörgö,

1972). Este vorba atât de abilităţi cognitiv-intelectuale (inteligenţa generală, factorul verbal-

educaţional, factorul spaţial-mecanic, factorul numeric, etc.), cât şi de abilităţi non-cognitive

(factorul X în modelul aptitudinii şcolare propus de P. E. Vernon: motivaţie, atitudini şi unele

variabile legate de personalitate). 68

Mai precis, ne referim la validitatea divergentă sau discriminantă.

222


inventarul IAT şi performanţele la testele de abilităţi cognitiv-intelectuale), datele pe

care le-am obţinut au indicat un pattern inconsistent de corelaţii negative, cu mărimi

ale efectelor 69

neglijabile şi nesemnificative din punct de vedere statistic. Datele

noastre au fost diferite de cele raportate de către Spielberger (1980) în manualul

versiunii originale a inventarului TAI.

Discuţii. Absenţa corelaţiilor (semnificative din punct de vedere statistic şi cu

valori aşteptate) dintre scorurile la inventarul IAT şi performanţele la testele de

aptitudini cognitiv-intelectuale din bateria PMA a fost explicată prin influenţa

caracteristicilor statistice ale distribuţiilor performanţelor pe care elevii le-au obţinut.

Astfel, am constatat un nivel destul de slab al performanţelor pe care elevii le-au

obţinut la testele de aptitudini cognitiv-intelectuale. În raport cu amplitudinea teoretică

a scorurilor pe care elevii le-ar fi putut obţine la cele trei teste, valorile mediilor au fost

destul de scăzute 70

.

Performanţele relativ slabe la testele de aptitudini cognitive pe care le-a obţinut

lotul celor 78 de elevi au fost confirmate şi de valorile pozitive ale indicatorului de

asimetrie (coeficientul skewness), semnificând distribuţii asimetrice spre stânga, adică

spre zona scorurilor scăzute. Acest rezultat poate fi pus pe seama mai multor factori:

nivelul intelectual real al elevilor care au fost investigaţi, probabil relativ slab 71

sau

69

În cazul corelaţiei liniare dintre două variabile, calculată cu formula Bravais-Pearson,

mărimea efectului se exprimă prin indicatorul r 2. Acesta este cunoscut şi sub denumirea de

coeficient de determinare şi este considerat un indicator mai adecvat al mărimii efectului decât

valoarea corelaţiei în sine, deoarece ia valori sensibil mai mici decât cele ale coeficientului de

corelaţie r (Popa, 2008). Cohen (citat de Popa, 2008) a propus următoarele repere pentru

interpretarea semnificaţiei mărimii indicatorului r 2: 0.0196 (căruia îi corespunde un coeficient r

= 0.14) – efect mic; 0.1300 (r = 0.36) – efect moderat; 0.2600 (r = 0.50) – efect mare. 70

Media distribuţiei performanţelor pe care elevii le-au obţinut la testul de aptitudine

(semnificaţie) verbală a avut valoarea egală cu 13.98, mult mai scăzută în raport cu

amplitudinea teoretică a scorurilor (egală cu 51). La acest test, performanţele au fost destul de

omogene (apropiate între ele ca valoare şi strânse în jurul mediei), fapt indicat de valoarea

destul de scăzută a abaterii standard (s = 5.54). Aproximativ jumătate dintre cei 78 de elevi au

rezolvat corect, în limita celor patru minute alocate, mai puţin de 14 dintre cei 50 de itemi ai

testului de aptitudine verbală (mediana distribuţiei scorurilor a fost egală cu 14). Un singur elev

a rezolvat corect 30 de itemi, în timp ce 69 dintre cei 78 de elevi au revolvat corect cel mult 20

de itemi. Pentru celelalte două teste de aptitudini cognitive, am obţinut rezultate asemănătoare. 71

Trebuie să precizăm că elevii care au participat la studiul pe care l-am realizat au provenit

dintr-un liceu ieşean, cotat ca fiind destul de slab. Majoritatea dintre elevi au ajuns în acest liceu

în urma repartiţiei computerizate, în funcţie de mediile pe care le-au obţinut la examenul

naţional de capacitate. Chiar dacă unii dintre elevi aveau un nivel intelectual bun sau foarte bun

(pe care, probabil, nu şi-l cunoşteau), aceştia proveneau din mediul rural, unde nivelul de

stimulare intelectuală, în cadrul familiei şi, poate, în cadrul şcolii, ar putea fi insuficient sau

chiar absent (datorită unor factori economici şi socio-culturali), mascând potenţialul intelectual

real al acestora şi, implicit, performanţele reale la testele de abilităţi de care ar fi fost capabili.

De altfel, din discuţiile personale pe care le-am purtat cu profesorii diriginţi ai claselor la care

am administrat chestionarele şi testele, a rezultat că majoritatea dintre elevi a intrat în liceu cu

performanţe şcolare anterioare slabe sau foarte slabe şi că nivelul mediu al claselor era, în

223


lipsa de experienţă a elevilor în ceea ce priveşte completarea de teste de abilităţi

cognitiv-intelectuale cu limită de timp (teste care, de fapt, măsoară randamentul

cognitiv-intelectual) 72

.

De asemenea, ambele scale ale inventarului IAT, precum şi scorurile totale au

prezentat distribuţii cu o asimetrie pozitivă (de stânga) destul de pronunţată 73

. Aceste

date semnifică tendinţa elevilor din lotul studiat de a obţine scoruri scăzute (situate sub

mediile distribuţiilor) la cele două faţete ale anxietăţii faţă de testare. Tendinţa poate fi

asociată unui posibil efect de dezirabilitate socială în răspunsuri, la care se adaugă

absenţa presiunii din partea lucrărilor şi a tezelor semestriale percepută subiectiv de

către elevi, strâns legată de un nivel scăzut al expectanţelor legate de realizarea şcolară.

Se mai impune să precizăm că cercetările cu privire la validitatea testelor

psihologice au arătat că valoarea coeficientului de validitate de criteriu (corelaţia dintre

scorurile la testul a căreia validitate o evaluăm şi scorurile la criteriu) poate fi afectată

de diverse artefacte statistice care conduc, de regulă, la o subestimare a validităţii de

criteriu (Salgado, 2001). Dintre acestea, cele mai importante sunt:

volumul redus al eşantioanelor (loturilor) utilizate în studiile de validare;

valoarea scăzută a fidelităţii testului (predictorului) şi a criteriului;

valoarea redusă a dispersiei scorurilor la test, ca şi a scorurilor la criteriu (aşa-

numitul efect de restrângere a eşantionului – engl. sample/range restriction).

Primul şi ultimul dintre cele trei artefacte par să fi intervenit şi în cadrul studiului

pe care l-am realizat. Observaţiile pe care le-am făcut în paragraful anterior sunt

valabile şi pentru studiul corelaţiilor dintre scorurile la inventarul IAT şi performanţele

şcolare (mediile generale pe anul/semestrul şcolar anterior) ale elevilor.

II. CORELAŢIA CU PERFORMANŢELE ŞCOLARE

Back-ground empiric. Una dintre cele mai cuprinzătoare meta-analize care oferă

informaţii valoroase cu privire la relaţia dintre anxietatea faţă de testare şi performanţa

la testele de abilităţi cognitiv-intelectuale, respectiv performanţa şcolară/academică

este cea întreprinsă de Hembree (1988). Fiind interesat de cauzele, corelatele, efectele

şi de eficienţa tehnicilor de tratament ale anxietăţii faţă de testare, autorul a sintetizat

general, slab sau foarte slab. Totuşi, am identificat elevi care păreau să aibă un potenţial peste

medie, dar care prezentau, în schimb, unele tulburări de comportament, datorate unor condiţii

familiale particulare. 72 În timpul administrării testelor, am observat că mulţi dintre elevi nu citeau cu atenţie

instrucţiunile şi, prin urmare, nu păreau să fi înţeles foarte bine sarcina. Fiind întrebaţi dacă au

mai completat teste de inteligenţă (la şcoală sau într-un cabinet psihologic), mulţi dintre elevi au

răspuns negativ, ceea ce a fost asociat cu lipsa de experienţă a acestora, în rezolvarea de sarcini

cu timp impus (teste de performanţă) sau cu timp liber (scale, chestionare sau inventare). 73

Valorile indicatorului skewness pentru distribuţiile scorurilor la inventarul IAT au fost: 0.87 –

pentru scorurile totale, 0.92 – pentru scala Îngrijorare şi 0.70 – pentru scala Emotivitate.

224


datele publicate în 562 de studii nord-americane, publicate între anii 1952 şi 1986.

Măsurile colectate în cadrul acestor studii au inclus: anxietatea faţă de testare (şi

diversele componente ale acesteia), CI-ul, diverse aptitudini cognitiv-intelectuale,

performanţe la teste de memorie sau la sarcini de rezolvare de probleme administrate în

condiţii de laborator, precum şi diverse performanţe şcolare/academice.

Datele obţinute de Hembree (1988), în urma aplicării unor tehnici de calcul

specifice meta-analizei au indicat atât pentru populaţia de elevi de liceu, cât şi pentru

cea de studenţi de colegiu, corelaţii negative însă modeste ca valoare între scorurile la

anxietatea faţă de testare şi diverşi indicatori convenţionali ai realizării în plan

şcolar/academic.

Pentru populaţia de seniori de şcoală elementară, precum şi pentru cea de elevi

de liceu, valorile corelaţiilor între anxietatea faţă de testare şi indicatorii cantitativi ai

performanţelor la diverse discipline de studiu s-au prezentat după cum urmează: r = -

0.22 (corelaţia cu notele la matematică); r = - 0.24 (corelaţia cu performanţele legate de

practica limbii engleze); r = - 0.21 (corelaţia cu notele la disciplina ştiinţe naturale); r

= - 0.25 (corelaţia cu notele la disciplina ştiinţe sociale); r = - 0.12 (corelaţia cu notele

la limba străină); r = - 0.12 (corelaţia nivelul cunoştinţelor de mecanică).

Măsurile legate de funcţionarea cognitivă (aptitudini cognitiv-intelectuale +

achiziţii şcolare/academice) au corelat mai puternic cu scorurile la dimensiunea

Îngrijorare (r = - 0.31) decât cu scorurile la dimensiunea Emotivitate (r = - 0.15). De

asemenea, corelaţia între scorurile la factorul Îngrijorare şi notele la diverse cursuri a

fost uşor mai ridicată ca valoare (r = - 0.26) decât corelaţia notelor cu scorurile la

factorul Emotivitate (r = - 0.19).

Pentru elevii sau studenţii cu un nivel scăzut al abilităţilor cognitiv-intelectuale,

mărimile efectelor raportat de către Hembree (1988) au fost mai ridicate decât

mărimile efectelor raportate pentru elevii sau studenţii cu un nivel ridicat al abilităţilor

cognitiv-intelectuale. Aceasta înseamnă că nivelul abilităţilor cognitiv-intelectuale

reprezintă o variabilă moderatoare în raport cu relaţia dintre anxietatea faţă de testare şi

performanţa la testele cognitiv-intelectuale, respectiv performanţa şcolară/academică.

De asemenea, mărimile efectelor pentru relaţia dintre anxietatea faţă de testare şi

performanţa la testele cognitiv-intelectuale au diferit în funcţie de gradul de dificultate

a sarcinilor: au fost mai ridicate pentru sarcinile percepute ca fiind dificile şi mai

scăzute pentru sarcinile percepute ca fiind uşoare (Hembree, 1988).

Seipp (1991; citat de Zeidner, 1998) a efectuat o meta-analiză sintetizând 156 de

valori ale mărimilor efectelor obţinute în 126 de studii europene şi nord-americane,

publicate între 1975 şi 1988. Meta-analiza întreprinsă de Seipp a vizat exclusiv relaţia

dintre anxietatea faţă de testare şi performanţele şcolare/academice.

Mărimea efectului la nivelul populaţiei (media ponderată a valorilor tuturor

mărimilor efectelor) a fost egală cu – 0.21/ C.I. = [- 0.36; - 0.07] la pragul de încredere

de 95 %. În plus, pentru subpopulaţiile diferenţiate în funcţie de variabilele sex şi

apartenenţă culturală, au fost găsite mărimi ale efectelor comparabile ca valori.

225


La fel ca Hembree, Seipp (1991; citat de Zeidner, 1998) a găsit corelaţii mai

mari între scorurile la dimensiunea Îngrijorare şi performanţele şcolare/academice (r =

- 0.31) şi mai mici pentru dimensiunea Emotivitate (r = - 0.15).

Sintetizând datele oferite de cele două meta-analize pe care le-am citat,

Schwarzer (1990; citat de Zeidner, 19980) a găsit o mărime a efectului egală cu – 0.21

pentru relaţia dintre anxietatea faţă de testare şi performanţa la testele de abilităţi

cognitiv-intelectuale, respectiv performanţa şcolară/academică. Aceasta înseamnă că

anxietatea faţă de testare explică 4.4 % din varianţa performanţelor la testele de

abilităţi cognitiv-intelectuale, respectiv a performanţelor şcolare/academice.

Loturi. Datele cu privire la corelaţiile dintre scorurile la inventarul IAT şi

rezultatele şcolare provin din studiile realizate pe zece dintre cele 11 loturi de elevi de

liceu 74

(pentru descrierea caracteristicilor acestora, a se revedea Capitolul 5, punctul

A). Precizăm că, din fiecare lot în parte, nu toţi elevii au precizat media generală pe

care o obţinuseră în anul (semestrul) şcolar anterior. De aceea, efectivele de elevi care

au stat la baza corelaţiilor dintre scorurile la inventarul IAT şi mediile generale au fost

inferioare efectivelor totale ale loturilor.

Tabelul 43

Lot a

N

IAT-total

Îngrijorare

Emotivitate

II.1

192

0.11 **

0.05 **

0.14 **

II.3 156 0.25 ** 0.20 ** 0.24 **

III 149 - 0.07 ** - 0.17 ** - 0.008 **

V 116 - 0.21 ** - 0.26 ** - 0.15 **

VI 100 - 0.03 ** - 0.11 ** 0.01 **

VII 156 0.02 ** - 0.08 ** 0.07 **

VIII 68 0.06 ** - 0.02 ** 0.14 **

IX 337 - 0.13 ** - 0.15 ** - 0.08 **

* p < 0.05; ** p < 0.01; a indicativele loturilor coincid cu cele utilizate în Capitolul 5.

Rezultate. Tabelul 43 prezintă corelaţiile dintre scorurile pe care elevii le-au

obţinut la scalele inventarului IAT şi mediile generale pe care le obţinuseră în anul

şcolar anterior (pentru elevii de clasa a IX-a au fost luate în calcul mediile generale pe

care le obţinuseră în clasa a VIII-a).

Evaluat pentru ansamblul celor opt loturi, pattern-ul corelaţiilor dintre scorurile

la inventarul IAT şi mediile generale pe care elevii le obţinuseră în anul şcolar anterior

a fost inconsistent. Astfel, în timp ce unele corelaţii au fost negative (adică în sensul

aşteptat), altele au fost pozitive. Dintre cele 24 de corelaţii care au fost calculate, doar

74

Lotul II reprezentat de elevii de la Colegiul Economic-Administrativ din Iaşi este format din

trei subloturi, dintre care doar pentru două am dispus de date referitoare la rezultatele şcolare.

226


nouă au fost semnificative din punct de vedere statistic. Valorile corelaţiilor au fost

cuprinse între 0.008 şi 0.26 (mediana distribuţiei valorilor corelaţiilor = 0.11; media

corelaţiilor = 0.11).

Pentru patru dintre cele opt loturi, corelaţiile dintre scorurile totale la inventarul

IAT şi rezultatele şcolare (mediile generale pentru anul anterior) au fost negative şi au

avut valori cuprinse între 0.03 şi 0.21. În cazul a două dintre cele patru loturi de elevi

(loturile V şi IX), corelaţiile dintre scorurile totale la inventarul IAT şi mediile generale

pentru anul şcolar anterior au fost semnificative din punct de vedere statistic.

Pentru patru dintre cele opt loturi (loturile III, V, VI şi IX), valorile absolute ale

corelaţiilor dintre scorurile la scala Îngrijorare şi performanţele şcolare pe care elevii

le obţinuseră au fost mai ridicate decât valorile corelaţiilor dintre scorurile la scala

Emotivitate şi performanţele şcolare. Acest rezultat a fost în concordanţă cu datele

raportate în literatura de specialitate, potrivit cărora, dintre cele două dimensiuni ale

anxietăţii faţă de testare, Îngrijorarea este mai puternic legată de performanţele

şcolare/academice (Hembree, 1988; Spielberger, 1980; Zeidner, 1998).

Spre deosebire de pattern-ul corelaţiilor pentru scorurile totale la inventarul IAT

şi de cel pentru scala Emotivitate, patternul corelaţiilor dintre scorurile la scala

Îngrijorare şi performanţele şcolare a fost mai consistent. Astfel, pentru şase dintre

cele opt loturi, scorurile la scala Îngrijorare au corelat negativ (adică în sensul aşteptat)

cu performanţele şcolare. Pentru aceste loturi, valorile absolute ale corelaţiilor dintre

scorurile la scala Îngrijorare şi rezultatele şcolare au fost cuprinse între 0.02 şi 0.26.

Tabelul 44 prezintă corelaţiile dintre scorurile la inventarul IAT pe care elevii

din loturile I şi IV (vezi Capitolul 5) le-au obţinut şi mediile şcolare pe care le

obţinuseră în semestrul şcolar anterior (ambele studii au fost realizate în cel de-al

doilea semestru şcolar).

Tabelul 44

Lot a

N

IAT-total

Îngrijorare

Emotivitate

I

334

0.003

- 0.06

0.05

IV 47 - 0.16 - 0.21 - 0.07

a indicativele loturilor coincid cu cele utilizate în Capitolul 5.

Nici una dintre corelaţii nu a fost semnificativă din punct de vedere statistic.

Valorile absolute ale corelaţiilor dintre scorurile la inventarul IAT pe care le-au obţinut

elevii şi mediile generale pe care le obţinuseră pe semestrul şcolar anterior au fost

cuprinse între 0.003 şi 0.21, fiind comparabile cu valorile înregistrate în studiile care au

vizat corelaţiile cu mediile generale pe anul şcolar anterior.

Pentru lotul IV, valorile corelaţiilor dintre scorurile la inventarul IAT şi mediile

generale pe semestrul şcolar anterior au fost mai ridicate decât valorile înregistrate

pentru lotul I. Pe de altă parte, pentru lotul IV, corelaţia dintre scorurile la scala

227


Îngrijorare şi rezultatele şcolare pe care elevii le obţinuseră pe primul semestru a fost

mai ridicată decât corelaţia dintre scorurile la scala Emotivitate şi rezultatele şcolare.

Tabelul 45 prezintă corelaţiile dintre scorurile la inventarul IAT pe care le-au

obţinut elevii din toate cele opt loturi (vezi Capitolul 5) pentru care am dispus de

mediile generale pe anul anterior şi performanţele şcolare. Efectivul lotului total a fost

egal cu 1274 de elevi şi a provenit prin însumarea efectivelor 75

celor opt loturi (a se

calcula suma valorilor de pe cea de-a doua coloană din Tabelul 43).

Tabelul 45

Scale

Lot total (N = 1274)

Fete (N = 789)

Băieţi (N = 485)

IAT-total - 0.06 * - 0.14 ** - 0.10 *

Îngrijorare - 0.21 ** - 0.25 ** - 0.25 **

Emotivitate 0.004 - 0.09 ** - 0.02

* p < 0.05; ** p < 0.01

Pentru lotul total, corelaţia dintre scorurile totale la inventarul IAT şi

performanţele şcolare a fost negativă, dar, deşi a fost semnificativă din punct de vedere

statistic, a avut o valoare foarte scăzută (deoarece r 2 = 0.0036, mărimea efectului a fost

neglijabilă).

Corelaţia dintre scorurile la scala Îngrijorare şi performanţele şcolare a fost

negativă, semnificativă din punct de vedere statistic şi a indicat o legătură de intensitate

scăzută spre modestă. Corelaţia scorurilor la scala Emotivitate cu performanţele şcolare

a fost pozitivă (adică în sensul contrar celui aşteptat), nesemnificativă din punct de

vedere statistic şi a indicat o legătură neglijabilă. Aşadar, din nou scala Îngrijorare a

prezentat o relaţie mai consistentă cu performanţele şcolare.

Pentru fiecare dintre subloturile de elevi diferenţiate în funcţie de variabila sex,

corelaţiile dintre scorurile la inventarul IAT şi rezultatele şcolare au fost negative şi

semnificative din punct de vedere statistic. Pentru fete, valorile absolute ale corelaţiilor

au fost uşor mai ridicate decât cele înregistrate în cazul băieţilor. De altfel, în cazul

fetelor, pattern-ul corelaţiilor dintre scorurile la inventarul IAT şi performanţele şcolare

a fost cel mai consistent.

Pentru ambele sexe, scorurile la scala Îngrijorare au înregistrat aceeaşi valoare

absolută a corelaţiei cu performanţele şcolare. Această valoare a indicat o legătură de

intensitate scăzută spre modestă şi a fost mult mai ridicată decât valorile corelaţiilor

dintre scorurile la scala Emotivitate şi performanţele şcolare.

Lotul total de elevi pentru care am dispus de mediile generale pe anul şcolar

anterior a fost diferenţiat în funcţie de variabila clasă şcolară. Tabelul 46 prezintă,

75

Efectivul fiecăruia dintre loturi se referă la numărul de elevi pentru care am dispus simultan

de scorurile la inventarul IAT şi de mediile generale pe anul şcolar anterior.

228


separat pentru fiecare clasă şcolară, corelaţiile dintre scorurile la inventarul IAT şi

performanţele şcolare.

Tabelul 46

Variabile

Clasa a IX-a

(N = 353)

Clasa a X-a

(N = 357)

Clasa a XI-a

(N = 285)

Clasa a XII-a

(N = 279)

IAT-total

- 0.11 **

- 0.11 **

- 0.17 **

0.09

Îngrijorare - 0.23 ** - 0.30 ** - 0.30 ** - 0.11 *

Emotivitate - 0.05 ** - 0.04 ** - 0.11 ** 0.19 *

* p < 0.05; ** p < 0.01

Constatăm un pattern consistent al corelaţiilor dintre scorurile la inventarul IAT

şi performanţele şcolare. Cu excepţia corelaţiilor dintre scorurile totale la inventarul

IAT şi scorurile la scala Emotivitate, respectiv performanţele şcolare pentru sublotul

elevilor de clasa a XII-a, toate celelalte corelaţii au fost negative, adică în sensul

aşteptat. Valorile absolute ale corelaţiilor au fost cuprinse între 0.04 şi 0.30 (mediana

distribuţiei corelaţiilor = 0.11; media corelaţiilor = 0.15), indicând legături foarte slabe,

slabe sau modeste.

Cele mai ridicate valori ale corelaţiilor dintre scorurile la inventarul IAT şi

performanţele şcolare s-au înregistrat pentru sublotul de elevi de clasa a XI-a. Pentru

acest sublot, toate corelaţiile au fost negative. Corelaţia performanţelor şcolare cu

scorurile la scala Îngrijorare a avut o valoare mai ridicată decât corelaţia cu scorurile la

scala Emotivitate. În plus, a fost semnificativă din punct de vedere statistic, deşi a

indicat o legătură modestă. Corelaţia dintre scorurile totale la inventarul IAT şi

performanţele şcolare a fost negativă, semnificativă din punct de vedere statistic, dar a

avut o valoare scăzută.

Pentru subloturile de elevi de clasa a IX-a şi a X-a, corelaţiile dintre scorurile la

scala Emotivitate şi performanţele şcolare au avut valori mai mici comparativ cu

valorile înregistrate pentru corelaţiile dintre scorurile la scala Îngrijorare şi

performanţele şcolare. Pentru scala Emotivitate, corelaţiile au fost negative,

nesemnificative din punct de vedere statistic şi au indicat legături neglijabile cu

performanţele şcolare. Pentru scala Îngrijorare, corelaţiile au fost negative,

semnificative din punct de vedere statistic şi au indicat legături modeste cu

performanţele şcolare. Pentru subloturile de elevi de clasa a IX-a şi a X-a, corelaţiile

dintre scorurile totale la inventarul IAT şi performanţele şcolare au avut aceeaşi

valoare (r = 0.11) şi au fost semnificative din punct de vedere statistic.

Pentru sublotul de elevi de clasa a XII-a, pattern-ul corelaţiilor dintre scorurile la

inventarul IAT şi performanţele şcolare a fost inconsistent. Astfel, doar corelaţia dintre

scorurile la scala Îngrijorare şi performanţele şcolare a fost negativă (adică în sensul

aşteptat), însă a fost nesemnificativă din punct de vedere statistic şi a avut o valoare

foarte scăzută. În schimb, corelaţia dintre scorurile la scala Emotivitate şi

229


performanţele şcolare a fost pozitivă, semnificativă din punct de vedere statistic şi a

avut o valoare scăzută. De asemenea, corelaţia scorurilor totale la inventarul IAT cu

rezultatele şcolare a fost pozitivă, dar nesemnificativă din punct de vedere statistic şi de

intensitate foarte scăzută.

Discuţii. Relaţia dintre scorurile la inventarul IAT (şi, în general vorbind, nivelul

anxietăţii faţă de testare stabilit prin administrarea diverselor instrumente care există

pentru evaluarea acesteia) şi performanţele şcolare trebuie evaluată din perspectiva

criteriului referitor la performanţele şcolare. Rareori acesta este obiectiv, adică

neafectat de distorsiunile care apar în evaluarea nivelului achiziţiilor şcolare de

ansamblu sau la diferite discipline, realizată de către profesori.

Variabilitatea aprecierilor cu privire la rezultatele şcolare constituie obiectul a

numeroase investigaţii în domeniul tehnologiei evaluării rezultatelor şcolare. Se

vorbeşte despre o variabilitate interindividuală (între profesori) în aprecierea

rezultatelor şcolare, precum şi de o variabilitate intraindividuală (la unul şi acelaşi

profesor, în momente diferite). Docimologii au relevat prezenţa, în aprecierile şcolare

ale profesorilor, a unor efecte distorsionante care le afectează gradul de obiectivitate şi

de precizie, dintre care cel mai des citate în literatura de specialitate sunt (Cucoş, 2000):

efectul de ,,halo” (efectul ,,blând” şi ,,eroarea de generozitate”), efectul Pygmalion,

,,ecuaţia personală a evaluatorilor (profesorilor), efectul de contrast, efectul de ordine.

Toate aceste distorsiuni evaluative posibile trebuie luate în calcul, atunci când evaluăm,

gradul de obiectivitate a criteriului referitor la performanţele şcolare, operaţionalizat sub

forma notelor (mediilor) la diverse discipline sau a mediilor generale (semestriale sau

anuale). Obiectivitatea criteriului referitor la mediile generale (semestriale sau anuale)

trebuie evaluată şi din perspectiva diferenţelor care există între diferitele unităţi de

învăţământ (de exemplu, între colegiile şi liceele ,,de top”, respectiv grupurile şcolare

industriale) sau profile educaţionale în ceea ce priveşte performanţele şcolare 76

.

Aceste diferenţe pot reflecta ,,o cultură internă a evaluării”, în relaţie directă cu

imaginea publică a unităţilor de învăţământ şi cu cerinţele impuse de piaţa

educaţională. Astfel, în timp ce în unele licee (colegii) cotate ca fiind ,,de top”,

standardele de notare sunt foarte exigente, în altele (fie ele teoretice, fie grupuri

şcolare) notarea elevilor poate fi mai lejeră. Ea poate fi practicată după principii de

genul: ,,Trebuie să apărem bine în faţa celorlalte licee !” sau ,,Ce să le facem elevilor

? Şi aşa nivelul este foarte slab !”.

76

Precizăm că şi în cazul studiilor pe care le-am efectuat, loturile de elevi au provenit atât din

licee (colegii) cotate ca fiind ,,de top” (de exemplu, Liceul Teoretic ,,Vasile Alecsandri” din

Galaţi sau Colegiul Naţional ,,A. T. Laurian” din Botoşani), licee (colegii) cotate ca fiind bune

(de exemplu, Liceul Teoretic ,,Vasile Alecsandri” sau Colegiul Economic-Administrativ din

Iaşi), cât şi din grupuri şcolare cotate ca fiind mai puţin bune (de exemplu, Grupul Şcolar de

Construcţii ,,Anghel Saligny” din Galaţi, Grupul Şcolar ,,Ştefan Procopiu” sau Grupul Şcolar

Agricol ,,Mihail Kogălniceanu” din Iaşi).

230


Pattern-ul inconsistent al corelaţiilor dintre scorurile elevilor la inventarul IAT şi

performanţele şcolare pe care l-au evidenţiat datele studiilor noastre trebuie evaluat

ţinând cont de:

Posibilul efect moderator din partea unor variabile pe care nu le-am vizat în

cadrul studiilor noastre. Ne referim la nivelul aptitudinii mentale generale sau al

diverselor aptitudini speciale în rândul elevilor şi mai ales la tipul şi formatul

sarcinilor utilizate în vederea evaluării nivelului achiziţiilor şcolare (de exemplu:

ascultarea la tablă/în bancă vs. teste scrise şi teze semestriale; evaluarea pe bază

de portofolii pe care elevii le primesc ca teme pentru acasă; evaluarea în scris

sub forma testelor docimologice vs. evaluarea în scris sub forma eseurilor sau a

unor subiecte analitice, etc.);

Faptul că mediile generale pe un semestru sau an şcolar maschează unele

diferenţe (uneori mari) între performanţele la diverse discipline care pot corela

diferit cu nivelul anxietăţii faţă de situaţiile evaluative.

7.5. Structura factorială a versiunii în limba română a inventarului IAT

I. ELEVI

I.1. LOTUL GENERAL

În demersul construcţiei şi dezvoltării inventarului TAI, au fost urmărite două

obiective (Spielberger, 1980):

construirea unui instrument concis şi obiectiv, bazat pe auto-raportare, care să

coreleze puternic cu răspunsurile la alte instrumente utilizate în vederea evaluării

anxietăţii faţă de de testare;

utilizarea tehnicii analizei factoriale, în vederea identificării scalelor care

măsoară Îngrijorarea şi Emotivitatea, ca dimensiuni distincte ale anxietăţii faţă

de testare.

În construcţia inventarului TAI, Spielberger (1980) a pornit de la un ansamblu de

itemi, dintre care unii au fost preluaţi din scalele deja existente, iar alţii au fost

formulaţi, astfel încât să coteze pentru o dimensiune cognitivă (factorul Îngrijorare)

sau pentru una emoţională (factorul Emotivitate). Combinând analiza de itemi cu

analiza factorială, autorul a ajuns la setul celor 20 de itemi, pe care l-a supus unei

analize factoriale confirmatorie (eşantionul a inclus 1449 de studenţi în ultimul an de

colegiu, dintre care 654 de sex masculin şi 795 de sex feminin). Rezultatele acestei

analize au confirmat gruparea a 16 dintre itemi în cele două dimensiuni de la care a

pornit construcţia inventarului.

Datele raportate în mai multe studii au confirmat structura bifactorială

identificată de Spielbeger (1980). Astfel, Hedl (1982) a factorializat răspunsurile unui

număr de 543 de studenţi americani din trei colegii metropolitane la inventarele TAI,

231


respectiv STAI-Y1 (Scala pentru evaluarea anxietăţii stare – Spielberger, 1983).

Dintre participanţi, 343 au completat STAI-Y1 de două ori. Datele pe care le-a obţinut

au evidenţiat cei doi factori ai inventarului TAI, pe care i-a propus Spielberger (1980).

Reunind itemii inventarului TAI cu cei din STAI-Y1 şi factorializând ansamblul

rezultat, Hedl (1982) a identificat trei factori, dintre care unul corespundea anxietăţii

faţă de testare, iar ceilalţi doi erau legaţi de cele două administrări ale inventarului

STAI-Y1. Când nivelul anxietăţii-stare (măsurat cu STAI-Y1) a fost menţinut constant,

analiza factorială a evidenţiat doi factori legaţi mai degrabă de componentele

Îngrijorare şi Emotivitate ale anxietăţii-stare decât de cele două ocazii diferite, în care

subiecţii cu completat STAI-Y1.

În selecţia soluţiilor factoriale, Hedl (1982) a utilizat trei criterii: soluţia să fie

una simplă, să aibă sens din punct de vedere al semnificaţiilor constructelor

psihologice şi să fie stabilă pentru subiecţii de cele două sexe (engl. invariance across

sex). Pornind de la aceste criterii, Hedl (1982) a demonstrat validitatea discriminantă a

celor două scale ale inventarului TAI, adică faptul că acestea măsoară cele două

dimensiuni ale anxietăţii faţă de testare.

Ware, Galassi şi Harris-Dew (1990) au administrat inventarul TAI unui număr

de 752 studenţi americani la colegiu (200 de sex masculin şi 542 de sex feminin).

Autorii au comparat patru modele: un model oblic cu doi factori, un model ortogonal

cu doi factori, un model cu un singur factor, respectiv un model nul (care pornea de la

premisa că itemii inventarului nu se pot grupa în factori care să descrie anumite

variabile latente). Rezultatele au indicat clar superioritatea modelului cu doi factori

oblici, amintind de observaţiile făcute de Herrmann, Liepmann şi Otto (1987),

respectiv de Zeidner (1998). Potrivit acestora, factorii Îngrijorare şi Emotivitate

corelează pozitiv unul cu celălalt. Modelul oblic cu doi factori obţinut de către Ware,

Galassi şi Harris-Dew (1990) a fost stabil în funcţie de variabila sex. Saturaţiile

itemilor în cei doi factori, respectiv covarianţele între factori au avut valori foarte

apropiate pentru sublotul subiecţilor de sex feminin, respectiv pentru cel al subiecţilor

de sex masculin.

Pornind de la răspunsurile celor 1914 elevi de liceu, ale căror protocoale au fost

incluse în prelucrările finale, am efectuat o analiză factorială exploratorie. Datele au

fost factorializate utilizându-se opţiunile programului SPSS 10.00 for Windows.

În literatura privitoare la anxietatea faţă de testare (şi nu numai la această topică),

cei mai mulţi autori care au apelat la tehnica analizei factoriale au utilizat aplicaţiile

AMOS (ajunsă, în acest moment, la cea de-a 16-a versiune) sau LISREL (ajunsă la cea

de-a opta versiune), ambele dezvoltate de Corporaţia SPSS Inc. Aceste aplicaţii permit

generarea unor modele bazate pe ecuaţii structurale, precum şi extinderea procedurilor

de analiză multivariată (analiza de varianţă, regresia, analiza factorială). Pentru fiecare

dintre aceste tehnici, cele două aplicaţii oferă posibilitatea obţinerii unor indici, prin

care cercetătorul poate evalua măsura în care modelele rezultate sunt potrivite datelor

de start şi poate compara modelele între ele (de exemplu, poate stabili dacă un model

232


cu k factori oblici este superior unuia cu k factori ortogonali). Aceştia sunt: chi-square

(χ 2), root mean square error of approximation (RMSEA), relative noncentrality index

(RNI) şi normed fit index (NFI). Aplicaţia SPSS nu permite calculul acestor indici,

motiv pentru care ne-am limitat la cei pe care îi oferă.

În vederea extragerii factorilor, am utilizat metoda descompunerii în componente

principale. Am pornit de la ipoteza ortogonalităţii factorilor Îngrijorare şi Emotivitate

utilizând, în vederea rotaţiei acestora, opţiunea varimax. Pentru selecţia numărului de

factori, am utilizat criteriul lui Cattell (engl. scree plot) (vezi Labăr, 2008).

În programul SPSS, a fost specificată opţiunea uzuală eigenvalues over 1.00.

Bifarea acestei opţiuni conduce la extragerea unui număr de factori egal cu numărul de

variabile introduse în analiză, dintre care vor fi reţinuţi şi analizaţi în continuare doar

acei factori ale căror valori proprii/engl. eigenvalues (procent din varianţa comună a

itemilor pe care îl explică) sunt egale cu sau mai mari decât 1.00. Pe de altă parte, Spielberger (1980) a utilizat valoarea 0.40 ca prag de selecţie a

itemilor, incluzând în versiunea finală a inventarului TAI numai acei itemi care au

prezentat saturaţii peste acest prag în factorul Îngrijorare sau în factorul Emotivitate.

Acelaşi prag a fost utilizat şi de noi, în vederea selecţiei itemilor şi alocării acestora pe

factori.

Valorile pe care le-am obţinut pentru testele Kaiser-Meyer-Olkin/KMO (0.95) şi

Bartlett (χ 2

= 13101.18, p < 0.00001) 77

au justificat aplicarea unei proceduri de

reducere a datelor (analiză factorială).

Tabelul 47 prezintă matricea corelaţiilor între itemii inventarului IAT. Toate cele

190 de corelaţii (2

20C ) au fost semnificative din punct de vedere statistic. Valorile

acestora au fost cuprinse între 0.11 şi 0.56 (media distribuţiei coeficienţilor = 0.32,

mediana = 0.32). Valorile corelaţiilor între itemii inventarului TAI, pe care le-am

obţinut, ca şi valoarea determinantului matricei de corelaţii (δ = 0.0103) 78

au

demonstrat absenţa multicoliniarităţii (corelaţii foarte ridicate între variabile) şi a

singularităţii (variabile perfect corelate între ele) (Labăr, 2008).

77

Kaiser-Meyer-Olkin/KMO (Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling Adequacy) şi

indicatorul Bartlett pentru evaluarea sfericităţii (Bartlett’s test of sphericity) sunt două teste

statistice prin care putem evalua gradul de asociere a variabilelor pe care urmează să le

introducem în analiză (Labăr, 2008). Primul verifică ipoteza potrivit căreia matricea de corelaţii

între variabilele de start este o matrice-identitate (variabilele corelează doar cu ele însele,

valorile corelaţiilor cu celelalte variabile fiind apropiate de sau egale cu zero). Pentru a fi

justificată analiza factorială, matricea de corelaţii nu trebuie să fie o matrice-identitate. Cel de-

al doilea indicator arată gradul de adecvare a eşantionului de variabile în raport cu modelul

factorial care urmează a fi extras. Valori mari (pentru testul KMO, apropiată de 1.00) şi

semnificative din punct de vedere statistic pentru ambele teste sunt un argument în favoarea

existenţei unor factori, adică a legitimităţii analizei factoriale pe care urmează să o întreprindem

pornind de la datele respective. 78

Pentru a nu exista multicoliniaritate sau singularitate, valoarea determinantului matricei de

corelaţii între variabile trebuie să fie situată peste 0.00001 (cf. Labăr, 2008).

233


Aplicând criteriul lui Cattell (Figura 7.4.), am reţinut, în urma rotaţiei, doi

factori. Aceştia au explicat împreună 44.33 % din varianţa comună a scorurilor la cei

20 de itemi de la analiza cărora am pornit. Valorile proprii pentru cei doi factori au

fost: 5.21 (factorul I), respectiv 3.65 (factorul II). Primul dintre factori a explicat 26.05

% din varianţa comună a itemilor, iar cel de-al doilea 18.27 %.

Comunalităţile itemilor (vezi Tabelul 48 ) au variat între 0.26 şi 0.59 (media

distribuţiei comunalităţilor = 0.44, mediana = 0.45). Din acelaşi tabel, se poate constata

că itemii 1, 2, 8-13, 15, 16, 18 şi 19 au tins să se grupeze în factorul I (valori ale

0saturaţiilor în acest factor superioare pragului de 0.40 79

, respectiv valori scăzute ale

saturaţiilor în factorul II 80

). Dintre aceştia, itemii 2, 8-11, 15, 16 şi 18 au fost propuşi

de Spielberger (1980), pe baza analizelor factoriale pe care le-a întreprins, ca

operaţionalizând factorul Emotivitate.

factori extrasi

2019181716151413121110987654321

Val

ori

pro

pri

i (e

igen

val

ues

)

8,0

7,87,6

7,4

7,27,0

6,8

6,66,4

6,2

6,05,8

5,6

5,45,2

5,0

4,84,6

4,4

4,24,0

3,8

3,6

3,43,2

3,0

2,82,6

2,4

2,22,0

1,8

1,61,4

1,2

1,0,8

,6

,4,2

0,0

Figura 7.4.

79 Acestea au fost situate între 0.48 şi 0.75.

80 Valorile absolute ale saturaţiilor în cel de-al doilea factor extras au fost cuprinse între 0.01 şi 0.22.

234

Tab

elul

47

Item

i 1.

2.

3.

4.

5.

6.

7.

8.

9.

10

. 11

. 12

. 13

. 14

. 15

. 16

. 17

. 18

. 19

. 20

.

1.

- 0.

39 *

* 0.

23 *

* 0.

31 *

* 0.

16 *

* 0.

15 *

0.

28 *

* 0.

27 *

* 0.

31 *

* 0.

28 *

* 0.

38 *

* 0.

32**

0.

23 *

* 0.

27 *

* 0.

38 *

* 0.

29 *

* 0.

27 *

* 0.

27 *

* 0.

25 *

* 0.

32 *

*

2.

-

0.31

**

0.35

**

0.17

**

0.22

**

0.34

**

0.35

**

0.40

**

0.39

**

0.45

**

0.38

**

0.28

**

0.28

**

0.45

**

0.35

**

0.29

**

0.35

**

0.31

**

0.38

**

3.

- 0.

36 *

* 0.

32 *

* 0.

24 *

* 0.

50 *

* 0.

20 *

* 0.

28 *

* 0.

32 *

* 0.

34 *

* 0.

26 *

* 0.

20 *

* 0.

32 *

* 0.

39 *

* 0.

24 *

* 0.

37 *

* 0.

26 *

* 0.

31 *

* 0.

38 *

*

4.

-

0.26

**

0.28

**

0.43

**

0.31

**

0.36

**

0.36

**

0.37

**

0.28

**

0.26

**

0.33

**

0.45

**

0.29

**

0.33

**

0.31

**

0.26

**

0.46

**

5.

- 0.

24 *

* 0.

33 *

* 0.

19 *

* 0.

18 *

* 0.

22 *

* 0.

22 *

* 0.

11 *

* 0.

20 *

* 0.

37 *

* 0.

25 *

* 0.

11 *

* 0.

34 *

* 0.

19 *

* 0.

16 *

* 0.

28 *

* 6.

- 0.

29 *

* 0.

21 *

* 0.

25 *

* 0.

25 *

* 0.

26 *

* 0.

19 *

* 0.

20 *

* 0.

26 *

* 0.

28 *

*

0.1

7 **

0.

23 *

* 0.

21 *

* 0.

16 *

* 0.

36 *

*

7.

- 0.

30 *

* 0.

34 *

* 0.

37 *

* 0.

37 *

* 0.

28 *

* 0.

24 *

* 0.

43 *

* 0.

45 *

* 0.

34 *

* 0.

45 *

* 0.

32 *

* 0.

36 *

* 0.

48 *

*

8.

-

0.43

**

0.31

**

0.43

**

0.28

**

0.31

**

0.27

**

0.41

**

0.31

**

0.25

**

0.32

**

0.28

**

0.32

**

9.

- 0.

47 *

* 0.

49 *

* 0.

35 *

* 0.

33 *

* 0.

30 *

* 0.

48 *

* 0.

47 *

* 0.

30 *

* 0.

41 *

* 0.

38 *

* 0.

41 *

*

10.

-

0.44

**

0.34

**

0.28

**

0.33

**

0.44

**

0.38

**

0.37

**

0.36

**

0.39

**

0.42

**

11.

- 0.

42 *

* 0.

35 *

* 0.

34 *

* 0.

56 *

* 0.

45 *

* 0.

34 *

* 0.

46 *

* 0.

40 *

* 0.

46 *

* 12

.

- 0.

22 *

* 0.

23 *

* 0.

36 *

* 0.

37 *

* 0.

30 *

* 0.

35 *

* 0.

34 *

* 0.

34 *

*

13.

- 0.

28 *

* 0.

40 *

* 0.

26 *

* 0.

25 *

* 0.

34 *

* 0.

28 *

* 0.

31 *

*

14.

-

0.46

**

0.27

**

0.52

**

0.28

**

0.31

**

0.42

**

15.

- 0.

49 *

* 0.

42 *

* 0.

48 *

* 0.

40 *

* 0.

49 *

*

16.

-

0.34

**

0.47

**

0.40

**

0.37

**

17.

- 0.

32 *

* 0.

32 *

* 0.

39 *

* 18

.

- 0.

41 *

* 0.

41 *

*

19.

- 0.

40 *

*

20.

-

*p <

0.0

5; *

* p

< 0

.01

235


Itemul 1 (,,În timpul examenelor/testelor, am un sentiment de încredere şi sunt

relaxat, -ă”) a prezentat o saturaţie moderată ca valoare în primul factor şi una scăzută

în cel de-al doilea factor. Prin conţinutul său explicit, itemul trimite clar către factorul

Emotivitate.

Itemul 12 (,,Mi-aş dori ca examenele/testele să nu mă mai perturbe atât de

mult”) a prezentat o saturaţie mult mai ridicată în primul dintre factorii extraşi (pe care

noi l-am apropiat de emotivitate) decât în cel de-al doilea (pentru cel de-al doilea

factor, saturaţia a fost chiar foarte scăzută ca valoare).

Itemul 13 (,,În timpul examenelor/testelor importante, mă simt atât de

încordat(ă,) încât am dureri de stomac”) se referă la reacţiile somatice supărătoare care

sunt expresia emoţiilor disfuncţionale pe care un elev le poate experimenta, atunci când

se confruntă cu o situaţie evaluativă. Saturaţia acestui item în factorul I a fost ceva mai

scăzută comparativ cu saturaţiile itemilor 1, 2, 8-12, 15, 16, 18 şi 19, însă situată

deasupra limitei de selecţie. Saturaţia itemului în cel de-al doilea factor a fost inferioară

limitei de selecţie şi mult mai scăzută decât saturaţia în primul dintre factorii pe care i-

am extras.

Tabelul 48

Itemi m s Skewness Kurtosis Factori

Comunalităţi I II

1. 2.74 0.85 - 0.49 - 0.27 0.50 a

0.20 0.30

2. 2.24 0.88 0.38 - 0.50 0.61 0.22 0.42

3. 1.78 0.91 1.01 0.11 0.23 0.62 0.44

4. 1.77 0.86 0.99 0.31 0.38 0.50 0.40

5. 1.42 0.81 1.97 2.95 - 0.001 0.70 0.49

6. 1.78 0.88 0.96 0.14 0.17 0.48 0.26

7. 1.76 0.87 1.02 0.30 0.31 0.66 0.55

8. 1.87 0.91 0.86 - 0.07 0.56 0.18 0.35

9. 2.15 0.98 0.49 - 0.75 0.69 0.19 0.52

10. 1.95 0.96 0.74 - 0.45 0.56 0.33 0.43

11. 2.11 0.94 0.52 - 0.59 0.70 0.26 0.57

12. 2.59 1.13 - 0.03 - 1.40 0.61 0.12 0.38

13. 1.45 0.82 1.83 2.41 0.46 0.23 0.27

14. 1.53 0.80 1.50 1.58 0.24 0.67 0.51

15. 1.78 0.89 1.00 0.19 0.64 0.41 0.59

16. 2.52 0.99 0.13 - 1.05 0.69 0.11 0.50

17. 1.87 0.92 0.81 - 0.25 0.29 0.63 0.48

18. 2.29 1.03 0.34 - 1.02 0.65 0.18 0.46

19. 2.21 1.01 0.40 - 0.94 0.56 0.24 0.38

20. 1.96 0.97 0.76 - 0.42 0.48 0.52 0.51

236


a Valorile scrise cu cifre îngroşate reprezintă saturaţiile corespunzătoare itemilor care au fost

reţinuţi pentru

fiecare factor în parte.

Itemii 15 (,,În timpul unui examen/test important, mă simt foarte panicat, -ă”) şi

16 (,,Îmi fac foarte multe griji înaintea unui examen/test important”) au prezentat

saturaţii moderate spre ridicate în factorul I (pe care l-am apropiat de faţeta anxietăţii

faţă de testare referitoare la Emotivitate), respectiv saturaţii (mai) scăzute în factorul II.

Dacă primul dintre cei doi itemi se referă clar prin conţinutul său la factorul

Emotivitate, cel de-al doilea pare să vizeze mai degrabă factorul Îngrijorare.

Itemul 19 (,,După terminarea unui examen/test, încerc să nu-mi mai fac griji în

privinţa lui, dar nu pot”) a prezentat o saturaţie moderată ca valoare în factorul I,

respectiv o saturaţie mult mai scăzută în factorul II. Spielberger (1980) nu a inclus

acest item în nici unul dintre cei doi factori pe care i-a extras, deşi saturaţiile itemului

în factorul I (la Spielberger, Emotivitatea) au fost 0.51 – pentru sublotul de studenţi de

sex masculin, respectiv 0.48 – pentru sublotul de studenţi de sex feminin, iar saturaţiile

în factorul II (Îngrijorare) au fost 0.42 – pentru sublotul de studenţi de sex masculin,

respectiv 0.38 – pentru cel de studenţi de sex feminin. Prin conţinutul său, itemul 19 se

referă clar la factorul Îngrijorare. De aceea, am abordat cu circumspecţie saturaţia

itemului în primul dintre cei doi factori pe care i-am extras.

Din valorile saturaţiilor prezentate în Tabelul 48, se poate constata că itemii 3-7,

14 şi 17 au tins să se grupeze în factorul II (valori ale saturaţiilor în acest factor

cuprinse între 0.48 şi 0.70, respectiv valori ale saturaţiilor în factorul I cuprinse între -

0.001 şi 0.38). Toţi itemii pe care i-am enumerat mai sus, la care se adaugă itemul 20,

au fost incluşi de Spielberger (1980) în factorul Îngrijorare.


concentrez în timpul examenelor/testelor”), 5 (,,În timpul examenelor/testelor, mă

surprind gândindu-mă dacă voi ajunge să termin vreodată şcoala”), 7 (,,Gândul că voi

obţine un rezultat slab mă împiedică să mă concentrez în timpul examenelor/testelor”),

14 (,,În timpul examenelor/testelor importante, mă gândesc numai la eşec”) şi 17 („În

timpul examenelor/testelor, mă surprind gândindu-mă la consecinţele eşecului”)

vizează preocupările legate de eşec, pe care le poate avea subiectul anxios – unul dintre

aspectele care au fost incluse de Liebert şi Morris (1967) în descrierea factorului

Îngrijorare.

În fine, itemul 20 (,,În timpul examenelor/testelor, devin atât de agitat/-ă, încât

uit şi ceea ce ştiu într-adevăr”) a prezentat valori apropiate ale saturaţiilor în cei doi

factori, ambele saturaţii având valori moderate.

În concluzie, datele pe care le-am obţinut în urma analizei factoriale pe care am

efectuat-o pe lotul general de elevi de liceu au confirmat, în cea mai mare parte,

tendinţa de grupare a itemilor versiunii în limba română a inventarului TAI în cele

două componente ale anxietăţii faţă de testare: Emotivitatea şi Îngrijorarea.

237


I.2. LOTURILE DIFERENŢIATE ÎN FUNCŢIE DE VARIABILA SEX

Tabelul 49 prezintă matricea corelaţiilor între itemii inventarului IAT pentru

fiecare dintre subloturile de elevi diferenţiate în funcţie de variabila sex.

Pentru sublotul băieţilor, toate corelaţiile dintre itemii inventarului IAT au fost

semnificative din punct de vedere statistic. Valorile acestora au fost cuprinse între 0.10

şi 0.50 (media distribuţiei coeficienţilor = 0.28, mediana = 0.29).

Comunalităţile itemilor (a se vedea Tabelul 50) au variat între 0.20 şi 0.55

(media distribuţiei comunalităţilor = 0.39, mediana = 0.40).

Pentru sublotul format din fete, din nou toate corelaţiile dintre itemii inventarului

IAT au fost semnificative. Valorile acestora au fost cuprinse între 0.12 şi 0.57 (media

distribuţiei coeficienţilor = 0.33, mediana = 0.33). Comunalităţile itemilor au variat

între 0.27 şi 0.61 (media = 0.44, mediana = 0.45). Se poate constata că, în cazul fetelor,

valorile corelaţiilor dintre itemii inventarului IAT, ca şi cele ale comunalităţilor au

manifestat tendinţa de a fi mai ridicate decât valorile înregistrate pentru sublotul de

băieţi.

Pentru lotul băieţilor, cei doi factori extraşi au explicat împreună 39.61 % din

varianţa comună a itemilor. Valorile proprii ale celor doi factori au fost: 4.27 (factorul

I), respectiv 3.65 (factorul II). Primul dintre factori a explicat 21.35 % din varianţa

comună a itemilor, iar cel de-al doilea 18.26 %.

Pentru lotul reprezentat de fete, cei doi factori care au fost extraşi au explicat

împreună 45.31 % din varianţa comună a itemilor. Valorile proprii factorilor au fost:

factorul I – 5.15/a explicat 25.79 % din varianţa comună a itemilor; factorul II – 3.90/a

explicat 19.52 % din varianţa comună a itemilor.

Pattern-ul saturaţiilor itemilor în cei doi factori a fost asemănător pentru sublotul

reprezentat de fete şi cel al băieţilor. Astfel, pentru ambele sexe, itemii 1, 2, 9-12, 15,

16, 18 şi 19 au prezentat saturaţii moderate sau ridicate în primul dintre cei doi factori

extraşi şi scăzute sau foarte scăzute în cel de-al doilea.

Pentru sublotul reprezentat de fete, itemii 8 şi 13 au prezentat, de asemenea, saturaţii

moderate ca valoare în primul factor (pe care l-am apropiat de Emotivitate). Acestea au fost

mult mai mari decât saturaţiile în cel de-al doilea dintre factori. În cazul băieţilor, itemii 8

şi 13 au prezentat în ambii factori saturaţii nu foarte depărtate între ele, dar a căror valori s-

au situat sub limita de selecţie (= 0.40).

La rândul lor, itemii 3-7, 14 şi 17 au prezentat saturaţii moderate sau ridicate în

cel de-al doilea dintre factorii extraşi (acest factor a fost legat de Îngrijorare) şi

saturaţii scăzute sau foarte scăzute în primul dintre factori.

mmmmmmmmmmmmmmmmmmmmmmmmmmm

238

Tab

elul

49

a

Item

i 1

. 2

. 3

. 4

. 5

. 6

. 7

. 8

. 9

. 1

0.

11.

12.

13.

14.

15.

16.

17.

18.

19.

20.

1.

- 0

.34 *

*

0.2

4 *

*

0.2

6 *

*

0.1

7 *

*

0.1

2 *

*

0.2

6 *

*

0.1

9 *

*

0.2

3 *

*

0.2

2 *

*

0.2

9 *

*

0.2

8**

0.1

7 *

*

0.2

4 *

*

0.3

2 *

*

0.2

3 *

*

0.2

5 *

*

0.1

8 *

*

0.2

1 *

*

0.2

6 *

*

2.

0.3

9 *

*

- 0

.32 *

*

0.2

6 *

*

0.1

3 *

*

0.1

7 *

*

0.3

1 *

*

0.2

6 *

*

0.3

1 *

*

0.3

2 *

*

0.4

2 *

*

0.3

5 *

*

0.2

1 *

*

0.2

2 *

*

0.4

0 *

*

0.3

5 *

*

0.2

5 *

*

0.3

2 *

*

0.2

9 *

*

0.3

4 *

*

3.

0.2

2 *

*

0.3

0 *

*

- 0

.27 *

*

0.3

2 *

*

0.1

7 *

*

0.4

5 *

*

0.2

2 *

*

0.2

5 *

*

0.3

0 *

*

0.3

3 *

*

0.2

4 *

*

0.1

8 *

*

0.3

0 *

*

0.3

6 *

*

0.2

0 *

*

0.3

4 *

*

0.2

5 *

*

0.3

2 *

*

0.3

4 *

*

4.

0.3

1 *

*

0.3

7 *

*

0.4

3 *

*

- 0

.25 *

*

0.2

4 *

*

0.3

6 *

*

0.2

0 *

*

0.2

5 *

*

0.3

2 *

*

0.2

6 *

*

0.2

3 *

*

0.2

1 *

*

0.2

7 *

*

0.3

5 *

*

0.1

8 *

*

0.2

6 *

*

0.2

5 *

*

0.2

1 *

*

0.3

5 *

*

5.

0.1

7 *

*

0.2

3 *

*

0.3

2 *

*

0.3

0 *

*

- 0

.22 *

*

0.3

2 *

*

0.1

9 *

*

0.2

1 *

*

0.2

1 *

*

0.2

2 *

*

0.1

2 *

*

0.2

2 *

*

0.3

9 *

*

0.2

9 *

*

0.1

1 *

*

0.3

2 *

*

0.2

1 *

*

0.1

9 *

*

0.2

5 *

*

6.

0.1

5 *

*

0.2

3 *

*

0.2

8 *

*

0.2

9 *

*

0.2

8 *

*

- 0

.25 *

*

0.1

5 *

*

0.2

1 *

*

0.2

1 *

*

0.1

9 *

*

0.1

9 *

*

0.1

8 *

*

0.1

8 *

*

0.2

3 *

*

0.1

0 *

*

0.1

7 *

*

0.1

9 *

*

0.1

1 *

*

0.3

0 *

*

7.

0.2

8 *

*

0.3

4 *

*

0.5

4 *

*

0.4

6 *

*

0.3

5 *

*

0.3

1 *

*

- 0

.29 *

*

0.3

3 *

*

0.3

3 *

*

0.3

2 *

*

0.2

6 *

*

0.2

5 *

*

0.3

9 *

*

0.4

3 *

*

0.3

2 *

*

0.4

1 *

*

0.3

1 *

*

0.3

9 *

*

0.4

4 *

*

8.

0.3

0 *

*

0.3

7 *

*

0.1

9 *

*

0.3

3 *

*

0.2

4 *

*

0.2

2**

0.2

8 *

*

- 0

.31 *

*

0.2

1 *

*

0.3

2 *

*

0.2

1 *

*

0.2

1 *

*

0.2

5 *

*

0.3

0 *

*

0.2

0 *

*

0.2

0 *

*

0.2

3 *

*

0.2

3 *

*

0.2

6 *

*

9.

0.3

3 *

*

0.4

1 *

*

0.2

9 *

*

0.3

7 *

*

0.1

9 *

*

0.2

5 *

*

0.3

2 *

*

0.4

4 *

*

- 0

.39 *

*

0.3

8 *

*

0.2

8 *

*

0.2

1 *

*

0.2

8 *

*

0.4

0 *

*

0.4

0 *

*

0.2

7 *

*

0.3

2 *

*

0.3

3 *

*

0.3

3 *

*

10.

0.3

0 *

*

0.4

0 *

*

0.3

3 *

*

0.3

5 *

*

0.2

6 *

*

0.2

6 *

*

0.3

9 *

*

0.3

4 *

*

0.4

9 *

*

- 0

.35 *

*

0.2

9 *

*

0.1

9 *

*

0.2

9 *

*

0.3

7 *

*

0.3

4 *

*

0.3

1 *

*

0.3

1 *

*

0.3

2 *

*

0.3

7 *

*

11.

0.4

2 *

*

0.4

5 *

*

0.3

3 *

*

0.4

1 *

*

0.2

4 *

*

0.2

9 *

*

0.3

9 *

*

0.4

6 *

*

0.5

3 *

*

0.4

8 *

*

- 0

.35 *

*

0.2

9 *

*

0.3

4 *

*

0.5

0 *

*

0.4

0 *

*

0.3

3 *

*

0.4

1 *

*

0.3

6 *

*

0.3

8 *

*

12.

0.3

3 *

*

0.3

7 *

*

0.2

7 *

*

0.2

8 *

*

0.1

2 *

*

0.1

8 *

*

0.2

8 *

*

0.2

9 *

*

0.3

6 *

*

0.3

5 *

*

0.4

4 *

*

- 0

.14 *

*

0.2

1 *

*

0.3

2 *

*

0.3

1 *

*

0.2

8 *

*

0.2

9 *

*

0.3

1 *

*

0.2

9 *

*

13.

0.2

3 *

*

0.2

7 *

*

0.2

0 *

*

0.2

5 *

*

0.2

1 *

*

0.1

9 *

*

0.2

2 *

*

0.3

0 *

*

0.3

4 *

*

0.3

0 *

*

0.3

6 *

*

0.2

3 *

*

- 0

.26 *

*

0.3

7 *

*

0.1

6 *

*

0.2

1 *

*

0.2

9 *

*

0.2

6 *

*

0.2

2 *

*

14.

0.3

0 *

*

0.3

1 *

*

0.3

3 *

*

0.3

6 *

*

0.3

7 *

*

0.3

1 *

*

0.4

6 *

*

0.2

7 *

*

0.3

1 *

*

0.3

6 *

*

0.3

4 *

*

0.2

3 *

*

0.2

9 *

*

- 0

.46 *

*

0.2

2 *

*

0.4

6 *

*

0.2

2 *

*

0.3

2 *

*

0.3

8 *

*

15.

0.3

9 *

*

0.4

5 *

*

0.4

1 *

*

0.4

7 *

*

0.2

6 *

*

0.2

9 *

*

0.4

5 *

*

0.4

3 *

*

0.4

8 *

*

0.4

7 *

*

0.5

7 *

*

0.3

6 *

*

0.3

7 *

*

0.4

6 *

*

- 0

.44 *

*

0.4

0 *

*

0.4

4 *

*

0.3

7 *

*

0.4

3 *

*

16.

0.2

9 *

*

0.3

0 *

*

0.2

6 *

*

0.3

0 *

*

0.1

5 *

*

0.1

9 *

*

0.3

3 *

*

0.3

2 *

*

0.4

5 *

*

0.3

8 *

*

0.4

4 *

*

0.3

8 *

*

0.2

6 *

*

0.3

0 *

*

0.4

8 *

*

- 0

.34 *

*

0.4

2 *

*

0.3

2 *

*

0.3

3 *

*

17.

0.2

8 *

*

0.3

2 *

*

0.3

9 *

*

0.3

7 *

*

0.3

7 *

*

0.2

7 *

*

0.4

7 *

*

0.2

6 *

*

0.3

1 *

*

0.4

0 *

*

0.3

4 *

*

0.2

9 *

*

0.2

7 *

*

0.5

5 *

*

0.4

3 *

*

0.3

4 *

*

- 0

.31 *

*

0.3

2 *

*

0.3

4 *

*

18.

0.2

9 *

*

0.3

2 *

*

0.2

6 *

*

0.3

0 *

*

0.2

1 *

*

0.1

9 *

*

0.3

0 *

*

0.3

1 *

*

0.4

0 *

*

0.3

6 *

*

0.4

7 *

*

0.3

6 *

*

0.3

2 *

*

0.3

2 *

*

0.4

6 *

*

0.4

5 *

*

0.3

1 *

*

- 0

.33 *

*

0.3

8 *

*

19.

0.2

4 *

*

0.2

8 *

*

0.2

9 *

*

0.2

4 *

*

0.1

7 *

*

0.1

7 *

*

0.3

2 *

*

0.2

5 *

*

0.3

5 *

*

0.4

0 *

*

0.3

8 *

*

0.3

2 *

*

0.2

5 *

*

0.3

0 *

*

0.3

7 *

*

0.3

9 *

*

0.3

1 *

*

0.4

1 *

*

- 0

.44 *

*

20.

0.3

3 *

*

0.3

7 *

*

0.4

0 *

*

0.5

0 *

*

0.3

3 *

*

0.3

9 *

*

0.4

9 *

*

0.3

1 *

*

0.4

2 *

*

0.4

2 *

*

0.4

9 *

*

0.3

5 *

*

0.3

2 *

*

0.4

4 *

*

0.5

0 *

*

0.3

5 *

*

0.4

1 *

*

0.3

9 *

*

0.3

3 *

*

-

a D

easu

pra

dia

go

nal

ei s

unt

trec

ute

(cu

cif

re n

orm

ale)

co

rela

ţiil

e în

tre

item

i ca

lcula

te p

entr

u s

ub

lotu

l d

e b

ăieţ

i (N

= 8

75

), i

ar s

ub

dia

go

nal

ă su

nt

trec

ute

(cu

cif

re i

tali

ce)

core

laţi

ile

într

e it

em

i ca

lcu

late

pen

tru s

ub

lotu

l d

e fe

te (

N =

10

39

).

** p

< 0

.01

239


Atât pentru fete, cât şi pentru băieţi, itemul 20 a prezentat saturaţii cu valori

moderate şi apropiate în ambii factori. Ca şi în cazul lotului general, datele (saturaţiile)

pentru fiecare dintre subloturile diferenţiate în funcţie de variabila sex au indicat o

apartenenţă incertă a itemului 20.

Tabelul 50

Itemi

Băieţi Fete

Factori Comunalităţi

Factori Comunalităţi

I II I II

1. 0.42 a 0.24 0.23 0.53

0.19 0.32

2. 0.65 0.15 0.44 0.57 0.28 0.40

3. 0.28 0.54 0.37 0.21 0.66 0.48

4. 0.25 0.50 0.31 0.36 0.56 0.45

5. - 0.003 0.73 0.54 0.005 0.66 0.44

6. 0.12 0.44 0.20 0.15 0.55 0.32

7. 0.34 0.61 0.49 0.27 0.71 0.57

8. 0.36 0.29 0.22 0.59 0.18 0.37

9. 0.57 0.25 0.39 0.71 0.20 0.53

10. 0.51 0.32 0.36 0.58 0.34 0.46

11. 0.65 0.27 0.50 0.73 0.26 0.61

12. 0.60 0.11 0.37 0.62 0.12 0.40

13. 0.24 0.39 0.22 0.47 0.21 0.27

14. 0.19 0.68 0.50 0.27 0.66 0.50

15. 0.57 0.43 0.55 0.64 0.42 0.58

16. 0.72 0.005 0.52 0.66 0.16 0.46

17. 0.31 0.56 0.41 0.29 0.65 0.50

18. 0.60 0.22 0.41 0.65 0.18 0.45

19. 0.50 0.33 0.36 0.55 0.21 0.34

20. 0.46 0.48 0.44 0.45 0.58 0.54

Testul KMO = 0.93

Testul Bartlett: χ 2 = 4923.009, p <

Testul KMO = 0.95

Testul Bartlett: χ 2 = 7481.49, p < 0.00001


reţinuţi pentru fiecare factor în parte.

II. STUDENŢI

Răspunsurile pe care cei 199 de studenţi de la Facultatea de Psihologie,

Asistenţă Socială şi Sociologie, Universitatea ,,Petre Andrei” din Iaşi le-au dat la

versiunea în limba română a inventarului TAI au fost factorializate. Caracteristicile

lotului sunt prezentate în Capitolul 5, punctul B, Lotul II.

Tabelul 51 prezintă matricea corelaţiilor dintre itemii inventarului. Dintre cele

190 de corelaţii, 175 (adică un procent de peste 92 %) au fost semnificative din punct

240


de vedere statistic la pragurile 0.01 (172 de corelaţii) şi 0.05 (trei corelaţii). Corelaţiile

obţinute au avut valori cuprinse între 0.01 şi 0.62 (valoarea mediană a distribuţiei

coeficienţilor fiind egală cu 0.37). Primul item a prezentat corelaţii nesemnificative

statistic cu majoritatea dintre ceilalţi itemi ai inventarului IAT.

Tabelul 52 prezintă comunalităţile şi saturaţiile itemilor în factorii extraşi. Ca

prag de selecţie a itemilor în modelul factorial a fost utilizată saturaţia egală cu 0.40.

Datele pe care le-am obţinut în urma analizei au evidenţiat următoarele:

Cei patru factori extraşi au explicat împreună 57.83 % din varianţa comună a

scorurilor pe care studenţii le-au obţinut la itemii inventarului IAT. Primul factor

a explicat 24.24 % din varianţa comună a factorului, cel de-al doilea factor a

explicat 16.16 %, cel de-al treilea 11.4 %, iar ultimul factor a acoperit doar 5.68

% din varianţa comună a scorurilor la itemi.

Doar primul item (,,În timpul examenelor/testelor, am un sentiment de încredere

şi sunt relaxat/-ă”) a prezentat o saturaţie foarte ridicată în ultimul factor extras

(valoarea saturaţiei a fost egală cu 0.88). Acest item s-a indivizualizat în raport

cu restul itemilor prin faptul că saturaţiile lui în fiecare dintre ceilalţi trei factori

au avut valori foarte scăzute. În acelaşi timp, saturaţiile itemilor 2-20 în ultimul

factor au fost cuprinse între 0.001 şi 0.22, majoritatea având valori foarte

scăzute, neglijabile sau chiar infime.

Itemii 8 (,,În timpul unui examen/test important, sunt foarte nervos/-oasă”), 9

(,,Chiar şi atunci când sunt bine pregătit, -ă pentru un examen/test, sunt foarte

agitat/-ă”), 11 (,,În timpul examenelor/testelor, mă simt foarte încordat/-ă”), 12

(,,Mi-aş dori ca examenele/testele să nu mă mai perturbe atât de mult”), 13 (,,În

timpul examenelor/testelor importante, mă simt atât de încordat, -ă, încât am

dureri de stomac”), 15 (,,În timpul unui examen/test important, mă simt foarte

panicat/-ă”), 16 (,,Îmi fac foarte multe griji înaintea unui examen/test

important”) şi 18 (,,În timpul examenelor/testelor importante, îmi simt inima

bătând cu putere”) au prezentat saturaţii ridicate ca valoare (cuprinse între 0.57

şi 0.75) în primul dintre factorii extraşi. Constatăm că şase dintre cei opt itemi

la care am făcut referire (excepţii: itemii 12 şi 16) trimit în mod explicit către

răspunsurile emoţionale pe care o persoană le poate avea atunci când se

confruntă cu o situaţie de examen sau test. De aceea, am asimilat primul factor

dimensiunii Emotivitate. Dintre itemii menţionaţi, 8, 9 şi 12 au prezentat

saturaţii mai mari decât 0.30 şi în cel de-al doilea factor extras, însă valorile

acestor saturaţii au fost mult mai scăzute decât cele ale saturaţiilor în primul

factor. Dintre itemii menţionaţi, 8, 9, 11, 15, 16 şi 18 au fost incluşi de

Spielberger (1980) în dimensiunea Emotivitate.

Datele pe care le-am obţinut pentru itemul 16 (,,Îmi fac foarte multe griji

înaintea unui examen/test important”), a cărui formulare pare să trimită mai

degrabă către dimensiunea Îngrijorare, au fost consistente cu cele raportate de

Spielberger (1980) care a obţinut saturaţii mai ridicate ale itemului în factorul

241


Emotivitate (0.65 – pentru sublotul de studenţi, respectiv 0.71 – pentru sublotul

de studente) decât în factorul Îngrijorare (0.40 – pentru studenţi, respectiv 0.35

– pentru studente). În absenţa altor explicaţii pentru acest rezultat contradictoriu,

ne punem problema reevaluării traducerii în limba română pe care am făcut-o

pentru acest item. De asemenea, includerea şi experimentarea itemului în cadrul

scalei Îngrijorare poate furniza noi date clarificatoare.


concentrez în timpul examenelor/testelor”), 7 (,,Gândul că voi obţine un rezultat

slab mă împiedică să mă concentrez în timpul examenelor/testelor”), 14 (,,În

timpul examenelor/testelor importante, mă gândesc numai la eşec”), 17 (,,În

timpul examenelor/testelor, mă surprind gândindu-mă la consecinţele eşecului”)

şi 19 (,,După terminarea unui examen/test, încerc să nu-mi mai fac griji în

privinţa lui, dar nu pot”) au prezentat saturaţii ridicate ca valoare (cuprinse între

0.55 şi 0.78) în cel de-al doilea dintre factorii extraşi. Conţinuturile itemilor 3, 7,

14 şi 17 vizează preocupările legate de potenţialul eşec pe care o persoană le

poate avea în timpul unui examen/test. Acest lucru explică saturaţiile mai

ridicate pe care le-au obţinut cei patru itemi în cel de-al doilea factor comparativ

cu saturaţiile în primul sau în cel de-al treilea dintre factorii extraşi. Spielberger

(1980) a grupat aceşti itemi în dimensiunea Îngrijorare. De menţionat că itemul

19 se referă tot la preocupările cognitive recurente legate de un examen/test pe

care o persoană le poate manifesta după terminarea acestuia.

Itemii 5 (,,În timpul examenelor/testelor, mă surprind gândindu-mă dacă voi

ajunge să termin vreodată şcoala”), 6 (,,Cu cât mă pregătesc mai mult pentru un

examen/test, cu atât devin mai confuz, -ă”) şi 20 (,,În timpul examenelor/testelor,

devin atât de agitat/-ă, încât uit şi ceea ce ştiu într-adevăr”) au prezentat

saturaţii ridicate (egale cu 0.66, 0.60, respectiv 0.66) în cel de-al treilea dintre

factorii extraşi. Cei trei itemi au fost incluşi de Spielberger (1980) în

dimensiunea Îngrijorare. Totuşi, dintre aceştia, doar itemul 6 a prezentat o

saturaţie mare în factorul III şi saturaţii neglijabile în ceilalţi trei factori. Ceilalţi

doi itemi au prezentat saturaţii peste 0.30 şi într-un alt factor: itemul 5 – în cel

de-al doilea factor (r = 0.41) şi itemul 20 – în primul factor (r = 0.43).

Alături de itemul 16, 20 reprezintă un alt item pe care îl considerăm ca fiind

problematic în ansamblul itemilor inventarului IAT. Spielberger l-a indicat ca

făcând parte din dimensiunea Îngrijorare, deşi alţi autori (Salamé, 1984) l-au

considerat ca fiind mai degrabă apropiat de dimensiunea Emotivitate 81

. Dacă

luăm în considerare saturaţia (moderată ca valoare) în primul factor pe care l-am

81

Readucem aminte că, din analizele factoriale întreprinse şi raportate de către Spielberger

(1980), au rezultat pentru itemul 20 saturaţii mai ridicate în factorul II – Îngrijorare (0.62

pentru studenţi, respectiv 0.65 pentru studente) decât în factorul I – Emotivitate (0.45 pentru

studenţi, respectiv 0.41 pentru studente).

242


extras, atunci am putea apropia itemul 20 de itemi precum 8, 9, 11, 13, 15 sau 18

care reflectă în conţinutul lor stări emoţionale disfuncţionale, precum

nervozitatea, încordare, agitaţia, precum şi răspunsuri somatice şi

neurovegetative supărătoare care pot apărea în timpul confruntării cu o situaţie

evaluativă. Dacă luăm în considerare saturaţia mai ridicată (r = 0.65) în cel de-al

treilea factor pe care l-am extras, atunci am putea apropia itemul 20 de itemii 5 şi

6 care trimit către dimensiunea Îngrijorare. La fel de adevărat este şi faptul că

agitaţia reprezintă o stare ambiguă în raport cu distincţia dintre răspunsurile

emoţionale şi preocupările cognitive, deoarece le poate include pe amândouă. Ca

şi în cazul elevilor de liceu, itemul 20 a prezentat un statut incert în cadrul

modelului factorial pe care l-au relevat scorurile obţinute de studenţi.

Itemii 2 (,,În timpul examenelor/testelor, am un sentiment supărător de

nelinişte”) şi 10 (,,La un examen/test, devin foarte neliniştit/-ă, chiar înainte de a

da foaia cu răspunsuri”) au prezentat saturaţii apropiate ca valoare (dar

moderate) în primii doi dintre factorii extraşi (a se revedea Tabelul 52) 82

. De

asemenea, se cuvine să observăm că saturaţiile celor doi itemi în primul dintre

factorii extraşi au fost mai ridicate decât saturaţiile în factorii III şi IV.

Spielberger (1980) a inclus aceşti itemi în dimensiunea Emotivitate, iar

conţinutul lor pare să sprijine această alegere. Totuşi, atunci când se confruntă cu

situaţia unui examen, o persoană îşi poate manifesta neliniştea atât prin stări

emoţionale stânjenitoare (agitaţie sau încordare însoţite de simptome somatice şi

neuro-vegetative), cât şi prin preocupări cognitive legate de un potenţial eşec, de

faptul că nu este suficient de bine pregătită sau de faptul că ceilalţi sunt mai

competenţi decât ea. Dacă ţinem cont de această observaţie, putem apropria

itemii 2 şi 10 şi de dimensiunea Îngrijorare. Aşadar, spre deosebire de modelele

factoriale rezultate pentru elevii de liceu (lotul general, respectiv subloturile

diferenţiate în funcţie de variabila sex), în modelul factorial pentru lotul de

studenţi, itemii 2 şi 10 au avut un statut incert.

Rezumând, constatăm următoarele:

Itemii 8, 9, 11, 12, 13, 15 şi 18 au tins să se grupeze (saturaţii moderate sau

ridicate) în acelaşi factor pe care l-am apropiat, pe baza analizei conţinuturilor,

de dimensiunea Emotivitate.

Itemii 3, 7, 14, 17 şi 19 au tins să se grupeze într-un alt factor pe care l-am

asimilat dimensiunii Îngrijorare.

Itemii 5, 6 şi 20 au tins să se grupeze într-un al treilea factor pe care l-am

apropiat tot de dimensiunea Îngrijorare.

Modelul factorial relevat de scorurile pe care studenţii le-au obţinut la inventarul

IAT a fost, în linii generale, asemănător cu cel obţinut pentru elevii de liceu.

82

Totuşi, această situaţie nu a fost întâlnită în cadrul modelelor factoriale care au rezultat în

urma analizelor întreprinse pe lotul general de elevi de liceu.

243

Tab

elul

51

, 1

. 2

. 3

. 4

. 5

. 6

. 7

. 8

. 9

. 1

0.

11.

12.

13.

14.

15.

16.

17.

18.

19.

20.

1.

- 0

.18 *

0

.06 *

*

0.0

5 *

*

0.1

3 *

*

0.1

1 *

*

0.1

1 *

*

0.1

4 *

*

0.1

3 *

*

0.0

2 *

*

0.2

4 *

*

0.2

1**

0.0

3 *

*

0.0

3 *

*

0.2

0 *

*

0.1

8 *

*

0.0

9 *

*

0.0

9 *

*

0.0

1 *

*

0.1

3 *

*

2.

-

0.4

1 *

*

0.2

8 *

*

0.1

6 *

*

0.2

0 *

*

0.3

9 *

*

0.3

9 *

*

0.4

2 *

*

0.3

8 *

*

0.4

3 *

*

0.3

8 *

*

0.3

7 *

*

0.3

4 *

*

0.5

1 *

*

0.4

0 *

*

0.3

7 *

*

0.3

8 *

*

0.3

9 *

*

0.2

9 *

*

3.

- 0

.29 *

*

0.2

7 *

*

0.1

9 *

*

0.5

4 *

*

0.4

4 *

*

0.3

7 *

*

0.4

3 *

*

0.3

0 *

*

0.2

7 *

*

0.3

7 *

*

0.4

4 *

*

0.3

2 *

*

0.3

7 *

*

0.4

3 *

*

0.2

9 *

*

0.4

7 *

*

0.2

6 *

*

4.

-

0.2

8 *

*

0.2

7 *

*

0.3

5 *

*

0.3

5 *

*

0.3

3 *

*

0.5

2 *

*

0.4

2 *

*

0.3

8 *

*

0.4

0 *

*

0.4

0 *

*

0.4

4 *

*

0.4

4 *

*

0.3

4 *

*

0.4

1 *

*

0.4

0 *

*

0.6

2 *

*

5.

- 0

.24 *

*

0.3

4 *

*

0.1

4 *

*

0.2

7 *

*

0.2

8 *

*

0.2

1 *

*

0.2

5 *

*

0.1

8 *

*

0.4

0 *

*

0.2

0 *

*

0.2

2 *

*

0.3

8 *

*

0.1

1 *

*

0.2

4 *

*

0.3

4 *

*

6.

-

0.2

1 *

*

0.2

2 *

*

0.3

3 *

*

0.2

5 *

*

0.2

8 *

*

0.2

7 *

*

0.2

3 *

*

0.2

6 *

*

0.2

3 *

*

0.2

1 *

*

0.2

3 *

*

0.2

1 *

*

0.2

0 *

*

0.3

4 *

*

7.

- 0

.41 *

*

0.2

7 *

*

0.4

2 *

*

0.2

4 *

*

0.2

9 *

*

0.2

9 *

*

0.3

9 *

*

0.3

3 *

*

0.3

3 *

*

0.4

2 *

*

0.2

5 *

*

0.4

1 *

*

0.3

4 *

*

8.

-

0.3

7 *

*

0.3

6 *

*

0.4

7 *

*

0.4

2 *

*

0.4

5 *

*

0.3

8 *

*

0.4

8 *

*

0.4

6 *

*

0.2

9 *

*

0.4

2 *

*

0.2

9 *

*

0.3

7 *

*

9.

- 0

.50 *

*

0.4

8 *

*

0.4

9 *

*

0.4

4 *

*

0.4

4 *

*

0.5

3 *

*

0.4

0 *

*

0.3

8 *

*

0.4

9 *

*

0.4

1 *

*

0.4

3 *

*

10.

-

0.5

2 *

*

0.3

9 *

*

0.4

0 *

*

0.4

8 *

*

0.4

5 *

*

0.3

7 *

*

0.4

0 *

*

0.3

4 *

*

0.4

1 *

*

0.3

9 *

*

11.

- 0

.50 *

*

0.4

4 *

*

0.3

5 *

*

0.5

7 *

*

0.5

1 *

*

0.3

6 *

*

0.5

0 *

*

0.2

6 *

*

0.3

9 *

*

12.

-

0.4

2 *

*

0.3

4 *

*

0.4

4 *

*

0.4

6 *

*

0.2

6 *

*

0.4

8 *

*

0.3

3 *

*

0.4

3 *

*

13.

- 0

.39 *

*

0.4

2 *

*

0.3

8 *

*

0.3

1 *

*

0.3

6 *

*

0.2

8 *

*

0.3

7 *

*

14.

-

0.4

5 *

*

0.4

3 *

*

0.5

7 *

*

0.3

9 *

*

0.4

3 *

*

0.4

0 *

*

15.

- 0

.53 *

*

0.4

8 *

*

0.5

8 *

*

0.3

6 *

*

0.4

9 *

*

16.

-

0.3

9 *

*

0.5

6 *

*

0.4

6 *

*

0.4

2 *

*

17.

- 0

.40 *

*

0.4

5 *

*

0.3

7 *

*

18.

-

0.4

5 *

*

0.3

4 *

*

19.

- 0

.32 *

*

20.

-

* p

< 0

.05

; ** p

< 0

.01

244


Tabelul 52

Itemi Factori

Comunalităţi I II III IV

1. 0.17 0.005 0.10 0.88 0.83

2. 0.53 0.46 - 0.004 0.20 0.54

3. 0.25 0.78 0.003 0.001 0.66

4. 0.46 0.17 0.56 - 0.22 0.61

5. - 0.001 0.41 0.66 0.18 0.65

6. 0.18 0.006 0.60 0.12 0.41

7. 0.14 0.74 0.18 0.12 0.62

8. 0.60 a

0.34 0.003 0.10 0.49

9. 0.59 0.24 0.31 0.01 0.51

10. 0.45 0.40 0.36 - 0.17 0.52

11. 0.73 0.10 0.24 0.17 0.63

12. 0.64 0.10 0.30 0.16 0.54

13. 0.57 0.23 0.20 - 0.13 0.44

14. 0.31 0.55 0.38 - 0.12 0.57

15. 0.73 0.24 0.19 0.008 0.63

16. 0.65 0.29 0.15 0.005 0.54

17. 0.26 0.61 0.30 0.009 0.53

18. 0.75 0.18 0.006 - 0.007 0.61

19. 0.35 0.60 0.12 - 0.19 0.53

20. 0.43 0.12 0.66 - 0.003 0.63



7.6. Date normative pentru populaţia de elevi de liceu români

A. Date normative

În manualul inventarului TAI, Spielberger (1980) prezintă date normative

pentru: studenţi în ultimul an de colegiu, studenţi în primul an de colegiu, studenţi la

colegii de stat, respectiv elevi de liceu. Normele sunt prezentate pentru fiecare dintre

scalele inventarului TAI, ca şi pentru scorul total. Pentru fiecare populaţie şcolară în

parte, etaloanele (realizate atât în centile, cât şi în scoruri standardizate T) sunt

diferenţiate în funcţie de variabila sex.

În cazul elevilor de liceu, datele normative se bazează pe răspunsurile la

inventarul TAI, pe care le-au dat 1118 elevi (591 fete şi 527 băieţi), în clasele IX-XII

ale liceelor din Jacksonville şi Pinellas County (Florida). Elevii au fost testaţi în timpul

orelor de curs obişnuite, ca parte a unor cercetări care examinau relaţia dintre

anxietatea faţă de testare şi performanţa şcolară, efectuate de Tomalesky (1977), în

245


vederea obţinerii diplomei de masterat, respectiv de Ross (1978), în vederea obţinerii

titlului de doctor în psihologie.

Tabelul 53 prezintă valorile indicatorului K-S (Kolmogorov-Smirnov) care au

fost calculate atât pentru întregul lot normativ de elevi de liceu, cât şi pentru subloturile

de elevi diferenţiate în funcţie de variabilele clasă şcolară şi sex.

Tabelul 53

Scale

(Sub-)loturi Emotivitate

Îngrijorare IAT-total

Lot total (N = 1914 elevi) 4.38 *** 6.24 *** 3.71 ***

Fete în toate clasele (N = 1039) 2.71 *** 4.18 *** 2.50 ***

Băieţi în toate clasele (N = 875) 3.77 *** 4.64 *** 3.21 ***

Elevi clasa a IX-a (N = 538)

1.97 ***

2.70 ***

1.44 *

Fete clasa a IX-a (N = 310) 1.46 *** 1.78 *** 1.07

Băieţi clasa a IX-a (N = 228) 1.55 *** 2.28 *** 1.44 *

Elevi în clasele X-XII (N = 1376)

4.09 ***

5.57 ***

3.57 ***

Fete în clasele X-XII (N = 729) 2.63 *** 3.80 *** 2.71 ***

Băieţi în clasele X-XII (N = 647) 3.52 *** 3.93 *** 2.93 ***

* p < 0.05; ** p < 0.01; *** p < 0.001

Atât pentru întregul lot normativ de elevi de liceu, cât şi pentru subloturile

diferenţiate în funcţie de clasa şcolară şi de sex, am constatat distribuţii ale scorurilor

la inventarul IAT care se abăteau semnificativ de la condiţia de normalitate.

Caracteristicile descriptive ale distribuţiilor scorurilor la inventarul IAT pe care

le-au obţinut cei 1914 elevi români au impus utilizarea cuantilelor 83

, în vederea

realizării etaloanelor. Pe de altă parte, diferenţele semnificative între mediile scorurilor

pe care le-au obţinut fetele şi mediile obţinute de băieţi au impus realizarea etaloanelor

separat, pentru fiecare sex în parte. În fine, diferenţele între mediile pe care le-au

obţinut elevii de clasa a IX-a şi mediile obţinute de elevii în celelalte clase au impus

realizarea unui etalon numai pentru subpopulaţia de elevi în clasa a IX-a, respectiv a

unui alt etalon destinat subpopulaţiei elevilor în clasele a X-a, a XI-a şi a XII-a. Datele

normative pe care le-am obţinut sunt prezentate în Tabelele 54-62.

246


Tabelul 54. Etalon pentru populaţia generală de elevi de liceu

(lotul normativ a inclus 1914 elevi în clasele IX-XII, dintre care 1039 au fost fete şi 875 băieţi)

Interpretare

Scor

standard

(interval

cvartilic)

Emotivitate Îngrijorare IAT - total

m

16.94

s

5.36

m

13.90

s

4.69

m

39.50

s

11.10

Scoruri scăzute I 8 - 13 8 - 10 20 - 31

Scoruri moderate II 14 - 16 11 - 13 32 - 38

III 17 - 20 14 - 17 39 - 47

Scoruri ridicate IV 21 - 32 18 - 32 48 - 80

Tabelul 55. Etalon pentru subpopulaţia de fete de liceu

(lotul normativ a inclus 1039 de fete în clasele IX-XII)

Interpretare

Scor

standard

(interval

cvartilic)


m

18.40

s

5.50

m

14.44

s

4.95

m

42.08

s

11.40



III 19 - 22 14 - 17 42 - 50


Tabelul 56. Etalon pentru subpopulaţia de băieţi de liceu

(lotul normativ a inclus 875 de băieţi în clasele IX-XII)

Interpretare

Scor

standard

(interval

cvartilic)


m

15.20

s

4.63

m

13.26

s

4.28

m

36.45

s

9.90



III 15 - 18 13 - 16 35 - 42


83

Întrucât pentru fiecare dintre cele două scale ale inventarului TAI, domeniul de variaţie

teoretică a scorului este egal cu 25 (max-min+1/32-8+1), deci nu foarte extins, cvartilarea ni s-a

părut suficient de discriminantă.

247


Tabelul 57. Etalon pentru subpopulaţia de elevi în clasa a IX-a

(lotul normativ a inclus 538 de elevi, dintre care 310 au fost fete şi 228 băieţi)

Interpretare

Scor

standard

(interval

cvartilic)


m

17.81

s

5.47

m

14.81

s

5.02

m

41.57

s

11.42



III 19 - 22 15 - 18 42 - 50


Tabelul 58. Etalon pentru subpopulaţia de fete în clasa a IX-a

(lotul normativ a inclus 310 fete)

Interpretare

Scor

standard

(interval

cvartilic)


m

18.98

s

5.59

m

15.27

s

5.16

m

43.46

s

11.63



III 19 - 23 16 - 18 44 - 51


Tabelul 59. Etalon pentru subpopulaţia de băieţi în clasa a IX-a

(lotul normativ a inclus 228 băieţi)

Interpretare

Scor

standard

(interval

cvartilic)


m

16.21

s

4.87

m

14.18

s

4.76

m

39.00

s

10.64



III 16 - 20 14 - 17 39 - 47


248


Tabelul 60. Etalon pentru subpopulaţia de elevi în clasele X-XII

(lotul normativ a inclus 1376 de elevi, dintre care 729 au fost fete şi 647 băieţi)

Interpretare

Scor

standard

(interval

cvartilic)


m

16.60

s

5.29

m

13.55

s

4.51

m

38.69

s

10.87



III 17 - 20 13 - 16 38 - 46


Tabelul 61. Etalon pentru subpopulaţia de fete în clasele X-XII

(lotul normativ a inclus 729 fete)

Interpretare

Scor

standard

(interval

cvartilic)


m

18.16

s

5.45

m

14.09

s

4.82

m

41.49

s

11.26



III 19 - 22 14 - 17 40 - 49


Tabelul 62. Etalon pentru subpopulaţia de băieţi în clasele X-XII

(lotul normativ a inclus 647 băieţi)

Interpretare

Scor

standard

(interval

cvartilic)


m

14.84

s

4.49

m

12.94

s

4.05

m

35.55

s

9.48



III 15 - 17 13 - 15 35 - 41


B. Precauţii în utilizarea normelor pe care le-am propus

Trebuie să precizăm că, deşi lotul normativ a fost destul de extins şi a inclus

subloturi de elevi (fete şi băieţi din toate cele patru trepte de şcolarizare) provenite atât

din licee teoretice (Liceul Teoretic ,,Vasile Alecsandri” din Iaşi, Liceul Teoretic

,,Vasile Alecsandri” din Galaţi, Colegiul Naţional ,,A. T. Laurian” din Botoşani), din

licee tehnice (Colegiul Tehnic de Electronică şi Telecomunicaţii din Iaşi, Grupul

249


Şcolar de Construcţii ,,Anghel Saligny” din Galaţi), cât şi din licee vocaţionale sau

grupuri şcolare (Colegiul Economic-Administrativ, Grupul Şcolar Agricol ,,Mihail

Kogălniceanu” din Iaşi, Grupul Şcolar „Dimitrie Leonida” din Piatra-Neamţ), gradul

de reprezentativitate pentru populaţia generală de elevi de liceu a acestuia nu este

acelaşi cu gradul de reprezentativitate care ar fi fost atins în cazul unui eşantion

normativ construit printr-o abordare probabilistă (de exemplu, eşantionarea stratificată

combinată cu eşantionarea de tip cluster).

Cu toate acestea, etaloanele pe care le-am realizat constituie primele repere

normative pentru anxietatea faţă de testare oferite în literatura de specialitate

autohtonă. Ele pot fi utile practicienilor sau cercetătorilor, întrucât le permit să

compare scorurile pe care un elev sau un grup de elevi de liceu le-a obţinut la

inventarul IAT cu scorurile populaţiei de referinţă.

Normele pe care le-am prezentat în tabelele de mai sus sunt adecvate populaţiei

generale de elevi de liceu. Nu recomandăm utilizarea acestora în cazul elevilor de

gimnaziu sau al studenţilor, pentru care sunt necesare norme separate.

Pe de altă parte, recomandăm raportarea la valorile normative diferenţiate în

funcţie de variabila sex a scorurilor brute pe care un elev le-a obţinut la inventarul IAT.

Diferenţierea este impusă de rezultatele a numeroase studii (de la studii locale la studii

meta-analitice) care au evidenţiat sistematic diferenţe între scorurile la inventarul TAI

pe care le obţin fetele, respectiv băieţii de liceu. Comparativ cu băieţii, fetele tind să

obţină, la ambele scale ale inventarului TAI precum şi la ansamblul itemilor, scoruri

semnificativ mai ridicate.

Raportarea scorurilor brute la valorile normative diferenţiate în funcţie de

variabila clasă şcolară poate fi opţională.

250

8. Experimentarea unei versiuni paralele

în limba română a inventarului TAI

8.1. Elaborarea itemilor

Formulările itemilor care au fost incluşi în forma experimentală a versiunii

paralele în limba română (IAT) a inventarului TAI au fost inspirate de conţinutul

itemilor incluşi în forma originală a inventarului, tradusă în limba română şi

experimentată pe loturile de elevi de liceu şi de studenţi, precum şi de conţinutul unor

itemi incluşi în Chestionarul pentru evaluarea reacţiilor faţă de testare/Reactions to

Test – RTT (Sarason, 1984) 84

.

Într-o primă etapă a demersului prin care am urmărit construirea şi

experimentarea versiunii paralele a inventarului IAT (căreia i-am stabilit acronimul

IAT-II), au fost formulaţi un număr de 24 de itemi care vizau simptomele specifice

anxietăţii faţă de testare pe care o persoană le poate experimenta atunci când are de

susţinut un examen sau un test. În formularea itemilor, am ţinut cont de necesitatea ca

aceştia să reflecte cele două dimensiuni ale anxietăţii faţă de testare: Îngrijorarea şi

Emotivitatea. Astfel, 11 itemi (ne referim la itemii: 1, 3, 6, 7, 14, 15, 17, 21-24) au fost

proiectaţi să reflecte în conţinutul lor faţeta anxietăţii faţă de testare referitoare la

Emotivitate, în timp ce restul de 13 itemi (este vorba despre itemii: 2, 4, 5, 8-13, 16,

18-20) au fost formulaţi astfel încât să reflecte în conţinutul lor faţeta referitoare la

Îngrijorare.

În acelaşi timp, am urmărit ca, prin conţinutul lor, itemii să se refere la

preocupări cognitive legate de eşec, stări emoţionale sau simptome somatice şi neuro-

vegetative pe care o persoană le poate avea sau resimţi în trei momente temporale

distincte: înainte de a se confrunta cu situaţia de examinare sau de testare propriu-zisă,

în timpul acesteia, respectiv după terminarea examenului sau a testului. Astfel, trei

dintre itemii versiunii de lucru IAT-II se referă la preocupările cognitive disfuncţionale

pe care o persoană le poate avea în perioada de dinaintea susţinerii unui examen sau

test (este vorba despre itemii: 11, 18 şi 20), doi itemi se referă tot la preocupările

cognitive legate de eşec pe care persoana le poate avea după terminarea examenului

sau a testului (ne referim la itemii 5 şi 9), iar 18 itemi se referă la preocupările

cognitive, stările emoţionale negative, respectiv simptomele somatice şi neuro-

vegetative pe care persoana le poate avea sau manifesta în timpul confruntării cu un

examen sau cu un test (ne referim la itemii: 1-3, 6-8, 10, 12-17, 19 şi 21-24).

84

De exemplu, itemii 4 (,,Cu cât învăţ mai mult pentru un examen/test, cu atât mai mult mi se

pare că în mintea mea este o învălmăşeală totală”) şi 21 (,,În timpul examenelor/testelor, mă

251


În versiunea de lucru a formei paralele a inventarului IAT, numărul de ordine al

itemilor a fost stabilit prin randomizare simplă. Instrucţiunile de completare, ca şi

dispozitivul de răspuns au fost aceleaşi cu cele pe care le-am stabilit pentru versiunea

originală în limba română a inventarului TAI.

Versiunea de lucru IAT-II a fost administrată unui număr de 465 de elevi de

liceu, împreună cu versiunea originală în limba română a inventarului TAI. Elevii au

provenit din patru instituţii de învăţământ (a se revedea Capitolul 5, punctul A, loturile

V-VIII). Toate protocoalele cu răspunsuri au fost valide.

Scorul total al unui elev la versiunea IAT-II a fost obţinut prin însumarea

scorurilor la cei 24 de itemi, putând fi cuprins teoretic între 24 şi 96. Scorurile elevilor

au fost prelucrate pentru a se evidenţia caracteristicile descriptive ale distribuţiei şi a fi

evaluată fidelitatea (consistenţa internă). De asemenea, au fost rezumate datele obţinute

în urma comparării mediilor scorurilor pe care elevii le-au obţinut în funcţie de

variabilele sex şi clasă şcolară, respectiv datele obţinute în urma calculării corelaţiilor

dintre scorurile pe care elevii le-au obţinut la IAT-II şi scorurile pe care le-au obţinut la

inventarul IAT.

Scorurile pe care elevii le-au obţinut la cei 24 de itemi ai versiunii de lucru IAT-

II au fost supuse unei analize factoriale exploratorie, în vederea evidenţierii factorilor

(dimensiunilor) în care tindeau să se grupeze itemii. Pe baza datelor pe care le-am

obţinut în urma acestei analize (vezi subcapitolul 8.2.), precum şi a unor evaluări ale

conţinutului fiecăruia dintre itemi, am stabilit o a două versiune de lucru pentru forma

paralelă a inventarului IAT care are acronimul IAT-III.

Faţă de versiunea IAT-II, versiunea IAT-III conţine numai 20 de itemi, dintre

care 17 (este vorba despre itemii: 2, 3, 4, 5, 6, 7, 8, 9, 11, 12, 14, 15, 16, 17, 18, 19 şi

20 85

) au fost preluaţi exact aşa cum fuseseră formulaţi şi experimentaţi în cadrul

versiunii IAT-II. Alţi doi itemi au fost preluaţi din versiunea IAT-II, dar au fost uşor

modificaţi 86

(este vorba despre itemii 1 şi 13, cărora le corespund în versiunea IAT-II

itemii 1 şi 18). În fine, itemul 10 (,,La începutul unui examen/test, am senzaţia de

leşin”) a fost formulat pentru a fi inclus în versiunea de lucru IAT-III, fără a avea vreo

legătură cu vreun item din versiunea IAT-II.

Itemii 4, 7, 13, 15 şi 20 din versiunea de lucru IAT-II nu au mai fost incluşi în

versiunea de lucru IAT-III. Eliminarea lor din versiunea IAT-III s-a făcut în baza

evaluării gradului de claritate a conţinutului, precum şi a valorilor saturaţiilor în cei trei

factori care au fost extraşi în urma analizei factoriale efectuată pe versiunea de lucru

simt panicat/-ă”) din versiunea paralelă TAI-II au drept corespondenţi în chestionarul RTT

itemii 36, respectiv 33. 85

Pentru aceşti itemi (a se vedea şi Anexa G), corespondenţii din versiunea IAT-II sunt: 2, 3, 5,

8, 6, 14, 9, 23, 11, 17, 24, 10, 21, 16, 22, 19 şi 12. 86

Modificările au vizat unii termeni din conţinutul itemilor, nu şi dimensiunea pe care itemii

fuseseră proiectaţi să o reflecte.

252


IAT-II 87

.

Prin conţinutul lor (cel puţin cel aparent), itemii 1, 3, 6, 7, 9, 10, 12, 14, 16 şi 18

din versiunea IAT-III se referă la dimensiunea Emotivitate, în timp ce itemii 2, 4, 5, 8,

11, 13, 15, 17, 19 şi 20 vizează dimensiunea Îngrijorare.

Instrucţiunile versiunii IAT-III au fost preluate integral din versiunea IAT-II.

Versiunea IAT-III a fost administrată împreună cu versiunea originală IAT unui număr

de 340 de elevi de la Colegiul Naţional ,,A. T. Laurian” din Botoşani (a se revedea

Capitolul 5, punctul A, Lotul IX). Deoarece 19 dintre cei 20 de itemi ai versiunii IAT-

III au fost preluaţi din versiunea IAT-II, studiul pe care l-am realizat reprezintă practic

o contravalidare a versiunii IAT-II. Datele obţinute în urma contravalidării versiunii

IAT-II sunt prezentate în subcapitolul 8.3.

8.2. Date obţinute în urma experimentării pe un lot de elevi de liceu români a unei

prime versiuni paralele (IAT-II) a inventarului IAT

A. DATE DESCRIPTIVE. Tabelul 63 prezintă rezumatul statistic descriptiv pentru

distribuţia scorurilor totale pe care le-au obţinut cei 465 de elevi care au completat

versiunea paralelă IAT-II.

Scorurile elevilor au fost cuprinse între 24 şi 89. Aproximativ jumătate dintre

elevi au obţinut scoruri mai mici decât 44. Scorurile au fost destul de variate (CV =

30.3 % - variaţie moderată spre ridicată). Distribuţia a prezentat o abatere semnificativă

de la normalitate (a se vedea testul Kolmogorov-Smirnov). Distribuţia a prezentat o

87

De exemplu, itemul 7 (,,La începutul unui examen/test, mă cuprinde o nelinişte apăsătoare”)

a fost considerat ca fiind ambiguu, deoarece, într-o situaţie de examen, o persoană îşi poate

manifesta neliniştea atât prin preocupări cognitive legate de eşec, de faptul că nu este suficient

de bine pregătită, de faptul că ceilalţi sunt mai competenţi decât ea, cât şi sub forma unor stări

emoţionale stânjenitoare (agitaţie sau încordare însoţite de simptome somatice şi neuro-

vegetative). De altfel, itemul 7 a prezentat o saturaţie egală cu 0.56 în primul dintre cei trei

factori extraşi în urma analizei factoriale efectuată pe versiunea IAT-II şi o saturaţie egală cu

0.44 în cel de-al treilea dintre factori. Saturaţia itemului în cel de-al doilea dintre factori a avut o

valoare neglijabilă. Primul dintre factori a fost apropiat de Emotivitate, iar cel de-al treilea

(împreună cu cel de-al doilea) – de Îngrijorare. La rândul lui, itemul 4 (,,Cu cât învăţ mai mult

pentru un examen/test, cu atât mai mult mi se pare că în mintea mea este o învălmăşeală

totală”) a prezentat saturaţii modeste sau scăzute în cei trei factori extraşi: 0.30 – în primul

dintre factori, 0.44 – în cel de-al doilea, respectiv 0.22 – în cel de-al treilea dintre factori.

Saturaţia în cel de-al doilea dintre factori (pe care l-am apropiat de Îngrijoare) a fost doar puţin

mai ridicată decât 0.40 (limita de selecţie a itemilor pentru modelul factorial), însă mult mai

scăzută decât saturaţiile altor itemi (de exemplu, 2, 8, 10 sau 16) în acest factor. Aceeaşi

problemă a fost constatată în cazul itemului 15 (,,Pe măsură ce se aproprie finalul unui

examen/test, devin din ce în ce mai agitat/-ă”). Itemul 13 (,,În timpul examenelor/testelor, încep

să-mi fac griji că s-ar putea să mă blochez şi să uit şi ceea ce mai ştiu”) conţine în formularea

sa termenul griji care l-ar apropia de factorul Îngrijorare, însă conţine şi referinţa la blocajele

cognitive şi uitarea informaţiilor achiziţionate despre care am văzut, în Capitolul I al lucrării, că

sunt legate de autori când de factorul Îngrijorare, când de Emotivitate.

253


asimetrie moderată spre stânga (pozitivă), echivalentă cu tendinţa scorurilor de a se

concentra sub valoarea mediei (a se analiza şi Figura 8.1.).

Tabelul 63

Indicatori

IAT-II (scoruri totale)

medie

48.14

mediană 44

mod 41

abatere standard 14.61

skewness 0.69

kurtosis - 0.29

minim 24

maxim 89

testul Kolmogorov-Smirnov 2.47 ***

*** p < 0.001

scoruri totale inventar IAT -II

84 - 8978 - 8473 - 7867 - 7362 - 6756 - 6251 - 5646 - 5140 - 4635 - 4029 - 3524 - 29

Fre

cven

te a

bso

lute

100

95

90

85

80

75

70

65

60

55

50

45

40

35

30

25

20

15

10

5

0

Figura 8.1.

B. COMPARAŢII ÎN FUNCŢIE DE SEX ŞI CLASĂ ŞCOLARĂ. Tabelul 64 prezintă datele

obţinute în urma comparării mediei scorurilor pe care le-au obţinut fetele cu media

scorurilor pe care le-au obţinut băieţii.

254


Tabelul 64

Sex

m

s

t

d-Cohen

Fete (N = 282)

50.29

14.71

- 4.006 ***

0.38 Băieţi (N = 183) 44.82 13.84

*** p < 0.001

Ca şi în cazul elevilor care au completat versiunea originală în limba română

(IAT) a inventarului TAI, fetele au obţinut o medie a scorurilor la versiunea IAT-II

semnificativ mai ridicată decât media obţinută de către băieţi (diferenţa în valoarea

absolută a fost egală cu aproximativ cinci puncte şi jumătate). Valoarea coeficientului

d-Cohen a indicat o mărime scăzută spre moderată a efectului pe care variabila sex l-a

avut asupra scorurilor pe care elevii le-au obţinut la prima formă a versiunii paralele a

inventarului IAT.

Tabelul 65 prezintă mediile, abaterile standard, valorile testului t-Student şi

mărimile efectului pentru comparaţiile scorurilor pe care subloturile de elevi,

diferenţiate în funcţie de variabila clasă şcolară, le-au obţinut la versiunea IAT-II.

Tabelul 65

Subloturi

m

s

t

d-Cohen

elevi cls. a IX-a – elevi cls. a X-a

53.79 15.89

4.68 ***

0.60 45.37 12.71

elevi cls. a IX-a – elevi cls. a XI-a

53.79 15.89

2.83 **

0.38 48.05 14.59

elevi cls. a IX-a – elevi cls. a XII-a

53.79 15.89

4.05 ***

0.56 45.35 13.86

elevi cls. a X-a – elevi cls. a XI-a

45.37 12.71

- 0.54

0.20 48.05 14.59

elevi cls. a X-a – elevi cls. a XII-a

45.37 12.71

0.01

0.001 45.35 13.86

elevi cls. a XI-a – elevi cls. a XII-a

48.05 14.59

1.32

0.19 45.35 13.86

** p < 0.01; *** p < 0.001

255


Datele pe care le-am obţinut în urma efectuării unei analize de varianţă

univariată luând ca variabilă independentă clasa şcolară şi ca variabilă dependentă

scorurile elevilor la inventarul IAT-II au indicat un efect semnificativ din punct de

vedere statistic (F = 9.20, p < 0.001), deşi mărimea efectului a fost foarte mică (η 2 =

0.057).

Comparaţiile detaliate realizate cu testul t-Student pentru grupuri independente

au evidenţiat diferenţe semnificative din punct de vedere statistic între mediile obţinute

de către elevii de clasa a IX-a la versiunea IAT-II şi mediile elevilor din subloturile

corespunzătoare claselor a X-a, a XI-a şi a XII-a. Elevii de clasa a IX-a au înregistrat

medii mai ridicate decât cele obţinute de către elevii de clasa a X-a (în cazul acestei

diferenţe, mărimea efectului din partea variabilei clasă şcolară a avut cea mai ridicată

valoare), de către elevii de clasa a XI-a, respectiv de către cei de clasa a XII-a. Între

subloturile de elevi de clasa a X-a, a XI-a, respectiv a XII-a, nu s-au înregistrat

diferenţe semnificative din punct de vedere statistic, deşi elevii de clasa a XI-a au

obţinut medii mai ridicate decât elevii de clasa a X-a şi decât cei de clasa a XII-a.

C. CORELAŢII CU SCORURILE LA INVENTARUL IAT. ECHIVALENŢA VERSIUNILOR.

Tabelul 66 prezintă corelaţiile dintre scorurile la versiunea paralelă IAT-II şi scorurile

pe care elevii le-au obţinut la versiunea originală în limba română a inventarului TAI.

Tabelul 66

Scale

Lot total (N = 465)

Fete (N = 282)

Băieţi (N = 183)

IAT-total

0.90 ***

0.89 ***

0.90 ***

Îngrijorare 0.81 *** 0.81 *** 0.83 ***

Emotivitate 0.80 *** 0.80 *** 0.79 ***

*** p < 0.001

Aşa cum era de aşteptat, toate corelaţiile au fost pozitive, semnificative din punct

de vedere statistic şi au avut valori foarte ridicate. Aceste date au fost considerate ca o

probă a echivalenţei psihometrice între versiunea IAT-II şi versiunea IAT.

Corelaţia dintre scorurile pe care elevii le-au obţinut la versiunea IAT-II şi

mediile pe care le obţinuseră pe anul şcolar anterior a fost egală cu – 0.26 şi

semnificativă din punct de vedere statistic.

D. CONSISTENŢA INTERNĂ A ITEMILOR. CORELAŢIILE CU SCORUL TOTAL. Tabelul

67 prezintă valorile corectate ale corelaţiilor dintre scorurile la fiecare item în parte şi

scorul total la versiunea IAT-III, precum şi valoarea coeficientului de consistenţă

internă pentru ansamblurile reprezentate de resturile de itemi ai versiunii IAT-III,

rezultate prin eliminarea pe rând a câte unui item. Cel de-al doilea indicator este util în

256


evaluarea, din punct de vedere psihometric, a importanţei pe care o are un item în

cadrul ansamblului unei scale sau a unui test, din punctul de vedere al gradului în care

itemul este legat, prin conţinutul său, de cel al constructului pe care scala (testul) îl

măsoară.

Tabelul 67

Itemi IAT-II

Corelaţie scor item-scor total

(corectată)

α-Cronbach dacă

itemul este eliminat

1. 0.66 0.93

2. 0.60 0.93

3. 0.55 0.93

4. 0.51 0.93

5. 0.49 0.93

6. 0.53 0.93

7. 0.58 0.93

8. 0.58 0.93

9. 0.45 0.93

10. 0.63 0.93

11. 0.62 0.93

12. 0.63 0.93

13. 0.63 0.93

14. 0.68 0.92

15. 0.55 0.93

16. 0.54 0.93

17. 0.67 0.92

18. 0.59 0.93

19. 0.49 0.93

20. 0.42 0.93

21. 0.72 0.92

22. 0.71 0.92

23. 0.68 0.92

24. 0.53 0.93

Valorile corelaţiilor între scorurile la itemii inventarului IAT-II şi scorul total au

fost cuprinse între 0.42 şi 0.72 (mediana distribuţiei corelaţiilor = 0.58; media = 0.58).

Practic, toţi itemii versiunii IAT-II au prezentat corelaţii cel puţin moderate cu scorul

total. Acest rezultat a fost considerat ca un indicator al consistenţei interne a itemilor

versiunii IAT-II.

Valori mai scăzute ale corelaţiei cu scorul total au prezentat itemii: 5 (,,După

terminarea unui examen/test, încep să mă gândesc la cât de multe greşeli am făcut”), 9

(,,După ce un examen/test s-a terminat, îmi este foarte greu să nu mă mai gândesc la

257


nota pe care o voi obţine”), 19 (,,Gândurile la examenele/testele pe care le-am picat

înainte mă împiedică să mă concentrez în timpul unui examen/test pe care îl susţin”) şi

20 (,,Mi-aş dori să nu-mi fac atât de multe griji în legătură cu examenele/testele pe care

urmează să le susţin”). Dintre aceştia, itemul 20 nu a mai fost inclus în cea de-a doua

formă a versiunii paralele (IAT-III).

Coeficientului α-Cronbach, destinat evaluării consistenţei interne pentru

ansamblul itemilor rămaşi prin eliminarea unuia sau a altuia dintre cei 24 de itemi, a

suferit variaţii neglijabile. Astfel, în raport cu valoarea consistenţei interne pentru

ansamblul celor 24 de itemi (egală cu 0.93), valorile coeficientului α-Cronbach ar fi

rămas neschimbate, în cazul eliminării câte unul a itemilor 1-13, 15, 16, 18-20 şi 24.

În cazul eliminării câte unul a itemilor 14, 17, 21, 22 şi 23, valorile coeficientului

α-Cronbach ar fi scăzut doar cu 0.01. Aceste rezultate au fost considerate ca expresia

contribuţiei semnificative pe care fiecare dintre cei 24 de itemi o avea în obţinerea

scorului total la versiunea IAT-II al unui elev.

Pentru sublotul de fete, respectiv cel de băieţi, valorile consistenţei interne

(coeficientul α-Cronbach) au fost 0.93, respectiv 0.92. Acestea au indicat o fidelitate

foarte bună a versiunii de lucru IAT-II.

E. STRUCTURA FACTORIALĂ. Tabelul 68 prezintă matricea corelaţiilor dintre cei 24

de itemi ai versiunii IAT-II. Toate corelaţiile au fost semnificative din punct de vedere

statistic. Valorile acestora au fost cuprinse între 0.15 şi 0.65 (media distribuţiei

valorilor corelaţiilor = 0.36, mediana = 0.36).

Valorile pe care le-am obţinut pentru testele Kaiser-Meyer-Olkin/KMO (0.95) şi

Bartlett (5061.33, p < 0.001) au sugerat existenţa unor factori comuni, justificând

aplicarea procedurii de reducere a datelor. În vederea extragerii factorilor, am utilizat

metoda descompunerii în componente principale cu rotaţie varimax (ipoteza

ortogonalităţii factorilor).

Aplicând criteriul lui Cattell (Figura 8.2.), am reţinut, în urma rotaţiei, trei

factori. Aceştia au explicat împreună 52.52 % din varianţa comună a scorurilor la cei

24 de itemi care au fost introduşi în analiză. Valorile proprii pentru cei trei factori au

fost: 5.70 (factorul I), 4.17 (factorul II), respectiv 2.73 (factorul III). Primul dintre

factori a explicat 23.75 % din varianţa comună a scorurilor la itemi, al doilea – 17.39

%, iar cel de-al treilea factor – 11.37 %.

258


factori extrasi

242322212019181716151413121110987654321

Val

ori

pro

pri

i (e

igen

val

ues

)

12, 0

11, 5

11, 0

10, 5

10, 0

9,5

9,0

8,5

8,0

7,5

7,0

6,5

6,0

5,5

5,0

4,5

4,0

3,5

3,0

2,5

2,0

1,5

1,0

,5

0,0

Figura 8.2.

Comunalităţile itemilor (vezi Tabelul 68) au variat între 0.34 şi 0.71 (media

distribuţiei comunalităţilor = 0.52, mediana = 0.51). Se poate constata că itemii 1, 3, 6,

13, 14, 15, 17, 21, 22, 23 şi 24 au tins să se grupeze în factorul I (valori ale saturaţiilor

în acest factor superioare pragului de 0.40, respectiv valori mult mai scăzute ale

saturaţiilor în factorii II şi III). Cu excepţia itemilor 13 şi 15, conţinutul tuturor

celorlalţi itemii se referă clar la dimensiunea Emotivitate. Observaţii cu privire la itemii

13 şi 15 au fost deja făcute în punctul 8.1.

259

Tab

elul

68

a

Item

i 1

. 2

. 3

. 4

. 5

. 6

. 7

. 8

. 9

. 1

0.

11

. 1

2.

13

. 1

4.

15

. 1

6.

17

. 1

8.

19

. 2

0.

21

. 2

2.

23

. 2

4.

1.

- 0

.45

0.3

7

0.4

2

0.3

4

0.3

7

0.4

0

0.3

6

0.3

3

0.4

3

0.3

7

0.4

0

0.5

1

0.5

3

0.4

5

0.3

8

0.4

2

0.3

9

0.3

4

0.3

0

0.5

3

0.5

1

0.5

4

0.3

8

2.

-

0.3

4

0.3

5

0.3

5

0.3

2

0.3

1

0.4

6

0.2

9

0.5

3

0.3

7

0.5

3

0.4

1

0.3

7

0.3

6

0.4

9

0.4

1

0.2

8

0.4

9

0.2

2

0.3

5

0.3

4

0.4

4

0.2

8

3.

- 0

.31

0.2

7

0.3

7

0.3

5

0.3

2

0.2

3

0.3

2

0.3

6

0.3

8

0.3

6

0.4

9

0.2

9

0.2

5

0.4

3

0.3

6

0.2

8

0.2

3

0.4

6

0.5

0

0.4

1

0.2

9

4.

-

0.3

0

0.2

3

0.2

5

0.2

7

0.2

5

0.4

0

0.3

3

0.4

1

0.4

2

0.3

3

0.2

7

0.3

9

0.2

9

0.3

4

0.3

1

0.2

5

0.3

9

0.3

3

0.3

7

0.3

1

5.

- 0

.32

0.3

4

0.3

5

0.3

9

0.3

1

0.3

6

0.2

9

0.3

4

0.3

5

0.3

2

0.2

7

0.3

1

0.3

2

0.2

1

0.2

6

0.3

0

0.3

1

0.3

0

0.2

4

6.

-

0.3

6

0.2

9

0.2

1

0.3

6

0.3

3

0.3

4

0.3

7

0.4

6

0.2

9

0.2

9

0.3

6

0.2

7

0.3

3

0.2

6

0.4

4

0.4

5

0.4

2

0.3

4

7.

- 0

.34

0.3

1

0.3

2

0.4

4

0.3

0

0.3

9

0.4

8

0.3

6

0.1

9

0.4

6

0.4

7

0.2

0

0.3

0

0.5

0

0.5

2

0.4

4

0.3

6

8.

-

0.3

7

0.4

4

0.4

2

0.4

9

0.3

5

0.3

5

0.3

4

0.4

8

0.3

9

0.3

7

0.4

4

0.1

5

0.3

6

0.4

2

0.4

1

0.2

9

9.

- 0

.34

0.3

5

0.2

9

0.2

3

0.2

7

0.2

6

0.2

6

0.2

7

0.3

0

0.1

9

0.3

0

0.2

8

0.3

2

0.2

6

0.1

9

10

.

- 0

.40

0.5

8

0.4

3

0.3

5

0.3

9

0.6

0

0.4

2

0.2

9

0.4

3

0.2

1

0.4

2

0.4

1

0.4

1

0.3

7

11

.

-

0.3

8

0.3

8

0.4

1

0.3

8

0.3

0

0.4

7

0.5

2

0.2

9

0.3

1

0.5

2

0.5

0

0.4

0

0.3

3

12

.

- 0

.43

0.3

8

0.3

3

0.5

6

0.4

5

0.3

4

0.4

2

0.2

7

0.4

3

0.4

2

0.4

4

0.2

7

13

.

-

0.4

7

0.3

8

0.3

5

0.4

9

0.3

9

0.2

4

0.3

0

0.5

0

0.5

1

0.5

0

0.3

9

14

.

- 0

.46

0.2

8

0.5

1

0.4

6

0.2

8

0.3

1

0.6

5

0.6

3

0.5

2

0.4

6

15

.

-

0.3

1

0.3

7

0.2

9

0.2

7

0.2

5

0.4

6

0.4

1

0.4

3

0.3

5

16

.

- 0

.40

0.2

4

0.4

0

0.1

5

0.3

4

0.3

0

0.3

8

0.2

8

17

.

-

0.4

9

0.3

2

0.3

2

0.5

8

0.5

8

0.5

4

0.3

9

18

.

- 0

.24

0.4

0

0.4

8

0.4

8

0.3

8

0.3

6

19

.

-

0.2

2

0.3

1

0.3

3

0.4

2

0.2

7

20

.

- 0

.32

0.3

4

0.2

3

0.1

7

21

.

-

0.6

3

0.6

1

0.5

5

22

.

- 0

.57

0.4

5

23

.

-

0.4

5

24

.

-

a p

entr

u t

oat

e co

rela

ţiil

e d

in t

abel

, p

< 0

.01

260


Tabelul 69

Itemi IAT-II Factori

Comunalităţi I II III

1. 0.55 a

0.38 0.23 0.50

2. 0.23 0.70 0.19 0.58

3. 0.55 0.22 0.19 0.39

4. 0.30 0.44 0.22 0.34

5. 0.17 0.26 0.60 0.46

6. 0.52 0.27 0.14 0.36

7. 0.56 0.0006 0.44 0.52

8. 0.21 0.59 0.33 0.51

9. 0.0004 0.27 0.71 0.58

10. 0.28 0.72 0.17 0.62

11. 0.42 0.25 0.51 0.51

12. 0.28 0.69 0.20 0.60

13. 0.57 0.33 0.19 0.48

14. 0.75 0.16 0.23 0.65

15. 0.47 0.30 0.22 0.36

16. 0.16 0.78 0.0007 0.65

17. 0.61 0.29 0.26 0.53

18. 0.48 0.0008 0.54 0.54

19. 0.23 0.64 0.0004 0.46

20. 0.24 0.0004 0.60 0.43

21. 0.79 0.21 0.19 0.71

22. 0.73 0.20 0.28 0.66

23. 0.67 0.38 0.0007 0.61

24. 0.64 0.20 0.0002 0.46

Valori proprii 5.70 4.17 2.73


reţinuţi pentru

fiecare factor în parte.

Pe de altă parte, itemii 2, 8, 10, 12, 16 şi 19 au tins să se grupeze în factorul II pe

care l-am apropiat de dimensiunea Îngrijorare. Valorile saturaţiilor în factorul II pentru

itemii pe care i-am enumerat au fost cuprinse între 0.59 şi 0.78. Toţi itemii se referă la

preocupările cognitive legate de eşecul la un examen/test şi de posibilele consecinţe ale

acestuia pe care le au în timpul examenului/testului elevii anxioşi în raport cu situaţiile

evaluative.

La rândul lor, itemii 5, 9 şi 20 s-au grupat în cel de-al treilea factor, având

valorile saturaţiilor în acest factor egale cu 0.60, 0.71, respectiv 0.60. Conţinutul celor

261


trei itemi se referă tot la teme ale preocupărilor cognitive ale unui elev anxios: greşelile

făcute în rezolvarea testului sau a subiectelor examenului – itemul 5, nota posibilă –

itemul 9, respectiv dorinţa elevului ca examenele/testele pe care urmează să le susţină

să nu îl mai îngrijoreze atât de mult – itemul 20. Însă, spre deosebire de 2, 8, 10, 12, 16

şi 19, itemii 5, 9 şi 20 se referă la preocupările cognitive care apar fie după, fie înainte

de confruntarea cu situaţia propriu-zisă de examen/test. Aşadar, factorul III a fost

apropiat tot de dimensiunea Îngrijorare. Aceste rezultate sugerează că Îngrijorarea ar

putea fi nuanţată în funcţie de momentul temporal în care apar simptomele specifice

acestei dimensiuni a anxietăţii faţă de testare. În măsura în care această diferenţiere

prezintă utilitate practică în raport cu cercetarea aspectelor anxietăţii faţă de testare sau

cu intervenţia în vederea reducerii simptomelor supărătoare, trebuie reţinută şi studiată

mai în profunzime.

Ordonând descrescător valorile saturaţiilor pe care itemii le-au prezentat în

fiecare dintre cei trei factori care au rezultat în urma analizei, am reţinut următorii

itemi pentru testarea unei scale cu opt itemi denumită Emotivitate:

21 – ,,În timpul testelor/examenelor, mă simt panicat/-ă”;

14 – ,,În timpul unui examen/test, mă simt complet încordat-ă”;

22 – ,,În timpul unui examen/test, simt că inima <<o ia la galop>>”;

23 – ,,În timpul examenelor/testelor, mă copleşesc emoţiile şi nu mai sunt

capabil/-ă să reactionez”;

24 – ,,În timpul examenelor/testelor, încep să am o durere de stomac

chinuitoare”;

17 – ,,În timpul examenelor/testelor, am un sentiment supărător de frică”;

3 – ,,În timpul unui examen/test, mâinile încep să-mi tremure”;

1 – ,,În timpul unui examen/test, devin atât de nervos/-oasă, încât nu mai reuşesc

să-mi pun gândurile în ordine”.

Pentru ansamblul format din cei opt itemi, valoarea coeficientului α-Cronbach

calculată pentru lotul celor 465 elevi de liceu pe care am explorat versiunea paralelă

IAT-II a fost egală cu 0.89 şi a indicat o consistenţă internă bună a scalei experimentale

denumită Emotivitate.

Pentru testarea unei alte scale cu opt itemi denumită Îngrijorare, am reţinut

următorii itemi care au prezentat cele mai ridicate valori ale saturaţiilor în unul dintre

factori II şi III:

16 – ,,În timpul unui examen/test, mă gândesc că sunt foarte puţine şanse să-l

trec”;

10 – ,,În timpul unui examen/test, pierd mult timp gândidu-mă la nota foarte

slabă pe care este posibil să o iau”;

9 – ,,După ce un examen/test s-a terminat, îmi este foarte greu să nu mă mai

gândesc la nota pe care o voi obţine”;

2 – ,,Gândul că voi pica mă împiedică să mă concentrez în timpul

examenelor/testelor”;

262


12 – ,,În timpul unui examen/test, încep să mă întreb ce mi s-ar putea întâmpla

dacă îl voi pica;

19 – ,,Gândurile la examenele/testele pe care le-am picat înainte mă împiedică

să mă concentrez în timpul unui examen/test pe care îl susţin”;

5 – ,,După terminarea unui examen/test, încep să mă gândesc la cât de multe

greşeli am făcut”.

8 – ,,În timpul unui examen/test, încep să-mi fac griji că viitorul meu va fi

compromis dacă nu am să-l trec”.

Pentru ansamblul format din cei opt itemi, valoarea coeficientului α-Cronbach

calculată pentru lotul celor 465 elevi de liceu pe care am explorat versiunea de lucru

IAT-II a fost egală cu 0.84 şi a indicat, de asemenea, o consistenţă internă bună a scalei

experimentale denumită Îngrijorare.

8.3. Date obţinute în urma contravalidării versiunii paralele în limba română a

inventarului IAT. Versiunea IAT-III

A. DATE DESCRIPTIVE. Tabelul 70 prezintă indicatorii descriptivi pentru distribuţia

scorurilor pe care le-au obţinut cei 340 de elevi care au completat versiunea paralelă

IAT-III.

Tabelul 70

Indicatori

IAT-III (scoruri totale)

medie

35.92

mediană 34

mod 34

abatere standard 9.77

skewness 0.76

kurtosis 0.23

minim 20

maxim 70

testul Kolmogorov-Smirnov 2.19 ***

*** p < 0.001

Scorurile elevilor au fost cuprinse între 20 şi 70. Jumătate dintre elevi au obţinut

scoruri mai mici decât 34. Scorurile au prezentat o variaţie moderată (CV = 27.2 %).

Conform datelor referitoare la testul Kolmogorov-Smirnov, distribuţia a prezentat o

abatere semnificativă de la normalitate. Distribuţia a prezentat o asimetrie moderată

spre pronunţată spre stânga, echivalentă cu tendinţa scorurilor de a se concentra sub

valoarea mediei (vezi şi Figura 8.3.).

263


scoruri totale inventar IAT -III

65 - 7061 - 6556 - 6152 - 5647 - 5243 - 4738 - 4334 - 3829 - 3425 - 2920 - 25

Fre

cven

te a

bso

lute

80

76

72

68

64

60

56

52

48

44

40

36

32

28

24

20

16

12

8

4

0

Figura 8.3.

B. COMPARAŢII ÎN FUNCŢIE DE SEX ŞI CLASĂ ŞCOLARĂ. Tabelul 71 prezintă datele

obţinute în urma efectuării comparaţiei scorurilor la versiunea IAT-III în funcţie de

variabila sex.

Tabelul 71

Sex

m

s

t

d-Cohen

Fete (N = 208)

37.38

10.06

3.53 ***

0.39 Băieţi (N = 132) 33.60 8.86

*** p < 0.001

Ca şi în cazul primei forme a versiunii paralele (IAT-II), fetele de liceu au

obţinut o medie a scorurilor la versiunea IAT-III semnificativ mai ridicată decât media

băieţilor (de data aceasta, diferenţa în valoarea absolută a fost egală cu 3.78 puncte).

Din nou, valoarea coeficientului d-Cohen a indicat un efect de mărime scăzută spre

moderată.

Tabelul 72 prezintă comparaţiile între scorurile la versiunea IAT-III obţinute de

subloturile de elevi diferenţiate în funcţie de clasa şcolară.

264


Tabelul 72

Subloturi

m

s

t

d-Cohen

elevi cls. a IX-a – elevi cls. a X-a

36.71 10.47

1.92

0.29 33.98 8.32

elevi cls. a IX-a – elevi cls. a XI-a

33.71 10.47

2.24 *

0.34 33.53 8.14

elevi cls. a IX-a – elevi cls. a XII-a

33.71 10.47

- 1.74

0.27 39.54 10.82

elevi cls. a X-a – elevi cls. a XI-a

33.98 8.32

0.35

0.06 33.53 8.14

elevi cls. a X-a – elevi cls. a XII-a

33.98 8.32

- 3.64 ***

0.58 39.54 10.82

elevi cls. a XI-a – elevi cls. a XII-a

33.53 8.14

- 3.98 ***

0.63 39.54 10.82

* p < 0.05; *** p < 0.001

Datele analizei de varianţă univariată au indicat un efect semnificativ din punct

de vedere statistic (F = 6.91, p < 0.001) din partea variabilei clasă şcolară asupra

scorurilor pe care elevii le-au obţinut la versiunea IAT-III. Din nou, valoarea lui η 2 (=

0.058) a indicat un efect de mărime foarte mică.

Comparaţiile detaliate au evidenţiat un pattern diferit de cel pentru versiunea

IAT-II al diferenţelor în funcţie de clasa şcolară. Astfel, elevii de clasa a XII-a au

obţinut cea mai mare valoare a mediei scorurilor la IAT-III, aceştia fiind urmaţi de

elevii de clasa a IX-a, de cei de clasa a X-a şi, pe ultimul loc, de elevii de clasa a XI-a.

Diferenţele dintre media obţinută de către elevii de clasa a XII-a şi mediile

obţinute de către elevii de clasele a X-a, respectiv de către cei de clasa a XI-a au fost

semnificative din punct de vedere statistic şi au fost caracterizate de valori uşor ridicate

ale mărimii efectului. De asemenea, diferenţa dintre media scorurilor la versiunea IAT-

III obţinută de către elevii de clasa a IX-a şi media obţinută de către elevii de clasa a X-

a a fost semnificativă din punct de vedere statistic, însă mărimea efectului a fost

moderată spre scăzută. Între media elevilor de clasa a X-a şi cea a elevilor de clasa a

XI-a diferenţa a fost nesemnificativă din punct de vedere statistic.

265


C. CORELAŢII CU SCORURILE LA INVENTARUL IAT. ECHIVALENŢA VERSIUNILOR.

Tabelul 73 prezintă corelaţiile dintre versiunea paralelă IAT-III şi versiunea IAT.

Tabelul 73

Scale

Lot total (N = 340)

Fete (N = 208)

Băieţi (N = 132)

IAT-total

0.84 ***

0.88 ***

0.73 ***

Îngrijorare 0.72 *** 0.77 *** 0.63 ***

Emotivitate 0.79 *** 0.83 *** 0.68 ***

** p < 0.01; *** p < 0.001

Ca şi în cazul versiunii IAT-II, toate corelaţiile au fost pozitive, semnificative

din punct de vedere statistic şi au avut valori ridicate sau foarte ridicate. Pentru

sublotul de băieţi, valorile corelaţiilor dintre scorurile la versiunea IAT-III şi scorurile

la inventarul IAT au fost ceva mai scăzute decât valorile corelaţiilor înregistrate pentru

sublotul de fete.

Atât pentru întregul lot de elevi, cât şi pentru fiecare dintre subloturile

diferenţiate în funcţie de variabila sex, valorile corelaţiilor dintre scorurile la versiunea

IAT-III şi scorurile la inventarul IAT au fost ceva mai scăzute decât valorile

înregistrate pentru versiunea IAT-II. Diferenţele au fost ceva mai accentuate în cazul

sublotului de băieţi. Cu toate acestea, datele pe care le-am obţinut au fost considerate

ca o probă a echivalenţei psihometrice între versiunea IAT-III şi versiunea IAT.

Corelaţia dintre scorurile pe care elevii le-au obţinut la versiunea IAT-III şi

mediile pe care le obţinuseră pe anul şcolar anterior a fost egală cu – 0.14 (p < 0.05).

Pentru sublotul de băieţi, corelaţia dintre scorurile la versiunea IAT-III şi

performanţele şcolare a fost negativă, semnificativă din punct de vedere statistic (p <

0.01) şi a avut o valoare mai ridicată (r = 0.23) decât corelaţia înregistrată pentru

sublotul de fete (r = 0.13) care a fost tot negativă, însă nesemnificativă din punct de

vedere statistic.

D. EXPLORAREA SCALELOR EXPERIMENTALE ÎNGRIJORARE ŞI EMOTIVITATE. Itemii

din versiunea IAT-III care corespund itemilor 2, 5, 8, 9, 10, 12, 16 şi 19 din versiunea

IAT-II, adică scalei Îngrijorare pe care ne-am propus să o explorăm sunt: 2, 4, 5, 8, 15,

20, 17, respectiv 19. Pentru fiecare dintre cei 340 de elevi, am însumat scorurile la

aceşti itemi, obţinând un scor experimental pentru scala Îngrijorare. Scorurile au fost

cuprinse între 8 şi 30 (m = 14.25, s = 4.09). Pentru versiunea experimentală a scalei

Îngrijorare din IAT-III, valorile coeficientului de consistenţă internă α-Cronbach au

fost: 0.73 – lotul de elevi total; 0.71 – băieţi; 0.75 – fete.

Itemii din versiunea IAT-III care corespund itemilor 1, 3, 14, 17, 21, 22, 23 şi 24

din versiunea IAT-II, adică scalei experimentale Emotivitate sunt: 1, 3, 7, 12, 16, 18, 9,

266


respectiv 14. Pentru fiecare dintre elevii din cel de-al doilea lot, am însumat scorurile la

aceşti itemi, obţinând un scor experimental pentru scala Emotivitate. Scorurile elevilor

au variat între 8 şi 30 (m = 14.11, s = 4.58). Pentru versiunea experimentală a scalei

Emotivitate din IAT-III, valorile coeficientului α-Cronbach au fost mult mai bune decât

în cazul scalei Îngrijorare: 0.83 – lotul de elevi total; 0.79 – băieţi; 0.84 – fete.

Scorurile la cele două scale experimentale au corelat pozitiv, semnificativ din

punct de vedere statistic şi cu intensitate uşor ridicată (r = 0.60, p < 0.01). Valorile

corelaţiilor dintre scorurile la fiecare scală şi scorul total la versiunea IAT-III au fost:

0.85 (p < 0.001) – scala Îngrijorare; 0.90 (p < 0.001) – scala Emotivitate.

Tabelul 74 prezintă corelaţiile dintre scorurile la versiunile experimentale ale

scalelor Îngrijorare şi Emotivitate din IAT-III şi scorurile la inventarul IAT pe care le-

au obţinut elevii. Corelaţiile sunt prezentate şi pentru subloturile de elevi diferenţiate în

funcţie de variabila sex. Din valorile corelaţiilor, constatăm că validitatea de construct

pentru versiunea experimentală a scalei Emotivitate din IAT-III a fost mai consistentă

decât validitatea de construct pentru scala Îngrijorare. Într-adevăr, atât pentru întregul

lot de elevi, cât şi pentru subloturile diferenţiate în funcţie de variabila sex, valorile

corelaţiilor dintre scorurile la scala Emotivitate din IAT-III şi scorurile la scala

Emotivitate din versiunea originală IAT au fost mai ridicate decât valorile corelaţiilor

dintre scorurile la scala Îngrijorare din IAT-III şi scorurile la scala Îngrijorare din

IAT.

Tabelul 74

Loturi

Scale experimentale

IAT-III

IAT-total Îngrijorare Emotivitate

Total (N = 340 elevi)

Îngrijorare

0.68 ***

0.68 **

0.58 ***

Emotivitate 0.81 *** 0.64 ** 0.80 ***

Fete (N = 208) Îngrijorare 0.72 *** 0.73 ** 0.61 ***

Emotivitate 0.85 *** 0.68 ** 0.83 ***

Băieţi (N = 132) Îngrijorare 0.61 *** 0.58 ** 0.53 ***

Emotivitate 0.70 *** 0.56 ** 0.70 ***

** p < 0.01; *** p < 0.001

De asemenea, scala experimentală Emotivitate din IAT-III a prezentat corelaţii

cu scorurile totale la inventarul IAT mai ridicate decât corelaţiile scalei Îngrijorare din

IAT-III (de exemplu, pentru lotul de elevi total – 0.81 faţă de 0.68). De remarcat că

toate corelaţiile au fost semnificative din punct de vedere statistic şi au avut valori cel

puţin moderate.

Tabelul 75 prezintă corelaţiile dintre scorurile la versiunile experimentale ale

scalelor Îngrijorare şi Emotivitate din IAT-III şi performanţele şcolare ale elevilor

(mediile generale pe care le obţinuseră în anul şcolar anterior).

267


Tabelul 75

Loturi

Scale experimentale IAT-III Medii generale

Total (N = 340 elevi)

Îngrijorare

- 0.15 *

Emotivitate - 0.10 *

Fete (N = 208) Îngrijorare - 0.15 *


Băieţi (N = 132) Îngrijorare - 0.18 *


* p < 0.05

Corelaţiile scorurilor la fiecare dintre cele două scale experimentale din

versiunea IAT-III cu performanţele şcolare au fost negative, însă au avut valori foarte

scăzute sau modeste. Pentru sublotul de fete, valorile corelaţiilor cu performaneţele

şcolare au fost mai ridicate decât valorile corelaţiilor înregistrate pentru sublotul de

băieţi (în cazul scalei Emotivitate, diferenţa a fost pronunţată). Corelaţia dintre

scorurile la scala experimentală Emotivitate din IAT-III şi rezultatele şcolare a fost

semnificativă din punct de vedere statistic doar în cazul băieţilor. În schimb, scorurile

la scala Îngrijorare au corelat semnificativ din punct de vedere statistic cu

performanţele şcolare atât pentru lotul de elevi total, cât şi în cazul fiecăruia dintre

subloturile diferenţiate în funcţie de variabila sex.

E. CONSISTENŢA INTERNĂ A ITEMILOR. CORELAŢIILE CU SCORUL TOTAL. Tabelul 76

prezintă valorile corectate ale corelaţiilor dintre scorurile la fiecare item în parte şi

scorul total la versiunea IAT-III, precum şi valoarea coeficientului de consistenţă

internă pentru ansamblurile reprezentate de resturile de itemi ai versiunii IAT-III,

rezultate prin eliminarea pe rând a câte unui item.

Valorile corelaţiilor între scorurile la itemii inventarului IAT-III şi scorul total au

fost cuprinse între 0.36 şi 0.65 (mediana distribuţiei corelaţiilor = 0.50; media = 0.50).

Valori mai scăzute ale corelaţiei cu scorul total au prezentat itemii: 4 (,,După

terminarea unui examen/test, încep să mă gândesc la cât de multe greşeli am făcut”), 8

(,,După ce un examen/test s-a terminat, îmi este foarte greu să nu mă mai gândesc la

nota pe care o voi obţine”), 10 (,,La începutul unui examen/test, am senzaţia de leşin”),

14 (,,În timpul unui examen/test, încep să am o durere de stomac chinuitoare”), 15 (,,În

timpul unui examen/test, pierd mult timp gândindu-mă la nota foarte slabă pe care este

posibil să o iau”) şi 17 (,,În timpul unui examen/test, mă gândesc că sunt foarte puţin

şanse să-l trec”). Eliminarea pe rând a fiecăruia dintre aceşti itemi ar fi crescut

valoarea consistenţei interne a ansamblurilor reprezentate de restul itemilor din IAT-III

de la 0.88 la 0.89.

268


Tabelul 76

Itemi IAT-III

Corelaţie scor item-scor total

(corectată)

α-Cronbach dacă

itemul este eliminat

1. 0.57 0.88

2. 0.51 0.88

3. 0.48 0.88

4. 0.36 0.89

5. 0.53 0.88

6. 0.48 0.88

7. 0.65 0.88

8. 0.40 0.89

9. 0.57 0.88

10. 0.39 0.89

11. 0.63 0.88

12. 0.63 0.88

13. 0.64 0.88

14. 0.41 0.89

15. 0.40 0.89

16. 0.63 0.88

17. 0.39 0.89

18. 0.57 0.88

19. 0.43 0.88

20. 0.50 0.88

Pentru lotul reprezentat de cei 340 de elevi de liceu pe care am experimentat

versiunea IAT-III, valoarea consistenţei interne (coeficientul α-Cronbach) a fost egală

cu 0.88.

Variaţiile consistenţei interne în funcţie de variabilele sex, respectiv clasă

şcolară au fost mici: 0.89 – fete; 0.87 – băieţi; 0.89 – elevi de clasa a IX-a; 0.86 – elevi

de clasa a X-a; 0.86 – elevi de clasa a XI-a; 0.90 – elevi de clasa a XII-a.

Şi variabila vârstă a produs variaţii mici ale coeficientului α-Cronbach: 0.90 –

elevi în vârstă de 15 ani; 0.88 – elevi în vârstă de 16 ani; 0.87 – elevi în vârstă de 17

ani; 0.88 – elevi în vârstă de 18 ani; 0.90 – elevi în vârstă de 19 ani.

E. STRUCTURA FACTORIALĂ. Tabelul 77 prezintă corelaţiile dintre cei 20 de itemi

ai versiunii IAT-III. Aproape toate corelaţiile dintre itemi (97.8 %) au fost

semnificative din punct de vedere statistic. Valorile acestora au fost cuprinse între 0.05

şi 0.57 (media distribuţiei valorilor corelaţiilor = 0.29, mediana = 0.29).

În vederea extragerii factorilor, am utilizat tot metoda descompunerii în

componente principale cu rotaţie varimax. Aplicând criteriul lui Cattell, am reţinut trei

269


factori în urma rotaţiei. Aceştia au explicat împreună 49.05 % din varianţa comună a

scorurilor la itemi. Primul dintre factori a explicat 17.08 % din varianţa comună a

scorurilor la itemi, al doilea – 17.06 %, iar cel de-al treilea factor – 14.9 %.

Comunalităţile itemilor (vezi Tabelul 78) au variat între 0.29 şi 0.68 (media

distribuţiei comunalităţilor = 0.48, mediana = 0.48). Din Tabelul 78, se poate constata

că itemii 4 (,,După terminarea unui examen/test, încep să mă gândesc la cât de multe

greşeli am făcut”), 8 (,,După ce un examen/test s-a terminat, îmi este foarte greu să nu

mă mai gândesc la nota pe care o voi obţine”), 11 (,,Pe măsură ce se apropie ziua unui

examen/test, mă îngrijorează din ce în ce mai mult nota pe care o voi obţine”) şi 13

(,,În ziua în care urmează să susţin un examen/test, încep să-mi fac foarte multe griji în

privinţa acestuia”) au tins să se grupeze în factorul I. Valorile saturaţiilor pe care aceşti

itemi le-au prezentat în factorul I au fost superioare pragului de 0.40 pe care l-am

utilizat pentru selecţia itemilor în cadrul modelului factorial (au fost cuprinse între 0.52

şi 077).

Valorile saturaţiilor pe care itemii 4, 8, 11 şi 13 le-au prezentat în unul sau altul

dintre factorii II şi III au fost mult mai scăzute decât valorile saturaţiilor în primul

factor. Pentru itemul 8, valorile saturaţiilor în factorii II şi III au fost chiar infime. Toţi

cei patru itemi se referă la preocupările unui elev legate de eşecul la un examen/test

(deci la factorul Îngrijorare) care apar fie după, fie înainte de confruntarea cu situaţia

propriu-zisă de examen/test. Aşadar, factorul I din modelul factorial al versiunii IAT-

III este echivalent cu factorul III din modelul factorial al versiunii IAT-II (a se revedea

Tabelul 69).

Pe de altă parte, itemii 2 (,,Gândul că voi pica mă împiedică să mă concentrez în

timpul examenelor/testelor”), 15 (,,În timpul unui examen/test, pierd mult timp gândidu-

mă la nota foarte slabă pe care este posibil să o iau”), 17 (,,În timpul unui examen/test,

mă gândesc că sunt foarte puţine şanse să-l trec”), 19 (,,Gândul la examenele/testele la

care am picat înainte mă împiedică să mă concentrez în timpul unui examen/test pe care

îl susţin”) şi 20 (,,În timpul unui examen/test, încep să mă întreb ce mi s-ar putea

întâmpla dacă îl voi pica”) s-au grupat în factorul III pe care l-am apropiat tot de

dimensiunea Îngrijorare. Valorile saturaţiilor în factorul III pentru itemii pe care i-am

enumerat au fost cuprinse între 0.39 şi 0.69. În acelaşi timp, saturaţiile pe care aceşti

itemi le-au prezentat în factorul I şi în factorul II au fost mult mai scăzute ca valoare

(unele chiar infime). Toţi itemii pe care i-am enumerat se referă la preocupările

cognitive legate de eşecul la un examen/test şi de posibilele consecinţe ale acestuia pe

care le au în timpul examenului/testului elevii anxioşi în raport cu situaţiile evaluative.

Este vorba despre factorul II din modelul factorial rezultat pentru versiunea IAT-II pe

care l-am apropiat de dimensiunea Îngrijorare.

270

Tab

elul

77

Item

i 1

. 2.

3.

4.

5.

6.

7.

8.

9.

10

. 1

1.

12

. 13.

14.

15.

16.

17.

18.

19.

20.

1.

- 0.3

8 *

*

0.3

4 *

*

0.2

7 *

*

0.2

9 *

*

0.2

7 *

*

0.5

0 *

*

0.2

3 *

*

0.5

1 *

*

0.2

5 *

*

0.3

4 *

*

0.4

0 *

*

0.3

6 *

*

0.2

7 *

*

0.2

7 *

*

0.4

3 *

*

0.2

7 *

*

0.3

5 *

*

0.1

8 *

*

0.2

6 *

*

2.

-

0.2

5 *

*

0.1

9 *

*

0.3

3 *

*

0.2

4 *

*

0.3

6 *

*

0.1

9 *

*

0.3

0 *

*

0.1

6 *

*

0.3

5 *

*

0.3

1 *

*

0.3

6 *

*

0.1

9 *

*

0.3

7 *

*

0.3

0 *

*

0.2

6 *

*

0.2

9 *

*

0.3

9 *

*

0.3

8 *

*

3.

- 0.1

7 *

*

0.2

3 *

*

0.4

1 *

*

0.4

6 *

*

0.1

8 *

*

0.3

3 *

*

0.2

4 *

*

0.3

2 *

*

0.3

8 *

*

0.3

2 *

*

0.2

9 *

*

0.0

5

0.3

5 *

*

0.1

8 *

*

0.3

7 *

*

0.1

5 *

*

0.1

6 *

*

4.

-

0.1

9 *

*

0.1

7 *

*

0.2

8 *

*

0.3

3 *

*

0.1

4 *

*

0.1

0

0.3

0 *

*

0.2

0 *

*

0.3

2 *

*

0.1

7 *

*

0.2

0 *

*

0.1

8 *

*

0.1

5 *

*

0.2

5 *

*

0.1

2 *

0.1

9 *

*

5.

- 0

.25

**

0

.31

**

0

.24

**

0

.32

**

0

.23

**

0

.44

**

0

.45

**

0.4

3 *

*

0.1

4 *

*

0.2

7 *

*

0.2

8 *

*

0.3

3 *

*

0.2

7 *

*

0.3

5 *

*

0.4

0 *

*

6.

-

0.4

2 *

*

0.1

8 *

*

0.3

0 *

*

0.2

6 *

*

0.3

8 *

*

0.3

1 *

*

0.3

2 *

*

0.3

5 *

*

0.1

3 *

0.3

1 *

*

0.1

1 *

0.3

6 *

*

0.2

3 *

*

0.1

8 *

*

7.

- 0

.31

**

0

.43

**

0

.24

**

0

.46

**

0

.49

**

0.5

2 *

*

0.3

5 *

*

0.2

1 *

*

0.5

0 *

*

0.1

9 *

*

0.4

8 *

*

0.1

8 *

*

0.2

7 *

*

8.

-

0.2

2 *

*

0.1

3 *

0

.38

**

0

.30

**

0.4

2 *

*

0.1

1 *

0.1

4 *

*

0.2

9 *

*

0.0

9

0.2

8 *

*

0.0

9

0.2

0 *

*

9.

- 0

.44

**

0

.37

**

0

.35

**

0.3

0 *

*

0.3

2 *

*

0.3

0 *

*

0.4

3 *

*

0.3

2 *

*

0.3

7 *

*

0.2

3 *

*

0.3

0 *

*

10

.

- 0

.24

**

0

.29

**

0.1

5 *

*

0.3

4 *

*

0.1

8 *

*

0.3

1 *

*

0.1

9 *

*

0.2

6 *

*

0.2

2 *

*

0.1

6 *

*

11

.

-

0.4

5 *

*

0.5

7 *

*

0.1

8 *

*

0.2

8 *

*

0.4

0 *

*

0.2

3 *

*

0.4

6 *

*

0.2

3 *

*

0.3

4 *

*

12

.

- 0.5

7 *

*

0.3

0 *

*

0.2

0 *

*

0.4

8 *

*

0.2

6 *

*

0.3

9 *

*

0.3

4 *

*

0.3

3 *

*

13

.

-

0.1

9 *

*

0.1

7 *

*

0.4

5 *

*

0.2

4 *

*

0.4

8 *

*

0.2

3 *

*

0.3

5 *

*

14

.

- 0.2

2 *

*

0.3

3 *

*

0.1

4 *

*

0.2

6 *

*

0.2

4 *

*

0.1

9 *

*

15

.

-

0.3

4 *

*

0.3

3 *

*

0.1

3 *

0.3

7 *

*

0.3

7 *

*

16

.

- 0.2

8 *

*

0.4

6 *

*

0.2

9 *

*

0.3

7 *

*

17

.

-

0.1

2 *

0.3

6 *

*

0.4

0 *

*

18

.

- 0.2

4 *

*

0.2

9 *

*

19

.

-

0.4

1 *

*

20

.

-

* p

< 0

.05

; ** p

< 0

.01

; te

stul

KM

O =

0.9

1;

test

ul

Bar

tlet

t: χ

2 =

22

79

.06

, p

< 0

.00

1

271


Tabelul 78

Itemi IAT-III Factori

Comunalităţi I II III

1. 0.33 0.50 a 0.26 0.43

2. 0.30 0.19 0.53 0.41

3. 0.31 0.60 - 0.0002 0.46

4. 0.52 0.0004 0.12 0.29

5. 0.42 0.12 0.50 0.45

6. 0.28 0.58 0.0002 0.42

7. 0.53 0.55 0.10 0.61

8. 0.67 0.0004 0.0004 0.45

9. 0.15 0.62 0.34 0.53

10. - 0.0007 0.64 0.21 0.46

11. 0.66 0.25 0.25 0.57

12. 0.50 0.40 0.28 0.50

13. 0.77 0.20 0.20 0.68

14. - 0.0001 0.67 0.14 0.47

15. 0.0005 0.12 0.69 0.49

16. 0.36 0.51 0.31 0.50

17. 0.0006 0.13 0.67 0.47

18. 0.52 0.46 0.0007 0.49

19. 0.0005 0.18 0.69 0.51

20. 0.28 0.0008 0.67 0.54

Valori proprii 3.41 3.41 2.98



Aşadar, itemii 2, 4, 8, 11, 13, 15, 17, 19 şi 20 din versiunea IAT-III s-au grupat în

factorii I şi III pe care i-am asimilat dimensiunii Îngrijorare. Corespondenţii lor din

versiunea IAT-II sunt: 2, 5, 9, 11, 18, 10, 16, 19, respectiv 12. Dintre aceştia, itemii 2, 5,

9, 10, 16, 19 şi 12 s-au grupat în factorii II şi III din modelul pentru versiunea IAT-II pe

care i-am asimilat dimensiunii Îngrijorare. În cadrul modelului factorial care a rezultat

din reducerea scorurilor pe care elevii le-au obţinut la itemii versiunii IAT-III, itemii 1

(,,În timpul unui examen/test, devin atât de emoţionat/-ă, încât nu mai reuşesc să-mi pun

gândurile în ordine”), 3 (,,În timpul unui examen/test, mâinile încep să-mi tremure”), 6

(,,În timpul examenelor/testelor, am senzaţia neplăcută de ,,nod în gât””), 9 (,,În timpul

examenelor/testelor, mă copleşesc emoţiile şi nu mai sunt capabil/-ă să reactionez”), 10

(,,La începutul unui examen/test, am senzaţia de leşin”), 14 (,,În timpul

examenelor/testelor, încep să am o durere de stomac chinuitoare”) şi 16 (,,În timpul

testelor/examenelor, mă simt panicat/-ă”) au manifestat tendinţa de a se grupa în

factorul cel de-al doilea dintre factorii care au fost extraşi în cadrul modelului pentru

272


versiunea IAT-III. Valorile saturaţiilor au fost cuprinse între 0.50 (pentru itemul 1) şi

0.67 (pentru itemul 14). În acelaşi timp, saturaţiile pe care aceşti itemi le-au prezentat în

factorul I şi în factorul III au fost mult mai scăzute ca valoare (unele chiar infime).

Conţinutul tuturor itemilor se referă la stări emoţionale şi senzaţii somatice şi neuro-

vegetative care apar atunci când un elev se confruntă efectiv cu situaţia de examen/test.

De aceea, factorul II a fost asimilat dimensiunii Emotivitate (în modelul factorial pentru

versiunea IAT-II, corespondentul său este factorul I). Pentru itemii 1, 3, 6, 9, 14 şi 16

din versiunea IAT-III, corespondenţii din versiunea IAT-II sunt: 1, 3, 6, 23, 24,

respectiv 21 88

. Toţi aceşti itemi s-au grupat în factorul I din modelul pentru versiunea

IAT-II pe care l-am asimilat dimensiunii Emotivitate.

În concluzie, modelul factorial relevat de scorurile pe care elevii le-au obţinut la

itemii versiunii IAT-III a fost apropiat de modelul factorial rezultat pentru versiunea

IAT-II. Cincisprezece itemi comuni celor două versiuni s-au grupat în aceleaşi

dimensiuni ale anxietăţii faţă de testare. Astfel, itemii 2 (2) 89

– ,,Gândul că voi pica mă

împiedică să mă concentrez în timpul examenelor/testelor”, 4 (5) – ,,După terminarea

unui examen/test, încep să mă gândesc la cât de multe greşeli am făcut”, 8 (9) – ,,După

ce un examen/test s-a terminat, îmi este foarte greu să nu mă mai gândesc la nota pe

care o voi obţine”, 11 (11) – ,,Pe măsură ce se apropie ziua unui examen/test, mă

îngrijorează din ce în ce mai mult nota pe care o voi obţine”, 13 (18) – ,,În ziua în care

urmează să susţin un examen/test, încep să-mi fac foarte multe griji în privinţa

acestuia”, 15 (10) – ,,În timpul unui examen/test, pierd mult timp gândidu-mă la nota

foarte slabă pe care este posibil să o iau”, 17 (16) – ,,În timpul unui examen/test, mă

gândesc că sunt foarte puţine şanse să-l trec”, 19 (19) – ,,Gândul la examenele/testele la

care am picat înainte mă împiedică să mă concentrez în timpul unui examen/test pe care

îl susţin”, respectiv 20 (12) – ,,În timpul unui examen/test, încep să mă întreb ce mi s-ar

putea întâmpla dacă îl voi pica”s-au grupat în dimensiunea referitoare la Îngrijorare

(factorii I şi III din modelul corespunzător versiunii IAT-III, respectiv factorii II şi III

din modelul corespunzător versiunii IAT-II).

La rândul lor, itemii 1 (1) – ,,În timpul unui examen/test, devin atât de emoţionat/-

ă, încât nu mai reuşesc să-mi pun gândurile în ordine”, 3 (3) – ,,În timpul unui

examen/test, mâinile încep să-mi tremure”, 6 (6) – ,,În timpul examenelor/testelor, am

senzaţia neplăcută de <<nod în gât>>”, 9 (23) – ,,În timpul examenelor/testelor, mă

copleşesc emoţiile şi nu mai sunt capabil/-ă să reactionez”, 14 (24) - ,,În timpul

examenelor/testelor, încep să am o durere de stomac chinuitoare”, respectiv 16 (21) –

,,În timpul testelor/examenelor, mă simt panicat/-ă” s-au grupat în dimensiunea

referitoare la Emotivitate (factorul II din modelul corespunzător versiunii IAT-III,

respectiv factorul I din modelul corespunzător versiunii IAT-II).

88

Reamintim că itemul 10 din versiunea IAT-III nu a avut corespondent în versiunea IAT-II. 89

Primul număr reprezintă numărul de ordine al itemului în versiunea IAT-III, în timp ce în

paranteză este trecut numărul de ordine al itemului corespondent din versiunea IAT-II.

273

274

9. Experimentarea unei versiuni scurte a inventarului IAT

Stabilirea unei forme scurte a versiunii în limba română a inventarului TAI este

motivată de raţiuni practice. Anumite design-uri de cercetare implică administrarea mai

multor probe, în vederea testării empirice a unui model pe care autorul (autorii) îl are

(au) în minte. Dacă acestea sunt lungi, participanţii la studiu ar putea manifesta o

atitudine negativă, mergând de la plictiseală şi oboseală (care conduc la variaţii ale

gradului de implicare în parcurgerea întrebărilor chestionarelor) până la refuzul de a

completa chestionarele. În plus, activitatea care implică verificarea validităţii

protocoalelor cu răspunsuri, scorare acestora, realizarea bazei de date şi prelucrarea

statistică a datelor ar fi foarte laborioasă.

Având în vedere că versiunea în limba română a inventarului TAI a probat o

fidelitate bună sub aspectul consistenţei interne a itemilor şi a fidelităţii prin

înjumătăţire (a se revedea Capitolul 7, subcapitolul 7.3.), precum şi existenţa mai

multor itemi care au prezentat saturaţii în una sau în alta dintre cele două dimensiuni

ale anxietăţii faţă de testare (a se revedea Capitolul 7, subcapitolul 7.5.), am considerat

ca fiind posibilă stabilirea unei forme scurte care să poată fi utilizată cu încredere

pentru evaluarea (individuală sau colectivă) a anxietăţii faţă de testare, în scoruri de

cercetare sau de intervenţie.

Baza de date pornind de la care a fost stabilită forma scurtă a versiunii în limba

română a inventarului TAI a fost reprezentată de 1914 elevi de liceu din cadrul celor

nouă loturi pe care am realizat studiile.

9.1. Criterii de selecţie a itemilor

Deane şi Taylor (2002) vorbesc de necesitatea reducerii numărului de itemi al

unui instrument, fără distorsionarea capacităţii acestuia de a ,,captura” constructul(ele)

relevant(e) pe care cercetătorul doreşte să-l (să le) studieze.

Cei doi autori au experimentat o formă scurtă a inventarului TAI (a se revedea

Capitolul 2, subcapitolul 2.7.) prin selecţia mai multor subansambluri de itemi din

varianta lungă, pentru care au calculat şi au comparat între ele valorile corelaţiilor între

scorurile la câte un item şi scorurile la ansamblul format din restul de itemi (engl. item-

remainder correlations 90

), precum şi valorile corelaţiilor între scorurile la formele

scurte şi scorurile la ansamblurile formate din restul de itemi (de exemplu, corelaţiile

între scorurile la subansamblul format din cinci itemi şi scorurile la ansamblul format

din restul de 15 itemi ai inventarului). De asemenea, cei doi autori pe care i-am citat

par să fi făcut selecţia itemilor în cadrul formelor mai scurte astfel încât să reproducă

proporţia în ceea ce priveşte numărul de itemi care scorează pentru fiecare dintre cele

90

A se revedea cea de-a 15-a notă de subsol (Capitolul 2, subcapitolul 2.1.).

275


două scale ale versiunii lungi a inventarului. Pe baza celor trei criterii, autorii au reţinut

cinci combinaţii alcătuite din patru, cinci, şase, opt, respectiv zece itemi din forma

lungă a inventarului TAI.

După parcurgerea unor tehnici statistice, autorii au reţinut versiunea cu cinci

itemi pe care au considerat-o ca fiind similară cu versiunea lungă, în ceea ce priveşte

indicatorii referitori la fidelitate (consistenţa internă) şi la validitate (de construct). În

Caseta 3, sunt redaţi itemii din versiunea lungă a inventarului TAI pe care Deane şi

Taylor (2002) i-au reţinut în versiunea scurtă (între paranteze sunt trecute numerele de

ordine pe care itemii le au în versiunea lungă).

Caseta 3

TAI-5 (Deane şi Taylor, 2002)

1 (11). În timpul testelor, mă simt foarte încordat(ă).

2 (12). Mi-aş dori ca examenele să nu mă mai perturbe atât de mult.

3 (14). În timpul testelor importante, mă gândesc numai la eşec.

4 (15). În timpul unui test important, mă simt foarte panicat(ă).

5 (20). În timpul examenelor, devin atât de agitat(ă), încât uit şi ceea ce ştiu într-adevăr.

Unul dintre criteriile de selecţie a itemilor în cadrul celor trei forme scurte ale

versiunii în limba română (IAT) a inventarului TAI pe care le-am explorat a fost

reprezentat de valorile corectate ale corelaţiilor dintre scorurile la itemi şi scorurile

totale care reprezintă acelaşi construct statistic cu cel referitor la corelaţiile dintre

scorurile la câte un item şi scorurile la ansamblul format din restul de itemi (item-

remainder correlation). Acest criteriu a fost utilizat şi de Deane şi Taylor (2002) în

selecţia itemilor versiunilor scurte ale inventarului TAI pe care le-au testat. De

asemenea, itemii din cadrul formei lungi a versiunii în limba română a inventarului

TAI au fost selectaţi astfel încât să reproducă proporţia egală a itemilor care cotau

pentru fiecare dintre cele două scale. De exemplu, pentru versiunea scurtă cu şase

itemi, am selecţionat din versiunea lungă trei itemi care operaţionalizau dimensiunea

Emotivitate (este vorba despre itemii 9, 11 şi 15) şi trei itemi care operaţionalizau

dimensiunea Îngrijorare (este vorba despre itemii 7, 14 şi 17).

Următoarele două criterii pe care le-am utilizat în selecţia itemilor formelor

scurte au fost diferite de cele la care au făcut apel Deane şi Taylor (2002). Unul a vizat

valorile pe care le-au avut saturaţiile itemilor inventarului IAT în una sau în alta dintre

cele două dimensiuni ale anxietăţii faţă de testare (a se revedea Capitolul 7,

subcapitolul 7.5., punctul I.1.). Celălalt a fost reprezentat de evaluarea conţinutului

itemilor. De exemplu, au fost evitaţi itemi, precum 2 (,,În timpul examenelor/testelor,

am un sentiment supărător de nelinişte ”), 10 (,,La un examen/test, devin foarte

276


neliniştit/-ă, chiar înainte de a da foia cu răspunsuri”) sau 12 (,,Mi-aş dori ca

examenele/testele să nu mă mai perturbe atât de mult”) care au fost evaluaţi ca fiind

mai ambigui în ceea ce priveşte dimensiunea anxietăţii faţă de testare pe care o

reflectau (a se revedea Capitolul 7, subcapitolul 7.5., punctul II, comentariul pentru

itemii 2 şi 10). De asemenea, am evitat includerea în vreuna dintre cele trei versiuni

scurte a itemilor problematici 16 (,,Îmi fac foarte multe griji înaintea unui examen/test

important”) şi 20 (,,În timpul examenelor/testelor, devin atât de agitat(ă), încât uit şi

ceea ce ştiu într-adevăr”).

Tabelul 79 prezintă valorile corectate ale corelaţiilor dintre scorurile la fiecare

dintre itemii versiunii lungi în limba română a inventarului TAI şi scorurile totale,

respectiv valorile saturaţiilor pe care itemii le-au prezentat în fiecare dintre cele două

dimensiuni ale anxietăţii faţă de testare care au rezultat în urma analizei factoriale

exploratorii efectuată pe lotul de elevi general. Valorile saturaţiilor le reproduc pe cele

incluse în Tabelul 48 (Capitolul 7, subcapitolul 7.5., punctul I.1.).

Tabelul 79

Item

IAT

Corelaţie scor

item-

scor total

(corectată)

Saturaţii

Observaţii Factor I

(Emotivitate)

Factor II

(Îngrijorare)

1. 0.47 0.50 0.20

Valori modeste ale saturaţiei în

dimensiunea Emotivitate,

respectiv ale corelaţiei cu

scorul total.

2. 0.56 0.61 0.22

Conţinut evaluat ca fiind

ambiguu.

3. a

0.50 0.23 0.62

4. 0.55 0.38 0.50

Conţinut evaluat ca fiind

ambiguu. Valoare modestă a

saturaţiei în dimensiunea

Îngrijorare şi nu foarte diferită

de saturaţia în dimensiunea

Emotivitate.

5. 0.36 - 0.001 0.70

6. 0.38 0.17 0.48


dimensiunea Îngrijorare,

respectiv ale corelaţiei cu

scorul total.

7. 0.60 0.31 0.66

8. 0.50 0.56 0.18

9. 0.61 0.69 0.19

10. 0.59 0.56 0.23 Conţinut evaluat ca fiind

ambiguu.

11. 0.67 0.70 0.26

277


12. 0.50 0.61 0.12 Conţinut evaluat ca fiind

ambiguu.

13. 0.45 0.46 0.23


dimensiunea Emotivitate,

respectiv ale corelaţiei cu scorul

total.

14. 0.54 0.24 0.67

15. 0.71 0.64 0.41

16. 0.56 0.69 0.11

În versiunea originală, este

trecut la dimensiunea

Emotivitate, deşi, prin

conţinutul său explicit, pare să

trimită către dimensiunea

Îngrijoare.

17. 0.56 0.29 0.63

18. 0.57 0.65 0.18

19. 0.54 0.56 0.24

Deşi prezintă o saturaţie mult

mai ridicată în dimensiunea

Emotivitate decât valoarea

saturaţiei în dimensiunea

Îngrijorare, itemul trimite prin

conţinutul său explicit către

dimensiunea Îngrijorare.

Spielberger (1980), nu l-a

inclus în niciuna dintre cele

două dimensiuni.

20.

0.65

0.48

0.52

Saturaţiile în ambii factori sunt

apropiate ca valoare. În

versiunea originală, este trecut la


a Itemii ale căror numere de ordine sunt tehnoredactaţi în caractare îngroşate şi subliniate au fos

incluşi în cele trei versiuni scurte pe care le-am explorat.

Itemii 3, 5, 7, 8, 9, 11, 14, 15, 17 şi 18 au fost incluşi în cele trei versiuni scurte

pe care le-am explorat. Dintre aceştia, itemii 5, 14, 7, 17 şi 3 au prezentat cele mai

ridicate valori (în ordinea descrescătoare) ale saturaţiilor în factorul II – Îngrijorare.

Cu excepţia itemilor 2, 10, 12, 16 şi 19 pe care am evitat să-i includem, itemii 11, 9,

18, 15 şi 8 au prezentat cele mai ridicate valori (în ordinea descrescătoare) ale

saturaţiilor în factorul I – Emotivitate.

În acelaşi timp, itemii 15, 11, 9, 7, 18 şi 17 (dintre cei incluşi) au avut cele mai

ridicate valori corectate (în ordinea descrescătoare) ale corelaţiilor cu scorurile totale la

versiunea lungă a inventarului IAT. Deşi au avut aceeaşi valoare moderată a corelaţiei

cu scorurile totale, itemii 3 şi 8 au fost incluşi în versiunile scurte pentru că itemul 3

prezenta o valoare bună a saturaţiei în dimensiunea Îngrijorare, iar itemul 8 prezenta o

valoare bună a saturaţiei în dimensiunea Emotivitate, în afara itemilor 2, 10, 12, 16 şi

278


19 care au avut saturaţii mai bune, dar pe care am evitat să-i includem. În fine, deşi a

avut o valoare modestă a corelaţiei cu scorurile totale, itemul 5 a fost inclus pentru că a

prezentat cea mai ridicată dintre saturaţiile itemilor în dimensiunea Îngrijorare.

În versiunea scurtă cu şase itemi (IAT-6), au fost incluşi itemii 7, 9, 11, 14, 15 şi

17. În versiunea scurtă cu opt itemi (IAT-8), au fost adăugaţi itemii 3 şi 18. În fine, în

versiunea scurtă cu zece itemi (IAT-10), au fost incluşi itemii din TAI-8 la care am

adăugat itemii 5 şi 8.

9.2. Comparaţii exploratorii între trei versiuni scurte ale inventarului IAT

Tabelul 80 prezintă itemii, saturaţiile acestora în dimensiuni (factori),

comunalităţile, scalele, valorile proprii ale factorilor, procentele din varianţa comună a

itemilor explicate de fiecare factor în parte, procentul total din varianţa comună a

itemilor explicat de factori împreună, precum şi consistenţa internă (coeficientul α-

Cronbach) pentru fiecare dintre cele trei versiuni scurte ale inventarului IAT pe care le-

am explorat. De asemenea, au fost incluşi indicatorii statistici prin care a fost evaluată

legitimitatea factorializării scorurilor la itemi.

Pentru fiecare dintre cele trei versiuni scurte, valoarea coeficientului α-Cronbach

a indicat o consistenţă internă bună. Valorile consistenţei interne au fost crescătoare de

la o versiune la alta, deoarece a crescut numărul de itemi.

Pentru versiunea cu şase itemi (IAT-6), valorile consistenţei interne în funcţie de

variabila sex au fost: 0.81 – fete; 0.78 – băieţi. Pentru versiunea cu opt itemi (IAT-8),

valoarea consistenţei interne în sublotul de fete a fost egală cu 0.84, iar în sublotul de

băieţi cu 0.81. În fine, pentru versiunea cu zece itemi (IAT-10), valorile consistenţei

interne în funcţie de variabila sex au crescut foarte puţin: 0.85 – fete; 0.82 – băieţi.

Cei şase itemi pe care i-am reţinut în versiunea IAT-6 s-au grupat într-un singur

factor (pe care l-am denumit Anxietate faţă de testare) care a explicat 51.86 % din

varianţa comună a scorurilor. Saturaţiile itemilor în factorul extras au fost cuprinse

între 0.67 (itemul 9) şi 0.79 (itemul 15), media valorilor comunalităţilor fiind egală cu

0.51.

Pentru versiunea scurtă cu opt itemi, soluţia factorială s-a îmbunătăţit

considerabil. În primul rând, datele au evidenţiat cele două dimensiuni ale anxietăţii

faţă de testare operaţionalizate în versiunea lungă a inventarului IAT. Factorii extraşi

au explicat împreună aproximativ 60 % din varianţa comună a scorurilor la itemi.

Procentele din varianţa comună a itemilor acoperite de fiecare dintre cei doi factori au

fost aproape similare. Primul dintre factori a fost identificat cu dimensiunea

Îngrijorare. Itemii cu valori ridicate (cuprinse între 0.69 şi 0.74) ale saturaţiilor în acest

factor au fost: 3, 7, 14 şi 17.

279

Tab

elul

80

a

Item

i IA

T

VE

RS

IUN

E S

CU

RT

Ă C

U 6

IT

EM

I

VE

RS

IUN

E S

CU

RT

Ă C

U 8

IT

EM

I

VE

RS

IUN

E S

CU

RT

Ă C

U 1

0 I

TE

MI

Fa

cto

r I

Co

munali

tăţi

S

CA

LĂ

F

act

or

I F

act

or

II

Co

munali

tăţi

S

CA

LĂ

F

act

or

I F

act

or

II

Co

munali

tăţi

S

CA

LĂ

3.

An

xiet

ate

faţă

de

test

are

0.6

9

0.1

8

0.5

1

Îng

rijo

rare

0.2

2

0.6

5

0.4

7

Îng

rijo

rare

5.

0.0

001

0.6

9

0.4

8

Îng

rijo

rare

7.

0

.70 b

0

.49

0.7

4

0.2

5

0.6

1

Îng

rijo

rare

0

.31

0.6

7

0.5

6

Îng

rijo

rare

8.

0.6

8

0.1

1

0.4

8

Em

oti

vita

te

9.

0.6

7

0.4

5

0.1

8

0.7

5

0.6

0

Em

oti

vita

te

0.7

5

0.1

6

0.5

8

Em

oti

vita

te

11

. 0

.72

0.5

2

0.2

6

0.7

6

0.6

5

Em

oti

vita

te

0.7

5

0.2

4

0.6

2

Em

oti

vita

te

14

. 0

.71

0.5

0

0.7

1

0.2

2

0.5

6

Îng

rijo

rare

0

.25

0.6

9

0.5

5

Îng

rijo

rare

15

. 0

.79

0.6

3

0.4

5

0.6

7

0.6

5

Em

oti

vita

te

0.6

8

0.4

1

0.6

3

Em

oti

vita

te

17

. 0

.70

0.4

9

0.7

4

0.2

1

0.5

9

Îng

rijo

rare

0

.25

0.7

0

0.5

5

Îng

rijo

rare

18

.

0

.16

0.7

5

0.5

9

Em

oti

vita

te

0.6

8

0.1

9

0.5

0

Em

oti

vita

te

Val

ori

pro

pri

i fa

cto

ri

3.1

1

Tes

tul

KM

O:

0.8

3

Tes

tul

Bar

tlet

t:

χ 2 =

34

20

.06

, p

< 0

.00

001

2.4

3

2.3

6

Tes

tul

KM

O:

0.8

7

Tes

tul

Bar

tlet

t:

χ 2 =

48

59

.98

, p

<

0.0

000

1

2.8

1

2.6

5

Tes

tul

KM

O:

0.8

9

Tes

tul

Bar

tlet

t:

χ

2 =

592

7.4

2, p

< 0

.00

00

1

Pro

cent

din

var

ianţa

com

ună

a it

em

ilo

r

exp

lica

t d

e fa

cto

r

51

.86

30

.43

29

.54

28

.11

26

.58

Pro

cent

tota

l d

in

var

ianţa

co

mu

nă

a

item

ilo

r ex

pli

cat

de

fact

ori

îm

pre

ună

51

.86

59

.97

54

.7

α-C

ronb

ach

0.8

1

0.8

3

0.8

4

a Dat

ele

au f

ost

ob

ţinute

din

pre

lucr

area

sco

ruri

lor

pe

care

le-a

u o

bţi

nut

cei

19

14

ele

vi

de

lice

u d

in l

otu

l gener

al.

b P

entr

u f

ieca

re d

intr

e ce

le t

rei

mo

del

e fa

cto

rial

e, v

alo

rile

scr

ise

cu c

ifre

în

gro

şate

rep

rezi

ntă

sat

ura

ţiil

e co

resp

unză

toar

e it

em

ilo

r ca

re a

u f

ost

asi

mil

aţi

fiec

ărui

fact

or

în p

arte

.

280


În versiunea lungă (atât cea originală în limba engleză, cât şi cea în limba

română), toţi cei patru itemi au fost incluşi în dimensiunea Îngrijorare. Cel de-al doilea

dintre factori a fost asimilat dimensiunii Emotivitate. Itemii 9, 11, 15 şi 18 au prezentat

valori ridicate (cuprinse între 0.67 şi 0.76) ale saturaţiilor în acest factor. În versiunea

lungă (atât cea originală în limba engleză, cât şi cea în limba română), toţi cei patru

itemi au prezentat saturaţii în dimensiunea Emotivitate (a se revedea Capitolul 2,

subcapitolul 2.1., Tabelul 4, respectiv Capitolul 7, subcapitolul 7.5., Tabelul 48 şi

Tabelul 50). Comunalităţile celor opt itemi au avut valori mai ridicate decât

comunalităţile înregistrate în cazul itemilor incluşi în celelalte două versiuni scurte.

Valorile consistenţei interne (coeficientul α-Cronbach) pentru scalele corespunzătoare

celor două dimensiuni au fost satisfăcătoare: 0.75 – Îngrijorare şi 0.74 – Emotivitate.

În fine, pentru cea de-a treia versiune scurtă (IAT-10), soluţia factorială a fost

mai puţin convenabilă decât soluţia rezultată pentru versiunea cu opt itemi. Astfel, cei

doi factori care au fost extraşi au explicat împreună 54.7 % din varianţa comună a

itemilor, un procent ceva mai scăzut decât în cazul soluţiei factoriale pentru versiunea

IAT-8. Primul factor, identificat cu dimensiunea Emotivitate, a explicat puţin peste 28

% din varianţa comună a scorurilor la itemi, iar cel de-al doilea factor (Îngrijorare) a

explicat 26.58 % din varianţa itemilor. Itemii 9, 11, 15 şi 18 la care s-a adăugat itemul

8 au prezentat saturaţii cuprinse între 0.68 şi 0.75 în dimensiunea Emotivitate. La

rândul lor, itemii 3, 7, 14 şi 17 la care s-a adăugat itemul 5 au prezentat saturaţii cu

valori cuprinse între 0.65 şi 0.70 în dimensiunea Îngrijorare. Valorile consistenţei

interne pentru scalele corespunzătoare celor două dimensiuni ale anxietăţii faţă de

testare au fost satisfăcătoare: 0.76 – Îngrijorare şi 0.80 – Emotivitate.

Evaluată (comparativ cu celelalte două versiuni scurte) în funcţie de numărul de

itemi, de valorile consistenţei interne (satisfăcătoare în raport cu valorile înregistrate

pentru consistenţa internă a versiunii lungi), dar mai ales în funcţie de soluţia

factorială, versiunea IAT-8 ni s-a părut cea mai potrivită pentru a fi reţinută şi

explorată în continuare.

9.3. Câteva caracteristici psihometrice ale versiunii scurte IAT-8

În Caseta 4, sunt prezentaţi itemii din versiunea lungă a inventarului IAT pe care

i-am inclus în versiunea scurtă IAT-8 (între paranteze sunt trecute numerele de ordine

pe care itemii le au în versiunea lungă în limba română).

Scorurile la itemii 3, 7, 14 şi 17 pe care le-a obţinut fiecare dintre cei 1914 elevi

de liceu din lotul general au fost însumate, pentru a se obţine scorul la dimensiunea

Îngrijorare. Scorul unui elev la dimensiunea Emotivitate a fost obţinut prin însumarea

scorurilor la itemii 9, 11, 15 şi 18 91

. La fiecare dintre cele două dimensiuni, scorul

91

Pentru fiecare item, scorul putea să varieze între 1 şi 4, ca în cazul versiunii lungi.

281


putea să varieze teoretic între 4 şi 16. Scorul total la versiunea scurtă IAT-8 a fost

obţinut prin însumarea scorurilor la cei opt itemi (sau a scorurilor la cele două

dimensiuni). Acesta putea să varieze teoretic între 8 şi 32.

Caseta 4

Versiunea scurtă IAT-8

1 (3). Gândurile la nota finală pe care o voi obţine mă împiedică să mă concentrezîn timpul

examenelor/testelor.

2 (7). Gândul că voi obţine un rezultat slab mă împiedică să mă concentrez în timpul

examenelor/testelor.

3 (9). Chiar şi atunci când sunt bine pregătit(ă) pentru un examen/test, sunt foarte agitat(ă).

4 (11). În timpul examenelor/testelor, mă simt foarte încordat(ă).

5 (14). În timpul examenelor/testelor importante, mă gândesc numai la eşec.

6 (15). În timpul unui examen/test important, mă simt foarte panicat(ă).

7 (17). În timpul examenelor/testelor, mă surprind gândindu-mă la consecinţele eşecului.

8 (18). În timpul examenelor/testelor importante, îmi simt inima bătând cu putere.

Scorurile totale la IAT-8 pe care le-au obţinut elevii din lotul general au fost

cuprinse între 8 şi 32 (m = 15.30, mediana = 14, s = 5.06). Ca şi în cazul versiunii lungi

în limba română, distribuţia scorurilor totale la IAT-8 pe care elevii le-au obţinut s-a

abătut semnificativ de la normalitate (K-S = 5.23, p < 0.001), fiind în special

asimetrică spre stânga (skewness = 0.74, kurtosis = - 0.09) (a se vedea şi Figura 9.1.).

282


scoruri totale versiunea IAT -8

30 - 3228 - 3025 - 2823 - 2521 - 2319 - 2117 - 1915 - 1712 - 1510 - 128 - 10

Fre

cven

te a

bso

lute

380

370

360

350

340

330

320

310

300

290

280

270

260

250

240

230

220

210

200

190

180

170

160

150

140

130

120

110

100

90

80

70

60

50

40

30

20

100

Figura 9.1.

Tabelul 81 prezintă comparaţiile mediilor la versiunea IAT-8 în funcţie de

variabila sex.

Tabelul 81

Scale

Băieţi

(N = 875)

Fete

(N = 1039) t

d-Cohen

m s m s

IAT-8 total 14.15 4.58 16.27 5.24 - 9.42 *** 0.43

Emotivitate 7.44 2.65 9.1 3.09 - 12.62 *** 0.57

Îngrijorare 2.81 2.48 7.16 6.71 - 3.78 *** 0.83

*** p < 0.001

La fel ca în cazul versiunii lungi în limba română, fetele au obţinut medii

semnificativ mai ridicate decât cele ale băieţilor. Cea mai ridicată valoare a mărimii

efectului a fost înregistrată în cazul scalei Îngrijorare (spre deosebire de versiunea

283


lungă, în cazul căreia mărimea efectului a fost scăzută). Pentru scala Emotivitate, ca şi

pentru scorurile totale, mărimea efectului a fost moderată.

Tabelul 82 prezintă corelaţiile dintre scorurile pe care elevii le-au obţinut la

versiunea scurtă IAT-8 şi scorurile la versiunea lungă IAT, respectiv scorurile Scala

pentru evaluarea anxietăţii-trăsătură (STAI Y-2).

Tabelul 82

Versiuni/Scale

IAT-total

Îngrijorare

Emotivitate

STAI Y-2

IAT-8 total

0.94 ***

0.86 ***

0.88 ***

0.37 **

Îngrijorare 0.79 ** 0.91 *** 0.60 ** 0.36 **

Emotivitate 0.88 *** 0.64 ** 0.94 *** 0.31 **

** p < 0.01; *** p < 0.001

Datele au indicat valori foarte bune ale validităţii de construct (concurente)

pentru versiunea scurtă IAT-8 (a se urmări corelaţiile tehnoredactate cu cifre îngroşate

şi subliniate). La fel ca în cazul versiunii lungi, valorile corelaţiilor cu scorurile la

STAI Y-2 au fost pozitive, semnificative din punct de vedere statistic şi au indicat

legături de intensitate scăzută spre moderată. De asemenea, valoarea corelaţiei dintre

scorurile la scala Îngrijorare şi scorurile la STAI Y-2 a fost ceva mai ridicată decât în

cazul corelaţiei înregistrată pentru scala Emotivitate (pentru versiunea originală,

diferenţa dintre cele două corelaţii a fost chiar mai accentuată).

Tabelul 83 prezintă corelaţiile dintre scorurile la inventarul IAT-8 pe care le-au

obţinut elevii din toate cele opt loturi (a se revedea Capitolul 5) pentru care am dispus

de mediile generale pe anul anterior şi performanţele şcolare.

Tabelul 83

Scale

Lot total (N = 1274)

Fete (N = 789)

Băieţi (N = 485)

IAT-8 total

- 0.11 **

- 0.17 **

- 0.15 **

Îngrijorare - 0.21 ** - 0.22 ** - 0.26 **

Emotivitate - 0.007 * ** - 0.09 ** - 0.02 **

* p < 0.05; ** p < 0.01

Pattern-ul corelaţiilor cu performanţele şcolare a fost asemănător cu cel relevat

de datele înregistrate pentru versiunea lungă, dovedind existenţa unui anumit nivel al

validităţii de criteriu pentru versiunea scurtă cu opt itemi. Astfel, pentru lotul total,

corelaţia dintre scorurile totale la versiunea scurtă IAT-8 şi performanţele şcolare a fost

negativă şi semnificativă din punct de vedere statistic, însă mărimea efectului a fost

scăzută. Corelaţia dintre scorurile la scala Îngrijorare şi performanţele şcolare a fost

284


negativă, semnificativă din punct de vedere statistic şi a avut aceeaşi valoare cu cea

înregistrată în cazul versiunii lungi. În fine, corelaţia dintre scorurile la scala

Emotivitate şi performanţele şcolare a fost negativă, dar nesemnificativă din punct de

vedere statistic şi cu o valoare infimă. Aşadar, ca şi în cazul versiunii lungi, scorurile la

scala Îngrijorare au prezentat o relaţie mai consistentă cu performanţele şcolare.

Pentru fiecare dintre subloturile de elevi diferenţiate în funcţie de variabila sex,

corelaţiile dintre scorurile la versiunea IAT-8 şi rezultatele şcolare au fost negative şi

semnificative din punct de vedere statistic (mai puţin în cazul scalei Emotivitate pentru

băieţi). Pentru băieţi, valoarea corelaţiei dintre scorurile la scala Îngrijorare şi

rezultatele şcolare a fost uşor mai ridicată decât valoarea corelaţiei înregistrată în cazul

fetelor.

În concluzie, forma scurtă cu opt itemi (IAT-8) a versiunii în limba română

(IAT) a inventarului TAI a dovedit caracteristici psihometrice satisfăcătoare, foarte

asemănătoare cu cele înregistrate pentru forma lungă.

Deane şi Taylor (2002) recomandă utilizarea versiunii scurte a inventarului TAI

doar în situaţii de cercetare în care este necesară măsurarea nivelului anxietăţii faţă de

testare, iar administrarea formei lungi a inventarului ar fi prea costisitoare. Ne raliem

acestei opinii. Atunci când este necesară diferenţierea între cele două dimensiuni ale

anxietăţii faţă de testare, este mai adecvată utilizarea versiunii lungi a inventarului,

întrucât scalele care operaţionalizează cele două dimensiuni ale anxietăţii faţă de

testare au o consistenţă internă mai bună.

285

286

10. Limite metodologice şi direcţii pentru continuarea studiilor

aplicative

O cercetare realizată în condiţii ideale presupune obţinerea unui ansamblu de

rezultate valabile din toate punctele de vedere, în raport cu problema ştiintifică

formulată. Fie că este vorba despre descrierea comportamentelor complexe ale unei

persoane sau ale unui grup de persoane prin metoda observaţiei, fie că este vorba

despre obiectivul identificării relaţiilor cauzale dintre două sau mai multe aspecte ale

funcţionării individuale sau ale funcţionării grupurilor de indivizi prin metoda

experimentală propriu-zisă, rezultatele unei cercetări perfect realizată ar fi considerate

absolut juste în raport cu obiectivele care au stat în atenţia cercetătorilor. Altfel spus, ar

fi asigurată validitatea internă a cercetării, fără nici o restricţie.

La rândul ei, validitate internă ar asigura posibilitatea generalizării rezultatelor

cercetării, adică acestea, ca şi concluziile cercetării, ar avea o puternică validitate

externă. Însă condiţiile reale în care sunt realizate cercetările întrunesc foarte rar

cerinţele perfecţiunii, deşi se urmăreşte permanent acest lucru.

Fie că implică un design experimental în sensul strict al conceptului, fie că este

vorba despre o abordare bazată pe completarea mai multor chestionare în vederea

surprinderii relaţiilor ipotetice dintre diverse constructe psihologice – cum este şi cazul

studiilor pe care le-am realizat, orice demers empiric (studiu de teren) implică anumite

neajunsuri care limitează validitatea rezultatelor şi de care trebuie să se ţină cont,

atunci când este evaluată valoarea teoretică şi practică a demersului.

***

A. LIMITE METODOLOGICE. 1. O primă limită a studiilor pe care le-am

realizat în vederea explorării calităţilor psihometrice ale versiunii în limba română a

inventarului TAI vizează reprezentativitatea eşantionului general de elevi de liceu

pentru populaţia de referinţă. Aşa cum am precizat şi în Capitolul 7 (subcapitolul 7.6.,

punctul B), lotul normativ a fost destul de extins şi a inclus subloturi de elevi (fete şi

băieţi din toate cele patru trepte de şcolarizare) provenite atât din licee teoretice, cât şi

din instituţii de învăţământ tehnice şi vocaţionale. Însă, gradul de reprezentativitate

pentru populaţia generală de elevi de liceu a lotului alcătuit din cei 1914 elevi nu este

acelaşi cu gradul de reprezentativitate care ar fi fost atins în cazul unui lot normativ

construit printr-o abordare probabilistă (de exemplu, eşantionarea în funcţie de

repartiţia diverselor variabile socio-demografice în populaţia generală de elevi

combinată cu eşantionarea aleatoare).

În ciuda acestui neajuns, volumul mare al datelor pe care l-am raportat în teza

noastră, ca şi normele pe care le-am propus pentru inventarul TAI/IAT constituie prima

bază de lucru din literatura de specialitate autohtonă care va fi utilă cercetătorilor şi

practicienilor interesaţi de problematica anxietăţii faţă de examene şi teste.

287


2. De asemenea, în demersul de perfecţionare a versiunii în limba română a

inventarului IAT, vom urmări extinderea studiilor în populaţia de studenţi, pentru care

am dispus de date pe loturi relativ mici şi obţinute prin eşantionare de covenienţă. Ne

propunem realizarea de noi studii pe loturi de studenţi care urmează şi alte specializări

decât psihologia, întrucât aceştia sunt probabil mai puţin susceptibili de a intui

variabilele măsurate de itemii inventarului IAT şi de a distorsiona datele (rezultatele),

prin concentrarea răspunsurilor într-o anumită direcţie 92

.

3. În una dintre condiţiile studiului pe care l-am realizat în vederea testării

echivalenţei dintre versiunea în limba română (IAT) şi versiunea originală în limba

engleză a inventarului TAI, elevii de liceu au completat mai întâi versiunea în limba

engleză, apoi au înapoiat formularele cu răspunsuri primind în schimb spre completare

un alt formular cu versiunea în limba română. În cealaltă condiţie, elevii au completat

mai întâi versiunea în limba română, apoi pe cea în limba engleză.

Analizând global datele pe care le-am obţinut, am constatat că ordinea în care

elevii bilingvi completaseră cele două versiuni a avut o anumită influenţă asupra

scorurilor pe care le obţinuseră, deoarece mediile scorurilor pentru versiunea care

fusese completată ultima (versiunea în limba română – în cazul primei condiţii,

respectiv versiunea în limba engleză – în cazul celei de-a doua) au manifestat tendinţa

de a fi mai scăzute. Pentru cea de-a doua dintre condiţii, această tendinţă a fost chiar

semnificativă din punct de vedere statistic în cazul scorurilor la scala Emotivitate (a se

revedea Capitolul 4, subcapitolul 4.2., Tabelul 18).

Tendinţa constatată a fost explicată prin posibila influenţă din partea faptului că

elevii au completat cele două versiuni imediat una după alta şi nu la un anumit interval

de timp, aşa cum s-a întâmplat în studiul întreprins de Öner şi Kaymak (1987) care a

constituit baza pentru design-ul, procedura şi prelucrările la care am făcut apel în

studiul nostru.

După părerea noastră, intervalul de timp între administrările celor două versiuni

ar trebui să fie suficient de mare, pentru ca elevii să nu aibă ocazia de a memora

răspunsurile pe care le dau la versiunea anterioară. Din acest punct de vedere, Öner şi

Kaymak (1987) au procedat într-un mod mai adecvat decât noi 93

. Este vorba despre o

altă limită metodologică pe care ne-o asumăm şi pe care dorim să o depăşim.

4. Numeroşi autori care au propus modele dimensionale ale anxietăţii faţă de

testare şi au construit instrumente pentru testarea acestora au utilizat analiza factorială,

ca metodă pentru reducerea datelor obţinute în urma administrării unor ansambluri de

itemi iniţiale, precum şi pentru alegerea itemilor care acopereau cel mai bine, prin

92

Studenţii la psihologie deţin anumite cunoştinţe despre conceptul de anxietate şi despre

probele psihologice prin care anxietatea poate fi evaluată. 93

În studiul pe care l-au efectuat, Öner şi Kaymak (1987) au urmărit să testeze şi fidelitatea

(test-retest) a versiunii în limba turcă a inventarului TAI.

288


conţinutul lor, un factor sau altul 94

(Zeidner, 1998). Însă, rezultatele nu au fost

întotdeauna clare şi concordante.

Odată ce un autor s-a hotărât asupra dimensiunilor pe care trebuie să le măsoare

instrumentul pe care şi-a propus să-l construiască pentru a evalua anxietatea faţă de

testare, a apelat la analiza factorială pentru construirea scalelor care să măsoare

dimensiunile. Itemii din cadrul unui ansamblu destinat evaluării anxietăţii faţă de

testare care au corelat puternic cu unul sau cu altul dintre factorii identificaţi prin

analiză factorială (deci care au avut valori ridicate ale saturaţiilor) şi care au corespuns

unei dimensiuni (de exemplu, dimensiunea referitoare la Emotivitate sau cea referitoare

la Reacţii corporale), au fost consideraţi utili în construirea unei scale.

Utilizând anumite valori-limită pentru saturaţiile itemilor într-un factor (praguri

de selecţie a itemilor în cadrul modelelor factoriale) 95

, autorii au selectat seturi de itemi

care prezentau saturaţii puternice într-un factor sau în altul. Aceste seturi au constituit

scalele relativ independente care au fost ulterior incluse în structura instrumentului

destinat evaluării anxietăţii faţă de testare.

Începând cu anii 1980, mai mulţi autori care au fost preocupaţi de studiul

anxietăţii faţă de testare au utilizat analiza factorială confirmatorie 96

pentru a testa

gradul de adecvare a conţinutului itemilor instrumentelor în raport cu o dimensiune sal

cu alta a anxietăţii faţă de testare (Zeidner, 1998). Autorii au pornit de la un anumit

model dimensional al anxietăţii faţă de testare pe care au dorit să-l testeze empiric. De

asemenea, analiza factorială confirmatorie a fost utilizată pentru analiza şi selecţia

itemilor unor noi instrumente destinate evaluării anxietăţii faţă de testare sau pentru

revizuirea conţinutului unor instrumente deja existente.

94

Trebuie precizat că toate instrumentele care au fost construite şi dezvoltate în vederea

evaluării anxietăţii faţă de testare au pornit de la premisa multidimensionalităţii constructului.

Prin urmare, acestea conţin una, două, trei sau mai multe scale, fiecare corespunzătoare câte

unei dimensiuni a anxietăţii faţă de testare. 95

Aceste valori minime au variat de la un autor la altul. Unii au preferat valoarea 0.30 ca limita

minimă a saturaţiei unui item într-un factor, în funcţie de care itemul a fost reţinut în scala

destinată evaluării acelui factor, pe când alţii au fost mai exigenţi utilizând ca prag minim de

selecţie valoarea 0.40 sau valoarea 0.45. Spielberger (1980) a utilizat valoarea 0.40 ca prag de

selecţie a itemilor în cadrul structurii factoriale a inventarului TAI, incluzând în versiunea finală

numai acei itemi care au prezentat saturaţii peste această valoare în factorul Îngrijorare sau în

factorul Emotivitate. 96

Trebuie precizat că analiza factorială poate fi utilizată pentru testarea modelului legat de un

anumit construct psihologic, fiind asimilată unui model de analiză factorială confirmatorie. În

literatura de limbă engleză, aceasta este cunoscută sub numele de confirmatory factor

analysis/CFA. De asemenea, analiza factorială permite reducerea numărului de variabile, atunci

când acestea sunt prea numeroase şi dorim să verificăm dacă pot fi reduse la un număr mai mic

de factori cu o putere mare de descriere a realităţii investigate (Howitt şi Cramer, 2006). Într-o

situaţie de acest gen, analiza factorială are caracterul unui studiu de explorare (engl. exploratory

factor analysis/EFA).

289


Alţi autori au utilizat analiza factorială exploratorie în vederea reducerii

numărului mare de variabile referitoare la manifestările anxietăţii faţă de testare la un

set mai redus de variabile latente, însă cuprinzător şi neredundant.

În cadrul studiilor noastre, reducerea scorurilor pe care elevii şi studenţii le-au

obţinut la itemii versiunii în limba română a inventarului TAI a fost efectuată

utilizându-se opţiunile oferite de aplicaţia SPSS 10.00 for Windows. Această aplicaţie

(ca şi fiecare dintre versiunile ei ulterioare) nu permite efectuarea unei analize

factoriale confirmatorie în mod direct. În schimb, este adecvată pentru realizarea

analizei factoriale exploratorie (Howitt şi Cramer, 2006; Labăr, 2008).

Analiza factorială conformatorie poate fi realizată doar cu anumite soft-uri

statistice specializate, precum AMOS, LISREL sau MPLUS. Toate aceste aplicaţii

permit obţinerea unor indici (RMSEA, RNI, NFI, CFI), prin care cercetătorul poate

evalua măsura în care modelele factoriale rezultate sunt potrivite cu datele de start şi le

poate compara între ele (de exemplu, poate stabili dacă un model cu k factori oblici este

superior unuia cu k factori ortogonali).

Nedeţinând licenţa de utilizare a acestor soft-uri, ne-am aflat în imposibilitatea

rafinării datelor referitoare la structura factorială a inventarului IAT. Ne-am limitat

doar la calculul indicilor pe care îi oferă aplicaţia SPSS (Kaiser-Meyer-Olkin Measure

of Sampling Adequacy/KMO şi Bartlett’s test of sphericity/χ 2). Acest fapt a fost

considerat o altă limită a studiilor pe care le-am realizat, în special a celor care au vizat

structura factorială a versiunii în limba română a inventarului IAT.

***

B. DIRECŢII PENTRU CONTINUAREA STUDIILOR. Inventarul TAI

permite măsurarea celor două dimensiuni ale anxietăţii faţă de examinări sau testări

care interferează negativ cu eforturile persoanei de a se concentra în sarcinile

evaluative: ruminaţiile anxiogene legate de posibilul eşec şi de consecinţele acestuia,

respectiv reacţiile emoţionale disfuncţionale. Acestea nu sunt singurele dimensiuni sau

faţete prin care poate fi descrisă anxietatea faţă de testare. Autorii au identificat şi alte

reacţii care pot fi considerate expresii ale anxietăţii resimţite de o persoană în diverse

situaţii evaluative, precum (Salamé, 1984): blocajele produse prin interferenţele

cognitive, ruminaţiile persoanei anxioase cu privire la reacţiile somatice şi neuro-

vegetative stânjenitoare, etc.

Deşi inventarul propus de Spielberger (1980) permite evaluarea destul de fidelă

doar a celor două dimensiuni ale anxietăţii faţă de testare descrise de Liebert şi Morris

încă din anii 1960 (în timp ce alte instrumente permit o evaluare mai rafinată 97

), acesta

a fost utilizat de peste un sfert de secol într-un număr impresionant de cercetări pe

loturi de elevi de şcoală elementară şi de liceu, respectiv de studenţi care au prilejuit

strângerea unui cumul bogat de informaţii cu privire la calităţile sale psihometrice.

97

De exemplu, a se revedea în Capitolul 6 prezentarea instrumentului Reaction to Tests/RTT

(Sarason, 1984).

290


Inventarul TAI a fost tradus şi adaptat în numeroase alte limbi: germană, ungară,

spaniolă, italiană, japoneză, chineză, coreeană, hindusă, turcă, arabă, egipteană,

ebraică, libaneză. Toate versiunile obţinute au dovedit calităţi psihometrice

comparabile cu datele raportate în manualul ediţiei în limba engleză a inventarului

Inventarul TAI reprezintă un standard de lucru influent în domeniul cercetărilor

teoretice şi aplicative privitoare la conceptul de anxietate faţă de testare De aceea,

poate fi utilizat cu încredere în consilierea educaţională a persoanelor care

experimentează simptomele supărătoare ale fricii de examene sau de testări. De

exemplu, elevii sau studenţii cu probleme de adaptare pot fi monitorizaţi cu ajutorul

inventarului TAI, în ceea ce priveşte efectele intervenţiilor psihologice destinate

ameliorării simptomelor de anxietate faţă de situaţiile evaluative pe care le resimt şi

care le afectează negativ eficacitatea şcolară sau academică.

În cadrul programului de studiu teoretic şi de aplicaţii de teren pe care le-am

realizat, ne-am propus traducerea în şi adaptarea pentru limba română a inventarului

TAI şi experimentarea versiunii de lucru pe loturi de elevi şi de studenţi, în vederea

evaluării calităţilor psihometrice cerute oricărui instrument pentru a putea fi considerat

util în practica cercetării şi în cea a intervenţiei psihologice.

Unul dintre obiectivele pe care ni le-a propus a fost analiza datelor din

perspectiva reperelor oferite în literatura metodologică pentru calităţile psihometrice

ale unui instrument destinat evaluării psihologice şi compararea acestora cu datele

raportate în studiile străine care au utilizat inventarul TAI ca bază pentru evaluarea

anxietăţii faţă de testare. În acest sens, ne-au interesat în mod explicit: caracteristicile

distribuţiilor scorurilor la inventar obţinute de către elevi şi studenţi, comparaţiile

scorurilor în funcţie de variabilele sex, vârstă, clasă şcolară/an de studiu sau

specializare, fidelitatea inventarului (consistenţa internă, fidelitatea test-retest,

fidelitatea prin metoda înjumătăţirii), gruparea factorială a itemilor, validitatea de

conţinut a itemilor, validitatea de construct a inventarului, respectiv validitatea de

criteriu. Este vorba despre caracteristicile psihometrice de bază, cerute minimal

oricărei probe destinată evaluării unui domeniu al funcţionării psihologice a unei

persoane.

Totuşi, mai sunt numeroase alte direcţii care trebuie explorate, pentru a

fundamenta temeinic versiunea în limba română a inventarului TAI care poate fi

utilizată în cercetare sau în intervenţia în cadrul populaţiilor şcolară şi academică

vulnerabile. De aceea, în cadrul programului de studii pe care ni l-am propus în

continuare, vom urmări:

Îmbunătăţirea adaptării lingvistice şi culturale a itemilor inventarului, prin

integrarea observaţiilor care ne-au fost prilejuite de datele obţinute în urma

aplicării pe nouă loturi de elevi de liceu, respectiv pe trei loturi de studenţi a

versiunii de lucru în limba română deja elaborată. În acest sens, ne propunem

replicarea studiului prin care am vizat testarea echivalenţei dintre versiunea în

limba română şi versiunea originală în limba engleză a inventarului TAI, prin

291


integrarea limitei metodologice la care ne-am referit mai sus, ca şi prin

extinderea loturilor de elevi, respectiv de studenţi. Compararea datelor obţinute

în mai multe studii de teren ne va permite să identificăm mai bine itemii

problematici şi să rafinăm conţinutul acestora.

Extinderea cercetărilor de teren în populaţia de studenţi la diferite specializări, în

vederea obţinerii unui corpus mai bogat de date care să servească:

a. evaluării capacităţii versiunii în limba română a inventarului TAI de a

releva prevalenţa anxietăţii faţă de testări şi examene în cadrul populaţiei

de studenţi generală, precum şi a subpopulaţiilor acesteia diferenţiate în

funcţie de variabile, precum: vârsta, sexul, anul de studiu, specializarea,

forma de învăţământ, etc.;

b. testării calităţilor psihometrice ale versiunii în limba română

(sensibilitate, fidelitate, structură factorială, validitate de construct şi de

criteriu) pentru populaţia academică;

c. realizării etalonării versiunii în limba română a inventarului TAI pentru

populaţia de studenţi;

d. rafinării datelor privitoare la versiunea paralelă a inventarului (IAT-III)

pe care am stabilit-o pornind de la răspunsurile elevilor de liceu (a se

revedea Capitolul 8), precum şi la versiunea scurtă (IAT-8) ale cărei

calităţi psihometrice au fost explorate tot pe lotul general de elevi de

liceu (a se revedea Capitolul 9).

Extinderea studiilor de teren în populaţia de elevi de gimnaziu, în vederea

evaluării calităţilor psihometrice (sensibilitate, fidelitate, structură factorială,

validitate de construct şi de criteriu), a etalonării, precum şi în vederea rafinării

datelor psihometrice referitoare la forma originală (lungă), la forma paralelă şi la

cea scurtă a versiunii în limba română a inventarului TAI.

Îmbogăţirea datelor cu privire la fidelitatea versiunii în limba română a

inventarului TAI. În acest sens, ne propunem rafinarea studiilor referitoare la

fidelitatea test-retest a inventarului (aspect pe care l-am acoperit mai puţin

convingător în cadrul studiilor noastre), prin administrarea acestuia pe loturi mult

mai numeroase de elevi de liceu, respectiv de studenţi şi apoi readministrarea la

un interval de două săptămâni sau mai puţin (pentru evaluarea încrederii în

scoruri), precum şi la un interval de trei săptămâni, o lună sau mai multe luni (în

vederea evaluării stabilităţii scorurilor la inventar, adică a trăsăturii referitoare la

anxietatea faţă de testare, respectiv a faţetelor acesteia).

De asemenea, pot fi colectate date referitoare la fidelitatea prin tehnica

formelor paralele (echivalente) care apare ca o variaţie a fidelităţii test-retest.

Acest demers implică administrarea pe loturi de elevi şi de studenţi a versiunii de

lucru în limba română IAT, iar după o anumită perioadă de timp a versiunii

paralele IAT-III şi asigură înlăturarea unor factori (de exemplu, reamintirea

292


răspunsurilor date cu ocazia primei completări a inventarului) care pot

distorsiona mai ales valoarea coeficientului de încredere în scorurile la inventar.

Evaluarea modului în care evoluează scorurile la versiunea în limba română a

inventarului TAI în raport cu tipurile de situaţii în care acesta este completat de

către elevi de gimnaziu şi de liceu sau de către studenţi. Astfel, se impune

compararea (printr-o abordare longitudinală) a scorurilor obţinute de către elevii

sau de către studenţii cărora li s-a administrat inventarul IAT în următoarele

situaţii:

a. testarea anunţată a nivelului cunoştinţelor la o anumită disciplină; elevii

sau studenţii vor completa de mai multe ori inventarului IAT, după cum

urmează: cu două săptămâni înainte de testare – cu o săptămână înainte

de testare – cu o zi înainte de testare – imediat înainte de testarea

propriu-zisă – imediat după testare – la o zi după testare – la o săptămână

după testare – la două săptămâni după testare;

b. testare neanunţată a nivelului cunoştinţelor la o disciplină (aceleaşi

momente temporale ca în cazul testării anunţate);

c. înaintea iniţierii unui program de intervenţie individuală sau de grup 98

destinat reducerii simptomelor specifice anxietăţii faţă de testare

diagnosticate la elevii sau la studenţii dintr-un grup, respectiv după

parcurgerea programului: imediat şi la un interval mai mare de timp

(follow-up-ul pentru evaluarea stabilităţii efectelor produse de

intervenţie).

Rafinarea datelor privitoare la validitatea internă (structura factorială) a versiunii

în limba română a inventarului TAI. În acest sens, ne propunem administrarea

inventarului pe noi loturi de elevi de gimnaziu şi de liceu, respectiv pe loturi de

studenţi şi evaluarea soluţiilor cu unul, doi sau cu trei factori utilizând opţiunile

unor softuri specializate precum AMOS sau LISREL care permit calculul unor

indicatori sintetici utili în compararea modelelor factoriale. Pentru soluţiile cu

doi sau cu trei factori, vom urmări compararea modelelor bazate pe restricţia cu

privire la ortogonalitatea factorilor cu modelele bazate pe restricţia cu privire la

oblicitatea factorilor 99

.

98

De exemplu: training destinat îmbunătăţirii practicilor legate de studiul şi de pregătirea pentru

un examen sau pentru un test, terapie cognitiv-comportamentală, învăţarea unor tehnici de

relaxare şi de control al cogniţiilor şi al emoţiilor iraţionale şi debilitante. În implementarea

programelor de intervenţie bazate pe terapii individuale sau de grup de o anumită orientare,

vom apela la expertiza oferită de psihoterapeuţi atestaţi. 99

Ţinându-se cont de rezultatele unor studii care au evidenţiat corelaţia pozitivă între

dimensiunile anxietăţii faţă de testare (Deffenbacher, 1980; citat de Fiore, 2003; Bowler, 1987;

Herrmann, Liepmann şi Otto, 1987), se poate porni de la ipoteza oblicităţii factorilor

(dimensiuni latente) în care se pot grupa itemii inventarului TAI.

293


Extinderea corpus-ului de date referitor la validitatea externă a versiunii în limba

română a inventarului TAI. Ne referim la validitatea de construct (concurentă).

Astfel, ne propunem administrarea versiunii IAT împreună cu Chestionarul

pentru evaluarea reacţiilor faţă de teste/Reactions to Tests – RTT (Sarason,

1984) şi cu Scala pentru evaluarea anxietăţii faţă de testare/Test Anxiety Scale –

TAS (Sarason) care reprezintă instrumente alternative, foarte cunoscute în

domeniul evaluării simptomelor specifice anxietăţii faţă de testare.

De asemenea, vom urmări administrarea versiunii IAT împreună cu Testul

pentru evaluarea anxietăţii faţă de succesul (realizarea) şcolar(ă) sau

academic(ă)/Achievement Anxiety Test – AAT (propus de R. Alpert şi R. N.

Haber, în anul 1960) care evaluează anxietatea ca factor facilitant pentru

realizarea obiectivelor şcolare sau academice (engl. facilitating anxiety),

respectiv anxietatea ca factor care interferează negativ cu eforturile orientate

către obţinerea unor performanţe şcolare sau academice bune (engl. debilitating

anxiety). Conform lui Corcoran şi Fischer (1987), valoarea celor două scale ale

AAT constă în gradul relativ ridicat al specificităţii în raport cu aspectele

anxietăţii care pot interfera cu realizarea în plan şcolar sau academic.

În fine, ne interesează administrarea inventarului IAT împreună cu o serie

de probe destinate evaluării unor factori cognitivi şi motivaţionali 100

, respectiv a

unor factori afectivi şi legaţi de personalitate (de exemplu: furie, depresie,

imaginea de sine, comportamentul/personalitatea de tip A, etc.) care au fost puşi

în relaţie cu dinamica manifestărilor specifice anxietăţii faţă de testare (a se

vedea Zeidner, 1998).

Rafinarea datelor cu privire la validitatea de criteriu a versiunii IAT (corelaţia cu

performanţele la testele de nivel sau de randament cognitiv-intelectual, respectiv

cu performanţele şcolare şi academice). În acest sens, am văzut în Capitolul 7

(subcapitolul 7.4., punctul 7.4.3.) că datele pe care le-am obţinut au indicat un

pattern inconsistent al corelaţiilor dintre scorurile pe care elevii din cadrul unuia

dintre loturi le-au obţinut la inventarul IAT şi performanţele pe care le-au

înregistrat la trei dintre testele Bateriei factoriale PMA. Rezultatul a fost pus pe

seama caracteristicilor statistice ale distribuţiilor performanţelor pe care elevii le-

au obţinut la cele trei teste de aptitudini cognitiv-intelectuale. Aceste

caracteristici au indicat un nivel destul de slab al performanţelor şi efectul de

restrângere a dispersiei acestora, ambele explicabile prin nivelul intelectual real

al elevilor, probabil relativ slab şi/sau prin lipsa de experienţă a acestora în

completarea de teste de abilităţi cognitiv-intelectuale cu limită de timp. De aceea,

100

De exemplu: percepţia cu privire la capacitatea de auto-control – engl. perceived self-

control, optimismul, sentimentul de neajutorare – engl. helplessness, procrastinarea – engl.

procrastination, auto-handicaparea – engl. self-handicapping, percepţia timpului şi orientarea în

timp, etc.

294


ne propunem depăşirea limitelor metodologice ale studiului la care ne-am referit

prin replicarea acestuia pe mai multe loturi de elevi şi de studenţi, demers în care

să controlăm variabila referitoare la abilitatea cognitiv-intelectuală (inteligenţa)

generală.

În cadrul studiilor, ne propunem utilizarea altor probe destinate evaluării

inteligenţei generale şi a aptitudinilor cognitiv-intelectuale specifice, cum ar fi:

Matricile Progresive Raven, Testul Wonderlic pentru evaluarea

personalului/Wonderlic Personnel Test – WPT, Testul de aptitudini

diferenţiale/Differential Aptitude Tests – DAT sau Bateria de teste psihologice

de aptitudini cognitive – BTPAC.

De asemenea, am văzut că relaţia dintre scorurile la inventarul IAT şi

performanţele şcolare trebuie evaluată din perspectiva criteriului referitor la

performanţele şcolare care rareori este obiectiv, adică neafectat de distorsiunile

specifice evaluării achiziţiilor şcolare de ansamblu sau la diferite discipline

realizată de către profesorii din cadrul aceleeaşi unităţi de învăţământ sau din

cadrul unor unităţi diferite.

Am mai văzut că gradul de obiectivitate a mediilor generale (semestriale

sau anuale) depinde de diferenţele care există între unităţile sau profilele

educaţionale, în ceea ce priveşte cultură internă şi politica evaluării, aspect aflat

în relaţie directă cu imaginea publică a respectivelor unităţi de învăţământ şi cu

cerinţele impuse de piaţa educaţională.

Ţinând cont de toate aceste observaţii, ca şi de faptul că mediile generale

pe un semestru sau pe un an şcolar maschează anumite diferenţe (uneori mari)

între performanţele la diverse discipline care pot corela diferit cu nivelul

anxietăţii faţă de testare şi, pe de altă parte, includ atât performanţele obţinute de

către elevi la evaluările orale pe care profesorii le realizează la diverse discipline,

cât şi performanţele obţinute la evaluările scrise (lucrări de control, teze), ne

propunem rafinarea datelor privitoare la relaţiile dintre scorurile la inventarul

IAT şi nivelul performanţelor şcolare. Acest demers implică corelarea scorurilor

la inventarul IAT cu notele la tezele semestriale pe care elevii le susţin la

anumite discipline, precum şi cu mediile semestriale sau anuale pe care le obţin

la diverse discipline.

Pe de altă parte, se impune extinderea la populaţia de studenţi a studiilor

privitoare la validitatea de criteriu a inventarului IAT (corelaţia cu performanţele

academice).

În fine, validitatea de criteriu a versiunii în limba română a inventarului

TAI va fi studiată şi prin strategia grupurilor contrastante selecţionate în funcţie

de un criteriu clinic. De exemplu, vom lua drept criteriu prezenţa/absenţa

295


diagnosticului de tulburare de anxietate generalizată 101

. Este vorba despre una

dintre tulburările anxioase din Axa I (Tulburări clinice) din DSM-IV (vezi ediţia

românească din 2003).

Grupurile contrastante vor fi reprezentate de elevi (studenţi) diagnosticaţi

cu tulburare de anxietate generalizată (în comorbiditate sau nu cu alte afecţiuni)

aflată în schemă de tratament sau în remisiune (grup clinic), respectiv elevi

(studenţi) echivalenţi în ceea ce priveşte distribuţia după vârstă, sex, clasă

şcolară (an de studiu), dar fără diagnostic de anxietate generalizată sau alte

antecedente psihiatrice (grup de control). Cum este şi firesc, ne aşteptăm ca

elevii din grupul clinic să înregistreze la versiunea în limba română a

inventarului TAI medii ale scorurilor semnificativ mai ridicate decât cele ale

elevilor normali din punct de vedere clinic.

Datele obţinute printr-o astfel de abordare ne vor permite şi evaluarea

senzitivităţii, respectiv a specificităţii versiunii în limba română a inventarului

IAT.

Rafinarea datelor cu privire la versiunea paralelă (IAT-III) şi la cea scurtă (IAT-

8) a inventarului IAT, prin contravalidarea acestora pe loturi de elevi şi de

studenţi. În acest sens, vom urmări explorarea tuturor direcţiilor la care ne-am

referit mai sus.

Reevaluarea etaloanelor pentru versiunea în limba română a inventarului TAI. În

acest sens, apelând la metoda eşantionării stratificate multistadiale şi combinând-

o cu cea a eşantionării de tip cluster 102

, ne propunem construirea unui eşantion

normativ reprezentativ pentru populaţia de elevi de gimnaziu, a unui alt eşantion

normativ reprezentativ pentru populaţia de elevi de liceu, respectiv a unui al

treilea eşantion normativ reprezentativ pentru populaţia de studenţi,

administrarea versiunii IAT, prelucrarea răspunsurilor, analiza datelor şi

construirea etaloanelor.

Etalonarea versiunii paralele IAT-III, precum şi a versiunii scurte IAT-8 urmând

strategia la care ne-am referit mai sus.

101

Legat de comorbiditatea anxietăţii faţă de testare, Beidel şi Turner (1988; citaţi de Hall,

2005) au arătat că 60 % dintre şcolarii care prezentau simptomele specifice anxietăţii faţă de

testare îndeplineau de asemenea, şi criteriile din DSM-III pentru o tulburare de anxietate (de

exemplu, fobia socială, fobie simplă sau specifică, tulburare de anxietate generalizată). 102 De exemplu, pentru elevi, această combinaţie presupune stratificarea unităţilor de

eşantionare reprezentate de clasele de elevi (care pot fi privite ca nişte clustere, adică grupuri

eterogene deja formate şi stabile) în funcţie de regiunea istorico-geografică, judeţul, oraşul,

tipul de liceu sau profilul (colegiu naţional/liceu teoretic, grup şcolar, etc.), treapta de

şcolarizare (clasa a V-a, clasa a VI-a,... sau clasa a IX-a, clasa a X-a,...) care le sunt specifice.

După ce am realizat această grupare, se aleg aleator clasele de elevi din fiecare strat în parte,

astfel încât în eşantionul final să se regăsească repartiţia variabilelor socio-demografice din

populaţia de elevi generală. În cazul eşantionării stratificate multistadiale, obiectivul îl

296

11. Valoarea aplicativă a studiilor pe care le-am realizat

Prin studiile pe care le-am realizat, am vizat, în primul rând, explorarea

calităţilor psihometrice ale versiunii în limba română (IAT) a inventarului TAI, apoi o

serie de aspecte specifice referitoare la anxietatea faţă de testare în populaţia de elevi

de liceu şi de studenţi români (de exemplu: prevalenţa, diferenţele în funcţie de

variabilele sex, clasă şcolară şi an de studiu, variabilele personale corelate

manifestărilor specifice anxietăţii faţă de testare, relaţia cu performanţele cognitiv-

intelectuale şi cu cele şcolare).

Valoarea rezultatelor pe care le-am obţinut trebuie analizată atât din perspectiva

relevanţei în raport cu modelul explicativ care include cauzele şi factorii favorizanţi ai

anxietăţii faţă de testare, cât şi în ceea ce priveşte relevanţa în raport cu cercetarea

aplicativă şi cu practica diagnosticării anxietăţii faţă de testare în populaţia şcolară şi

în cea academică, subiacentă programelor de intervenţie destinate prevenirii acestui

flagel care, alături de alţi factori, afectează negativ performanţele şcolare ale multora

dintre elevi şi studenţi.

Din perspectivă teoretică, rezultatele studiului pe care l-am întreprins sugerează

că, în evaluarea anxietăţii faţă de testare în rândul elevilor şi al studenţilor, trebuie să

ţinem cont de caracteristicile individuale (personale) care se asociază frecvent cu

simptomele specifice anxietăţii faţă de testare. Dintre acestea, anxietatea evaluată ca

trăsătură (predispoziţia în rândul elevilor şi al studenţilor orientată către trăirea cu o

anumită regularitate a stărilor anxioase de o anumită intensitate), auto-eficienţa

(credinţa elevilor şi a studenţilor în propriile lor competenţe, privite ca resurse ale

adaptării la exigenţele vieţii cotidiene, inclusiv a celei şcolare sau academice), stima de

sine, inclusiv cea legată de domeniul şcolar sau de cel academic (gradul în care elevii

sau studenţii se valorizează pe ei înşişi, adică se acceptă şi îşi evaluează favorabil

propriile caracteristici) locul controlului (stilul în atribuirea cauzelor propriilor succese

sau eşecuri), stabilitatea emoţională (factor al personalităţii elevilor sau studenţilor

care exprimă predispoziţia acestora către trăirea stărilor anxioase şi depresive,

vulnerabilitatea în faţa situaţiilor stresante sau tensionate, emotivitatea, impulsivitatea

sau iritabilitatea), stilurile de adaptare la situaţiile stresante (maniera caracteristică în

care elevii sau studenţii încearcă să facă faţă situaţiilor stresante pe care le întâlnesc,

inclusiv cele din viaţa şcolară sau academică) sau deprinderile şi obişnuinţele legate de

activitatea de studiu şi de învăţare care este specifică fazei de pregătire a elevilor

constituie clasele de elevi şi nu elevii înşişi. În schimb, elevii din clasele selectate constituie

eşantionul final.

297


pentru diverse teste sau examene pot juca un rol important, aşa cum am văzut în partea

aplicativă a acestei lucrări (Capitolul 7).

Performanţele şcolare slabe pe care le obţin de multe ori elevii sau studenţii pot

fi explicate atât printr-o serie de caracteristici individuale (a se vedea cele la care ne-

am referit mai sus), cât şi prin factori care ţin de mediul şcolar (de exemplu,

dificultatea conţinuturilor şi a sarcinilor şcolare/academice, stilul profesorilor legat de

predare şi de evaluarea achiziţiilor) sau de cel familial (atitudinile părinţilor faţă de

performanţele şcolare obţinute de elev, nivelul stimulării intelectuale şi al celei

afective, climatul social şi afectiv din cadrul familiei, problemele materiale, etc). Toţi

aceşti factori interacţionează dinamic determinând anumite pattern-uri

comportamentale relevante pentru evoluţia unui elev sau student în domeniul şcolar.

Atunci când sunt disfuncţionale, credinţele, atitudinile şi comportamentele pe care

elevii sau studenţii le manifestă vis-à -vis de şcoală (printre care se numără şi cele

referitoare la anxietatea faţă de examene şi teste) conduc la eşec şcolar sau în plan

academic.

Din punctul de vedere al proiectelor de cercetare aplicativă, versiunea în limba

română a inventarului TAI, ca şi versiunea paralelă (IAT-III) şi cea scurtă (IAT-8)

oferă cercetătorilor români interesaţi de problematica anxietăţii faţă de testare şi a

domeniilor conexe acesteia sau a celor interesaţi de alte topici, în care anxietatea faţă

de testare este una dintre variabilele care contează, posibilitatea evaluării fidelă, validă

şi economicoasă în rândul elevilor, al studenţilor sau al altor categorii de persoane care

constituie populaţia ţintă a unui studiu a preocupărilor cognitive legate de eşec şi de

posibilele consecinţe ale acestuia, precum şi a răspunsurilor emoţionale negative şi

disfuncţionale (deci a dimensiunilor Îngrijoare şi Emotivitate care au fost descrise ca

fiind bazale pentru manifestările specifice anxietăţii faţă de testare). Temele studiilor

pot fi foarte variate, iar anxietatea faţă de testare poate fi una dintre variabilele

principale sau o variabilă secundară, în cadrul modelelor a căror testare constituie

scopul unui cercetător.

De aceea, suntem interesaţi de dezvoltarea unor colaborări cu tineri cercetători

din ţară, în vederea proiectării şi implementării studiilor care să vizeze perfecţionarea

versiunii în limba română a inventarului TAI, ca şi a versiunilor paralelă şi scurtă.

Din punctul de vedere al programelor destinate prevenirii anxietăţii faţă de

testare în populaţia şcolară sau în cea de studenţi, rezultatele cercetării pe care am

întreprins-o 103

sugerează că lucrul permanent cu elevii sau cu studenţii (prin evaluarea

psihologică a resurselor şi a performanţelor, prin monitorizarea performanţelor şcolare

103

De exemplu, scorurile semnificativ mai ridicate pe care le-au obţinut elevii de clasa a IX-a în

comparaţie cu cei de clasa a X-a, cu elevii de clasa a XI-a sau cu cei de clasa a XII-a, scorurile

mai ridicate ale studenţilor de anul I comparativ cu studenţii în anii II sau IV sau corelaţiile

negative dintre scorurile la inventarul IAT şi performanţele şcolare obţinute de către elevii de

liceu.

298


sau academice şi prin consilierea psihologică individuală şi de grup) reprezintă o

necesitate, încă din primul an de liceu sau de facultate.

Procesul educaţional este dinamic, implicând feed-back-uri permanente atât din

partea cadrelor didactice şi a diriginţilor (în cazul elevilor), respectiv a cadrelor

didactice universitare (în cazul studenţilor), a părinţilor, cât şi din partea elevilor şi a

studenţilor – beneficiarii direcţi ai investiţiei educaţionale. Bagajul aptitudinal şi cel

legat de cunoştinţe pe care elevii sau studenţii îl posedă la intrarea în şcoală este o bază

necesară însă nu şi suficientă pentru adaptarea optimă la viaţa şcolară sau la cea

academică (succesul şcolar/academic).

De aceea, intervenţia formativă permanentă din partea dascălilor va stimula

elevii sau studenţii să-şi valorifice într-un mod optim potenţialul de care dispun. Dar,

pentru ca această stimulare să fie posibilă şi aibă efectele scontate, este obligatorie

cunoaşterea atât de către elevi sau de către studenţi, cât şi de către profesori a tuturor

resurselor şi competenţelor de care dispun primii. Printre aceste resurse (posibile

puncte tari sau, dimpotrivă, slabe), trebuie incluse şi variabilele la care am făcut

referire în partea aplicativă a lucrării noastre accentuând asupra problematicii legată de

anxietatea faţă de examene şi testări.

Iată de ce inventarul TAI/IAT poate fi util (iar rezultatele cercetărilor noastre au

demonstrat acest lucru), în sensul fidelităţii, a validităţii, a economicităţii şi a

standardizării, în etapa de evaluare specifică diverselor proiecte de intervenţie destinate

controlului în populaţia şcolară şi în cea de studenţi a prevalenţei simptomelor

anxietăţii faţă de evaluare. Pentru psihologii sau consilierii şcolari, ca şi pentru

psihoterapeuţi, inventarul TAI, în versiunea pe care am experimentat-o în cadrul

studiilor noastre, este un instrument cu bune calităţi psihometrice care permite

evaluarea precisă a nivelului simptomelor specifice anxietăţii faţă de teste şi examene

resimţite de către elevi, studenţi sau alte categorii de persoane, înaintea iniţierii unei

scheme de intervenţie în vederea reducerii acestora, ca şi după implementarea ei (în

vederea evaluării efectelor intervenţiei).

***

În vederea restituirii rezultatelor unui elev care a completat inventarul IAT,

psihologul (consilierul) şcolar sau psihologul clinician poate utiliza profilele pe care le

redăm în Figua 11.1., respectiv în Figura 11.2. Primul dintre acestea, mai tehnic, poate

fi păstrat în fişetul cabinetului de consiliere psihopedagogică, iar cel de-al doilea

(Profilul tău – Cât de mult te temi de examenele/testele de la şcoală ?), mai facil de

lecturat şi de înţeles, poate fi înmânat elevului.

În funcţie de scorurile standard pe care un elev le-a obţinut la cele două scale ale

inventarului IAT, se va bifa una dintre căsuţele din dreptul coloanelor descriptive 104

situate pe prima linie a profilului (corespunzătoare scalei Îngrijorare), respectiv una

104

Prima coloană prezintă descrierea corespunzătoare scorurilor standard scăzute, cea de-a doua

coloană corespunde scorurilor standard moderate, iar ultima – scorurilor ridicate.

299


dintre căsuţele din dreptul coloanelor situate pe cea de-a doua linie a profilului

(corespunzătoare scalei Emotivitate). Elevul poate citi şi înţelege uşor descrierea

profilului personal, din coloanele care au fost bifate.

Figura 11.1.

300


Iată un exemplu de interpretare a scorurilor brute, pe care un elev de liceu le-a

obţinut la inventarul IAT. Elevul D. N., băiat în clasa a XI-a, a înregistrat următoarele

scoruri brute: Emotivitate – 19, Îngrijorare – 16, scor total inventar – 45. Protocolul cu

răspunsurile pe care acesta le-a dat la cei 20 de itemi ai inventarului IAT a evidenţiat

următoarea serie destul de variată: itemul 1 – B, itemul 2 – C, itemul 3 – B, itemul 4 –

B, itemul 5 – A, itemul 6 – C, itemul 7 – C, itemul 8 – B, itemul 9 – B, itemul 10 – C,

itemul 11 – B, itemul 12 – C, itemul 13 – B, itemul 14 – A, itemul 15 – B, itemul 16 –

B, itemul 17 – B, itemul 18 – C, itemul 19 – B şi itemul 20 – B. Scorurile brute pe care

le-a obţinut D. N. au fost raportate la etalonul pentru subpopulaţia de băieţi în clasele

X-XII. Scorurile standard au fost: Emotivitate – IV, Îngrijorare – IV, scor total – IV.

Acestea au indicat un nivel ridicat al anxietăţii faţă de testare exprimat în cazul lui D.

N. printr-o accentuare atât a preocupărilor legate de posibilul eşec la examene şi teste

şi de consecinţele acestuia, cât şi a discomfortului emoţional (încordare, agitaţie,

senzaţii somatice şi fiziologice stânjenitoare).

În vederea surprinderii grafice a tendinţelor la nivelul unui grup, lot sau eşantion

de elevi de liceu privitoare la anxietatea faţă de testare şi la faţetele acesteia, se va

utiliza primul dintre profile. Utilizarea acestuia implică raportarea la etalonul destinat

populaţiei generale de elevi de liceu (Tabelul 54, Capitolul 7). În loc de scorurile brute,

se vor utiliza valorile rotunjite ale mediilor pe care elevii le-au obţinut la cele două

scale ale inventarului IAT, respectiv la ansamblul celor 20 de itemi. Acestea vor fi

raportate la etalon rezultând scorurile standard, pe baza cărora se poate construi

profilul

Dacă se doreşte compararea profilelor în funcţie de variabila sex, se va utiliza tot

primul dintre profile, precum şi normele prezentate în Tabelele 55 şi 56 (Capitolul 7).

Deşi în literatura străină (mai ales cea de limbă engleză), anxietatea faţă de

testare a început să stea în atenţia cercetătorilor încă de la mijlocul secolului trecut, în

preocupările cercetătorilor din ţara noastră nu pare să fi suscitat prea mult interes.

Considerând arid terenul cercetării acestei topici în ţara noastră, însă ca un

domeniu cu potenţial de explorare (dat fiind volumul imens de studii raportate în

literatura de specialitate internaţională) şi util intervenţiilor din practica educaţională,

am iniţiat un program sistematic de studii teoretice, combinat cu mai multe aplicaţii de

teren, prin care ne-am propus explorarea potenţialului psihometric al inventarului TAI,

dar şi a unor aspecte ale anxietăţii faţă de testare relevante pentru înţelegerea acestui

construct psihologic.

301


Figura 11.2.

302


Inventarul pentru evaluarea anxietăţii faţă de testare (TAI) reprezintă un reper

în domeniul cercetărilor aplicative privitoare la conceptul de anxietate faţă de testare şi

la constructele (reţeaua nomologică) conexe acestuia şi a practicii evaluării în scopul

intervenţiilor, aşa cum inventarul STAI este un standard de lucru influent pentru

domeniul cercetărilor cu privire la anxietate şi a evaluării acesteia, iar inventarul NEO

PI-R reprezintă un cadru de lucru pentru domeniul evaluării personalităţii individului,

privit în normalitatea funcţionării lui în viaţa de zi cu zi şi în mediul profesional.

Studiile pe care le-am întreprins constituie prima încercare de introducere în aria

de interes a cercetătorilor şi a practicienilor români a unui domeniu care în străinătate

are o istorie de peste 60 de ani şi a trezit interesul cercetătorilor din numeroase ţări:

Cehoslovacia, China, Coreea, Egipt, Germania, Japonia, India, Iordania, Iran, Israel,

Italia, Liban, Olanda, Turcia, Ungaria, etc. Cât anume am reuşit să acoperim din scopul

pe care ni l-am propus şi cât de convingători am fost reprezintă aspecte care vor fi

evaluate cu siguranţă de către specialiştii interesaţi. Suntem deschişi către sugestii şi

colaborări constructive.

303

304

12. Concluzii

În primul capitol al acestei monografii, au fost sistematizate câteva dintre

direcţiile în care s-au orientat studiile privitoare la anxietatea faţă de testare:

manifestările specifice, prevalenţa în funcţie de variabilele vârstă, sex şi rasă, relaţia

cu performanţele la testele de abilităţi şi cu performanţele şcolare sau academice,

relaţia cu motivaţia pentru realizarea şcolară sau academică, respectiv metodele şi

tehnicile cunoscute în domeniul intervenţiei în vederea reducerii şi/sau prevenirii

simptomelor specifice.

Anxietatea faţă de testare reprezintă un ansamblu de preocupări cognitive

(cogniţii negative cu privire la performanţă, la propriile competenţe sau la strategiile de

adaptare) şi de reacţii neuro-vegetative (expresie a intensificării activităţii sistemului

nervos autonom), pe care unii indivizi le manifestă înaintea, în timpul sau după o

situaţie de testare (test de aptitudini cognitive sau examen de verificare a cunoştinţelor,

specific activităţii şcolare/academice), în care este implicată obţinerea unei

performanţe şi evaluarea socială a acesteia.

R. M. Liebert şi L. W. Morris au identificat două dimensiuni ale anxietăţii faţă

de testare: preocupările cognitive (factorul Îngrijorare), respectiv răspunsurile

emoţionale (factorul Emotivitate), care au fost preluate în literatura pe această temă.

Liebert şi Morris au definit prima dimeniune prin preocupările cognitive legate de

consecinţele unui posibil eşec, pe care individul care se află într-o situaţie de evaluare

le poate avea. Cea de-a doua dimensiune a fost definită printr-un cortegiu de reacţii

neuro-vegetative, care au la bază intensificarea activităţii sistemului nervos autonom.

Unii autori au nuanţat conţinutul factorului Îngrijorare, descriind mai multe tipuri

cogniţii care pot apare în combinaţii variate (Deffenbacher, 1978; Meichenbaum şi

Butler; citaţi de Salamé, 1984; Schwarzer şi Quast, 1985; citaţi de Herrmann,

Liepmann şi Otto, 1987). Cele două dimensiuni au fost confirmate de numeroase

cercetări empirice (Hagtvet, 1982; Schwarzer, 1984), care au utilizat ca instrument

pentru măsurarea anxietăţii faţă de testare fie Scala pentru evaluarea anxietăţii faţă de

testare/TAS, fie Inventarul pentru evaluarea anxietăţii faţă de testare/TAI.

Prevalenţa anxietăţii faţă de testare variază în funcţie de sex (Hembree, 1988;

Zeidner, 1998; Hill şi Sarason, 1966; Zeidner şi Nevo, 1992; apud Hall, 2005; Berger

şi Shecter, 1996; Chang, 1997; apud Moore, 2006), de vârstă (Hembree, 1988; Zeidner,

1998; Sarason şi alţii, 1965; Hill şi Sarason, 1966; apud Hall, 2005), rasă (Hembree,

1988; Turner, Beidel, Hughes şi Turner, 1993; apud Hall, 2005), etnie şi statut socio-

economic.

Anxietatea faţă de testare influenţează negativ performanţa indivizilor la testele

cognitive sau la examenele şcolare/academice, în sensul deteriorării (Salamé, 1984;

Hembree, 1988; Hill şi Sarason, 1966; Nottleman şi Hill, 1977; Schwarzer, 1981; apud

305


Bowler, 1987; Cassady, 2004; Wigfield şi Eccles, 1989; apud Hall, 2005) şi

interferează cu motivaţia de realizare şcolară/academică (Heckhausen, 1982; Schmalt,

1982; Becker, 1982; apud apud Salamé, 1984).

În vederea ameliorării simptomelor specifice anxietăţii faţă de testare, au fost

experimentate mai multe metode (biofeed-back-ul, hipnoza, terapia cognitiv-

comportamentală, terapia raţional-emotivă, desensibilizarea sistematică, training-ul

destinat îmbunătăţirii practicilor legate de studiu). Însă, unele studii au arătat că, dintre

toate aceste metode, terapia cognitiv-comportamentală, combinată cu training-ul

destinat îmbunătăţirii practicelor legate de studiu şi învăţare, pare a fi cea mai eficientă

metodă pentru reducerea anxietăţii faţă de testare şi îmbunătăţirea performanţelor

şcolare sau academice (Algaze, 1979; citat de Spielberger, 1980; Ergene, 2003).

Inventarul pentru evaluarea anxietăţii faţă de testare (IAT) a fost construit şi

dezvoltat cu scopul de a permite măsurarea diferenţelor individuale în ceea ce priveşte

nivelul anxietăţii faţă de testare, care a fost privită ca predispoziţia unora dintre indivizi

de a trăi anumite simptome, atunci când se confruntă cu o situaţie evaluativă

(Spielberger, 1980).

Inventarul a fost dezvoltat în mai multe etape, pornindu-se de la itemii Scalei

pentru evaluarea anxietăţii faţă de testare (Test Anxiety Scale – TAS, Sarason, 1972,

1978) – unul dintre primele instrumente care au fost propuse în vederea evaluării

nivelului anxietăţii faţă de testare şi a dimensiunilor acesteia. Analizele factoriale

întreprinse succesiv pe diferite loturi de studenţi şi pe diferite versiuni preliminare de

către Spielberger şi colaboratorii săi au permis diferenţierea din ce în ce mai clară a

celor două dimensiuni ale anxietăţii faţă de testare, descrise de Liebert şi Morris, încă

din 1967: Îngrijorarea – referitoare la preocupările cognitive pe care un individ, care

se confruntă cu o situaţie de testare, le poate avea cu privire la consecinţele unui

posibil eşec, respectiv Emotivitatea – care include simptome neuro-vegetative,

manifestări ale intensificării activităţii sistemului nervos autonom.

Manualul inventarului prezintă o serie de date privind calităţile psihometrice ale

celor două scale (fidelitate, validitate de construct, validitate de criteriu). Aceste date

au fost obţinute pe mai multe loturi numeroase de subiecţi (elevi şi studenţi, de ambele

sexe). Datele indică o bună fidelitate a inventarului, în ansamblul său, precum şi a celor

două scale (consistenţă internă, încrederea pe care ne-o putem pune în scoruri,

stabilitatea trăsăturii legată de anxietatea faţă de testare). Datele cu privire la validitate

indică relaţii semnificative între scorurile la inventar şi scorurile la alte măsuri fidele şi

valide, legate de: anxietate în general (anxietatea-stare şi anxietatea-trăsătură),

anxietatea faţă de testare (scala lui Sarason), curiozitate (curiozitatea-stare şi

curiozitatea-trăsătură), locul controlului, predispoziţia către credinţe iraţionale,

performanţele la teste de aptitudini cognitiv-intelectuale (inteligenţa generală,

aptitudinea verbală, aptitudinea numerică, deprinderile şi abilităţile legate de studiu),

precum şi de performanţele la teste de achiziţii (aptitudini şcolare, aptitudini

profesionale) sau performanţele şcolare/academice (note şi medii şcolare).

306


Manualul oferă etaloane (în centile şi cote T) pentru patru categorii ale populaţiei

de elevi şi studenţi. Aceste etaloane sunt utile pentru interpretarea scorurilor obţinute

de un individ, prin raportarea la rezultatele obţinute de eşantionul de referinţă

corespunzător treptei de şcolarizare pe care se află acesta.

Inventarul IAT a fost tradus şi adaptat în numeroase alte limbi: germană, ungară,

spaniolă, italiană, japoneză, chineză, coreeană, hindusă, turcă, arabă, egipteană,

ebraică, libaneză. Versiunile obţinute au dovedit calităţi psihometrice comparabile cu

datele raportate în manualul ediţiei în limba engleză a inventarului.

Datele pe care le-am obţinut în urma administrării versiunii în limba română

(IAT) a inventarului TAI pe mai multe loturi de elevi de liceu, respectiv pe trei loturi

de studenţi au relevat următoarele caracteristici psihometrice pe care le-am evaluat ca

fiind consistente:

media scorurilor elevilor de liceu din lotul general a manifestat tendinţa de a se

situa în zona scorurilor scăzute; mediile pe care le-au obţinut studenţii s-au situat

în zona scorurilor moderate sau scăzute;

atât fetele, cât şi băieţii de liceu români au obţinut scoruri semnificativ mai

scăzute decât elevii de liceu americani;

atât elevii, cât şi studenţii au obţinut scoruri semnificativ mai mari la scala

Emotivitate comparativ cu scala Îngrijorare; acest rezultat a fost echivalat cu

faptul că, în rândul elevilor şi al studenţilor, faţeta anxietăţii faţă de testare

referitoare la simptomele emoţionale a manifestat tendinţa de a fi mai accentuată

comparativ cu preocupările legate de potenşialul eşec;

între distribuţia de frecvenţe a scorurilor totale la inventarul IAT pe care le-au

obţinut băieţii şi distribuţia scorurilor pe care le-au obţinut fetele s-a înregistrat o

diferenţă semnificativă din punct de vedere statistic; de asemenea, s-a constatat o

prevalenţă mai ridicată a anxietăţii faţă de testare în rândul fetelor comparativ cu

cel al băieţilor;

fetele de liceu au obţinut la inventarul IAT medii semnificativ mai ridicate decât

cele ale băieţilor; de asemenea, pentru fiecare sublot diferenţiat în funcţie de

variabila clasă şcolară, fetele au obţinut scoruri semnificativ mai ridicate decât

cele ale băieţilor;

atât pentru lotul general de elevi de liceu, cât şi pentru fiecare dintre subloturile

diferenţiate în funcţie de clasa şcolară, mărimea efectului variabilei sex a fost

mai ridicată pentru scala Emotivitate decât mărimea înregistrată pentru scala

Îngrijorare;

pentru toate cele trei loturi de studenţi pe care am administrat inventarul IAT,

studentele au obţinut medii semnificativ mai ridicate decât cele înregistrate

pentru studenţi; diferenţele au vizat în special scorurile la scala Emotivitate,

precum şi scorurile totale; ca şi în cazul elevilor, mărimea efectului pe care

variabila sex l-a avut asupra scorurilor la scala Emotivitate a fost mai ridicată

decât mărimea efectului pentru scala Îngrijoare;

307


datele analizei de varianţă univariată au indicat un efect semnificativ din punct

de vedere statistic al variabilei clasă şcolară asupra scorurile pe care elevii le-au

obţinut la versiunea în limba română a inventarului TAI; comparaţiile detaliate

au evidenţiat diferenţe semnificative din punct de vedere statistic între mediile

obţinute de către elevii de clasa a IX-a şi mediile subloturilor corespunzătoare

fiecăreia dintre celelalte trei clase şcolare (în toate cazurile, elevii de clasa a IX-a

au înregistrat medii mai ridicate);

interacţiunea variabilelor sex şi clasă şcolară a avut efecte nesemnificative din

punct de vedere statistic asupra scorurilor pe care elevii le-au obţinut la

inventarul IAT;

de asemenea, s-a constatat un efect nesemnificativ statistic şi de mărime

neglijabilă din partea variabilei an de studiu asupra scorurilor totale inventarul

IAT pe care studenţii le-au obţinut; studenţii de anul I au înregistrat cea mai

ridicată medie, fiind urmaţi de studenţii în anul II, respectiv de cei în anul IV;

diferenţele între mediile obţinute de către studenţii în cei trei ani de studiu au fost

nesemnificative din punct de vedere statistic;

de asemenea, analiza de varianţă univariată a indicat un efect nesemnificativ din

punct de vedere statistic al variabilei vârstă, precum şi un efect nesemnificativ al

interacţiunii dintre aceasta şi variabila sex asupra scorurilor pe care studenţii le-

au obţinut la inventarul IAT;

în schimb, variabila independentă specializare a avut un efect semnificativ din

punct de vedere statistic asupra scorurilor la inventarul IAT pe care studenţii le-

au obţinut; studenţi la specializarea Psihologie de la Facultatea de Psihologie şi

Ştiinţe ale Educaţiei, Universitatea ,,Al. I. Cuza” au obţinut medii semnificativ

mai ridicate decât cele ale studenţilor la specializarea Arhitectură de la

Universitatea Tehnică ,,Gh. Asachi” şi chiar decât cele ale studenţilor la

specializarea Psihologie de la Facultatea de Psihologie şi Ştiinţele Educaţiei,

Universitatea ,,Petre Andrei” din Iaşi; de asemenea, studenţii în domeniul

Psihologie de la Universitatea ,,Petre Andrei”au înregistrat medii mai ridicate

decât cele ale studenţilor la specializarea Arhitectură de la Universitatea Tehnică

,,Gh. Asachi”, însă diferenţele au fost nesemnificative din punct de vedere

statistic;

atât în cazul elevilor, cât şi în cel al studenţilor, valorile consistenţei interne

(coeficientul α-Cronbach) pentru scala Emotivitate au fost ceva mai ridicate

decât valorile înregistrate pentru scala Îngrijorare; de asemenea, pentru

subloturile de subiecţi de sex feminin, valorile consistenţei interne au fost uşor

mai ridicate comparativ cu valorile înregistrate pentru subloturile de subiecţi de

sex masculin; în ansamblul lor, valorile coeficientului α-Cronbach au probat o

bună consistenţă internă a versiunii în limba română a inventarului TAI;

au fost constatate valori (corectate) foarte bune ale fidelităţii prin înjumătăţire a

inventarului IAT; în cazul studenţilor, valorile fidelităţii prin înjumătăţire au fost

308


uşor mai ridicate decât cele înregistate pentru elevii de liceu;

în cadrul a două studii efectuate pe un lot de elevi de liceu, respectiv pe un lot de

studenţi, am obţinut valori satisfăcătoare ale fidelităţii test-retest a versiunii în

limba română a inventarului TAI; în cazul elevilor, retestul a fost realizat la un

interval de timp cuprins între 44.1 săptămâni şi 46 de săptămâni; în cazul

studenţilor, retestul a fost realizat la un interval de trei săptămâni;

validitatea de conţinut a versiunii în limba română a inventarului TAI a fost

evaluată prin tehnica experţilor; din evaluările acestora, a rezultat o concordanţă

totală în ceea ce priveşte dimensiunea (faţeta) anxietăţii faţă de testare reflectată

în conţinutul a 14 dintre cei 20 de itemi;

validitatea de construct a versiunii în limba română a inventarului TAI a fost

evaluată prin corelarea scorurilor obţinute de către eleviii sau studenţii din

diverse loturi cu scorurile la alte probe prin care au fost evaluate o serie de

variabile ale funcţionării cognitive şi emoţionale; astfel, pentru lotul de elevi

general, scorurile totale la inventarul IAT au corelat pozitiv şi semnificativ din

punct de vedere statistic cu scorurile la Scala pentru evaluarea anxietăţii-

trăsătură/STAI Y-2 (valoarea corelaţiei a indicat o legătură de intensitate

moderată); atât pentru lotul de elevi general, cât şi pentru subloturile diferenţiate

în funcţie de variabila sex, valorile corelaţiilor pozitive dintre scorurile la scala

Îngrijorare şi scorurile la STAI Y-2 au fost mai ridicate decât valorile

corelaţiilor dintre scala Emotivitate şi anxietatea-trăsătură; rezultate

asemănătoare au fost obţinute în cazul unui lot de studenţi care au completat atât

inventarul IAT, cât şi STAI Y-2;

scorurile totale la inventarul IAT pe care le-au obţinut elevii de liceu din cadrul

unuia dintre cele nouă loturi au corelat pozitiv, semnificativ din punct de vedere

statistic şi cu intensitate foarte ridicată cu scorurile totale la Chestionarul pentru

evaluarea reacţiilor faţă de teste/RTT; de asemenea, scorurile totale la

inventarul IAT au prezentat corelaţii pozitive, semnificative din punct de vedere

statistic şi de intensitate foarte ridicată cu scorurile la scalele

Tensiune/Încordare, respectiv Îngrijorare din chestionarul RTT;

deoarece sunt scale echivalente, scorurile pe care elevii le-au obţinut la scalele

Emotivitate, respectiv Îngrijorare din inventarul IAT au corelat pozitiv,

semnificativ din punct de vedere statistic şi cu intensitate foarte ridicată cu

scorurile la scalele Tensiune/Încordare, respectiv Îngrijorare din chestionarul

RTT;

datele obţinute în cadrul aceluiaşi studiu efectuat pe elevi au mai evidenţiat

corelaţii pozitive, semnificative din punct de vedere statistic şi de intensitate

moderată spre uşor ridicată între scorurile la inventarul IAT şi scorurile la scala

Centrarea pe emoţii negative din Inventarul pentru evaluarea stilurilor de

adaptare la situaţii stresante/CISS;

309


în cadrul unui studiu efectuat pe un alt lot de elevi, scorurile la inventarul IAT au

corelat negativ, cu valori moderate şi semnificativ din punct de vedere statistic

cu scorurile la Scala pentru evaluarea auto-eficienţei/SES, respectiv pozitiv,

semnificativ din punct de vedere statistic şi cu valori moderate cu scorurile la

Scala internalism-externalism pentru copii şi tineri/IE-CT; de asemenea,

inventarul IAT a prezentat corelaţii negative, semnificative din punct de vedere

statistic şi moderate ca valoare cu Scala pentru evaluarea deprinderilor şi a

obişnuinţelor legate de studiu/SSHS;

scorurile pe care elevii dintr-un al patrulea lot le-au obţinut la inventarul IAT au

corelat negativ şi semnificativ din punct de vedere statistic cu scorurile la

Subscala pentru evaluarea evaluarea stimei de sine legată de domeniul şcolar

din ETES; valoarea corelaţiei dintre scorurile totale la inventarul IAT şi scorurile

la stima de sine legată de domeniul şcolar a indicat o legătură de intensitate

scăzută spre moderată; valoarea corelaţiei dintre scorurile la stima de sine legată

de domeniul şcolar şi scorurile la scala Îngrijorare a fost mai ridicată decât

valoarea corelaţiei cu scorurile la scala Emotivitate;

în cadrul studiului efectuat pe studenţii la specializarea Psihologie de la

Universitatea ,,Petre Andrei” din Iaşi, am înregistrat corelaţii negative şi

semnificative din punct de vedere statistic între scorurile la inventarul IAT şi

scorurile la Scala Rosenberg pentru evaluarea stimei de sine/RSES; corelaţia

între scorurile totale la inventarul IAT şi scorurile la stima de sine a indicat o

legătură de intensitate moderată; pentru scala Emotivitate, valoarea corelaţiei cu

stima de sine a fost mai scăzută decât valoarea înregistrată pentru scala

Îngrijorare;

în cadrul aceluiaşi studiu la care ne-am referit mai sus, corelaţiile dintre scorurile

la inventarul IAT şi scorurile la Chestionarul Penn State pentru evaluarea

predispoziţiei unei persoane de a-şi face griji/PSWQ au fost pozitive,

semnificative din punct de vedere statistic şi au avut valori moderate;

în cadrul studiului efectuat pe studenţii la specializarea Arhitectură, am constatat

corelaţii negative şi semnificative din punct de vedere statistic între scorurile la

inventarul IAT şi scorurile la factorii Stabilitate emoţională şi Caracter

conştiincios din Chestionarul Alter Ego; valorile corelaţiilor cu scorurile la

factorul Stabilitate emoţională au fost mai ridicate decât cele ale corelaţiilor cu

scorurile la factorul Caracter conştiincios; pe de altă parte, valoarea corelaţiei

dintre scorurile la scala Emotivitate din inventarul IAT şi scorurile la factorul

Stabilitate emoţională a fost mai ridicată decât valoarea corelaţiei cu scorurile la

scala Îngrijorare; dintre cele două dimensiuni ale Stabilităţii emoţionale,

Controlul emoţiilor a avut corelaţii moderate ca valoare şi semnificative din

punct de vedere statistic cu scorurile la inventarul IAT;

în cadrul unui studiu desfăşurat pe un lot de elevi de liceu, corelaţiile dintre

scorurile la inventarul IAT şi scorurile la trei dintre testele de aptitudini cognitiv-

310


intelectuale din Bateria factorială PMA au fost nesemnificative din punct de

vedere statistic şi au avut mărimi scăzute sau neglijabile; corelaţiile cu

performanţele la testele de aptitudine verbală şi aptitudine numerică au fost

negative, în timp ce corelaţiile cu performanţele la testul de raţionament abstract

şi cele cu scorurile compozite pentru aptitudinea cognitiv-intelectuală au fost

pozitive;

evaluat pentru opt loturi de elevi de liceu în cazul cărora am înregistrat mediile

pe care le obţinuseră în anul şcolar anterior, pattern-ul corelaţiilor dintre

scorurile la inventarul IAT şi performanţele şcolare a fost inconsistent; astfel, în

timp ce unele corelaţii au fost negative, adică în sensul aşteptat, altele au fost

pozitive; nu toate corelaţiile au fost semnificative din punct de vedere statistic;

valorile corelaţiilor au fost cuprinse între 0.008 şi 0.26 (efect cel mult scăzut spre

moderat);

pentru patru dintre cele opt loturi de elevi de liceu de la care au provenit datele

referitoare la validitatea de criteriu a versiunii în limba română a inventarului

TAI, valorile corelaţiilor dintre scorurile la scala Îngrijorare şi performanţele

şcolare pe care elevii le obţinuseră au fost mai ridicate decât valorile corelaţiilor

cu scorurile la scala Emotivitate; spre deosebire de pattern-ul corelaţiilor pentru

scorurile totale la inventarul IAT şi de cel pentru scala Emotivitate, patternul

corelaţiilor dintre scorurile la scala Îngrijorare şi performanţele şcolare a fost

mai consistent;

pentru lotul total de elevi de liceu, provenit din reunirea celor opt loturi separate

pentru care am dispus de date referitoare la validitatea de criteriu, corelaţia dintre

scorurile totale la inventarul IAT şi performanţele şcolare a fost negativă,

semnificativă din punct de vedere statistic, însă a avut o valoare foarte scăzută;

corelaţia dintre scorurile la scala Îngrijorare şi performanţele şcolare a fost

negativă, semnificativă din punct de vedere statistic şi a indicat o legătură de

intensitate scăzută spre modestă; corelaţia dintre scorurile la scala Emotivitate şi

performanţele şcolare a fost pozitivă, adică în sensul contrar celui aşteptat,

nesemnificativă din punct de vedere statistic şi a indicat o legătură neglijabilă;

pentru fete, pattern-ul corelaţiilor dintre scorurile la inventarul IAT şi

performanţele şcolare a fost cel mai consistent;

pe de altă parte, diferenţiind lotul de elevi general în funcţie de variabila clasă

şcolară, am constatat un pattern consistent al corelaţiilor dintre scorurile la

inventarul IAT şi performanţele şcolare; cele mai ridicate valori ale corelaţiilor

negative dintre scorurile la inventarul IAT şi performanţele şcolare s-au

înregistrat pentru sublotul de elevi de clasa a XI-a; pentru elevii de clasa a XII-a,

pattern-ul corelaţiilor dintre scorurile la inventarul IAT şi performanţele şcolare

a fost inconsistent;

datele pe care le-am obţinut în urma efectuării pe lotul de elevi de liceu general a

unei analize factoriale exploratorie, prin metoda descompunerii în componente

311


principale cu rotaţie varimax, au evidenţiat tendinţa itemilor de a se grupa în doi

factori care au explicat 44.33 % din varianţa comună a scorurilor la itemi; itemii

1, 2, 8-13, 15, 16, 18 şi 19 au tins să se grupeze în primul dintre cei doi factori

care au fost extraşi şi pe care l-am apropiat de dimensiunea Emotivitate; itemii 3-

7, 14 şi 17 au tins să se grupeze în factorul II pe care l-am asimilat dimensiunii

Îngrijorare; itemul 20 a prezentat saturaţii apropiate în cei doi factori (ambele

saturaţii având valori moderate);

pentru băieţii de liceu, cei doi factori extraşi au explicat împreună 39.61 % din

varianţa comună a itemilor, în timp ce pentru fete – 45.31 %; pattern-ul

saturaţiilor pe care itemii le-au prezentat în factori a fost asemănător pentru fete

şi băieţi; astfel, itemii 1, 2, 9-12, 15, 16, 18 şi 19 au prezentat saturaţii moderate

sau ridicate în primul dintre cei doi factori extraşi (care a fost asimilat

dimensiunii Emotivitate) şi scăzute sau foarte scăzute în cel de-al doilea; la

rândul lor, itemii 3-7, 14 şi 17 au prezentat saturaţii moderate sau ridicate în cel

de-al doilea dintre factorii extraşi (acest factor a fost legat de dimensiunea

Îngrijorare) şi saturaţii scăzute sau foarte scăzute în primul dintre factori; atât

pentru fete, cât şi pentru băieţi, itemul 20 a prezentat saturaţii cu valori moderate

şi apropiate în ambii factori extraşi (ca şi în cazul lotului general);

modelul factorial relevat de scorurile la inventarul IAT pe care le-au obţinut 199

de studenţii la specializarea Psihologie a fost, în linii generale, asemănător cu cel

obţinut pentru elevii de liceu; astfel, itemii 8, 9, 11, 12, 13, 15 şi 18 au tins să se

grupeze în acelaşi factor pe care l-am apropiat, pe baza analizei conţinuturilor, de

dimensiunea Emotivitate; la rândul lor, itemii 3, 7, 14, 17 şi 19 au tins să se

grupeze într-un alt factor pe care l-am asimilat dimensiunii Îngrijorare; itemii 5,

6 şi 20 au tins să se grupeze într-un al treilea factor pe care l-am apropiat tot de


În cadrul studiilor de teren pe care le-am realizat, am urmărit construirea şi

experimentarea unei forme paralele a versiunii în limba română a inventarului TAI.

Itemii incluşi în cele două forme experimentale ale versiunii paralele în limba română a

inventarului TAI au fost formulaţi astfel încât să reflecte cele două dimensiuni ale

anxietăţii faţă de testare (Îngrijorarea şi Emotivitatea) în trei momente temporale

distincte: înainte de confruntarea cu situaţiile de examinare sau de testare propriu-zise,

în timpul acestora, respectiv după terminarea acestora.

Scorurile pe care elevii le-au obţinut la itemii unei prime versiuni paralele de

lucru (IAT-II) au fost supuse unei analize factoriale exploratorie, în vederea

evidenţierii dimensiunilor în care tindeau să se grupeze itemii. Pe baza datelor pe care

le-am obţinut, precum şi a evaluărilor conţinutului fiecăruia dintre itemi, am stabilit o a

două versiune de lucru (IAT-III). Faţă de versiunea IAT-II, IAT-III conţine numai 20

de itemi, dintre care 17 au fost preluaţi exact aşa cum fuseseră formulaţi şi

experimentaţi în cadrul versiunii IAT-II. Alţi doi itemi au fost preluaţi din versiunea

IAT-II, dar au fost uşor modificaţi. În fine, un item a fost complet nou.

312


Datele pe care le-am obţinut în urma experimentării pe un lot de elevi de liceu a

primei forme (IAT-II) a versiunii paralele au relevat următoarele caracteristici

psihometrice pe care le-am considerat ca fiind consistente:

la fel ca în cazul elevilor care au completat versiunea originală în limba română a

inventarului TAI, fetele au obţinut scoruri semnificativ mai ridicate decât cele

ale băieţilor (mărime a efectului scăzută spre moderată);

datele analizei de varianţă univariată au indicat un efect semnificativ din punct

de vedere statistic al variabilei clasă şcolară asupra scorurilor pe care elevii le-

au obţinut la versiunea IAT-II; comparaţiile detaliate au evidenţiat diferenţe

semnificative din punct de vedere statistic între mediile obţinute de către elevii

de clasa a IX-a şi mediile elevilor din subloturile corespunzătoare claselor a X-a,

a XI-a şi a XII-a (în toate cazurile, elevii de clasa a IX-a au înregistrat medii mai

ridicate);

corelaţiile dintre scorurile la versiunea paralelă IAT-II şi scorurile la versiunea

originală în limba română (IAT) au fost pozitive, semnificative din punct de

vedere statistic şi au avut valori foarte ridicate; corelaţia dintre scorurile pe care

elevii le-au obţinut la versiunea IAT-II şi mediile pe care le obţinuseră pe anul

şcolar anterior a fost egală cu – 0.26 şi semnificativă din punct de vedere

statistic;

valorile corelaţiilor între scorurile la itemii inventarului IAT-II şi scorul total au

fost cuprinse între 0.42 şi 0.72; pentru ansamblul celor 24 de itemi ai versiunii

IAT-II, valoarea consistenţei interne (coeficientului α-Cronbach) a fost egală cu

0.93 (pentru fete, valoarea a fost egală cu 0.93, iar pentru băieţi cu 0.92);

toate corelaţiile dintre itemii versiunii IAT-II au fost semnificative din punct de

vedere statistic; valorile acestora au fost cuprinse între 0.15 şi 0.65; datele

analizei factoriale exploratorie, realizată prin metoda descompunerii în

componente principale cu rotaţie varimax, au evidenţiat tendinţa itemilor de a se

grupa în trei factori care au explicat 52.52 % din varianţa comună a scorurilor;

itemii 1, 3, 6, 13, 14, 15, 17, 21, 22, 23 şi 24 s-au grupat în dimensiunea

Emotivitate; pe de altă parte, itemii 2, 5, 8, 9, 10, 12, 16, 19 şi 20 s-au grupat în

dimensiunea Îngrijorare;

ordonând descrescător valorile saturaţiilor în una sau în alta dintre cele două

dimensiuni, am reţinut următorii itemi pentru testarea a două scale, fiecare

conţinând câte opt itemi: 1, 3, 14, 17, 21, 22, 23 şi 24 – pentru scala Emotivitate

(α-Cronbach = 0.89), respectiv itemii 2, 5, 8, 9, 10, 12, 16 şi 19 – pentru scala

Îngrijorare (α-Cronbach = 0.84).

Datele pe care le-am obţinut în urma experimentării (contravalidare) pe un alt lot

de elevi a celei de-a doua forme a versiunii paralele (IAT-III) au relevat următoarele

caracteristici psihometrice:

la fel ca în cazul primei forme, fetele au obţinut scoruri semnificativ mai ridicate

decât cele ale băieţilor (efect de mărime scăzută spre moderată);

313


analiza de varianţă a indicat un efect semnificativ din punct de vedere statistic al

variabilei clasă şcolară asupra scorurilor pe care elevii le-au obţinut la versiunea

IAT-III; comparaţiile detaliate au evidenţiat un pattern diferit de cel înregistrat

pentru versiunea IAT-II al diferenţelor în funcţie de clasa şcolară; elevii de clasa

a XII-a au obţinut cea mai mare valoare a mediei, fiind urmaţi de elevii de clasa

a IX-a, de cei de clasa a X-a şi, pe ultimul loc, de elevii de clasa a XI-a;

ca şi în cazul versiunii IAT-II, corelaţiile dintre scorurile la versiunea paralelă

IAT-III şi scorurile la versiunea originală în limba română (IAT) au fost pozitive,

semnificative din punct de vedere statistic şi au avut valori ridicate sau foarte

ridicate; pentru băieţi, valorile corelaţiilor dintre scorurile la versiunea IAT-III şi

scorurile la inventarul IAT au fost ceva mai scăzute decât valorile înregistrate

pentru fete; corelaţia dintre scorurile pe care elevii le-au obţinut la versiunea

IAT-III şi mediile pe care le obţinuseră pe anul şcolar anterior a fost egală cu –

0.14 şi semnificativă din punct de vedere statistic; pentru băieţi, corelaţia cu

performanţele şcolare a fost semnificativă din punct de vedere statistic şi a avut o

valoare mai ridicată (r = - 0.23) decât corelaţia înregistrată pentru fete (r = - 0.13)

care, însă, a fost nesemnificativă din punct de vedere statistic;

pentru versiunea experimentală a scalei Îngrijorare din IAT-III (itemii 2, 4, 5, 8,

15, 17, 19 şi 20, corespunzători itemilor 2, 5, 8, 9, 10, 16, 19, respectiv 12 din

versiunea IAT-II), valorile coeficientului de consistenţă internă α-Cronbach au

fost egale cu 0.73 – lotul de elevi total, 0.71 – băieţi, respectiv 0.75 – fete; pentru

versiunea experimentală a scalei Emotivitate (itemii 1, 3, 7, 9, 12, 14, 16 şi 18

corespunzători itemilor 1, 3, 14, 23, 17, 24, 21, respectiv 22 din versiunea IAT-

II), vlorile coeficientului α-Cronbach au fost mult mai bune decât în cazul scalei

Îngrijorare (0.83 – lotul de elevi total, 0.79 – băieţi, respectiv 0.84 – fete);

scorurile la scale experimentale Îngrijorare şi Emotivitate din versiunea IAT-III

au corelat pozitiv, semnificativ din punct de vedere statistic şi cu intensitate uşor

ridicată;

pentru versiunea experimentală a scalei Emotivitate din IAT-III, validitatea de

construct a fost mai consistentă decât cea pentru scala Îngrijorare; atât pentru

întregul lot de elevi, cât şi pentru subloturile diferenţiate în funcţie de variabila

sex, valorile corelaţiilor dintre scorurile la scala Emotivitate din IAT-III şi

scorurile la scala Emotivitate din versiunea originală IAT au fost mai ridicate

decât valorile corelaţiilor dintre scorurile la scala Îngrijorare din IAT-III şi

scorurile la scala Îngrijorare din IAT;

corelaţiile scorurilor la fiecare dintre cele două scale experimentale din versiunea

IAT-III cu performanţele şcolare au fost negative, însă au avut valori foarte

scăzute sau modeste; scala Îngrijorare a corelat semnificativ din punct de vedere

statistic cu performanţele şcolare atât pentru lotul de elevi total, cât şi în cazul

fiecăruia dintre subloturile diferenţiate în funcţie de variabila sex;

valorile corelaţiilor între scorurile la fiecare dintre itemii inventarului IAT-III şi

314


scorul total au fost cuprinse între 0.36 şi 0.65; pentru lotul elevilor pe care am

experimentat versiunea IAT-III, valoarea consistenţei interne (coeficientul α-

Cronbach) pentru ansamlul itemilor a fost egală cu 0.88; variaţiile consistenţei

interne în funcţie de variabilele sex, respectiv clasă şcolară au fost mici – 0.89

(fete), 0.87 (băieţi), 0.89 (elevi de clasa a IX-a), 0.86 (elevi de clasa a X-a), 0.86

(elevi de clasa a XI-a), respectiv 0.90 (elevi de clasa a XII-a);

aproape toate corelaţiile dintre itemii versiunii IAT-III au fost semnificative din

punct de vedere statistic; acestea au avut valori cuprinse între 0.05 şi 0.57; datele

analizei factoriale exploratorie, realizată tot prin metoda descompunerii în

componente principale cu rotaţie varimax, au evidenţiat tendinţa itemilor

versiunii IAT-III de a se grupa în trei factori care au explicat 49.05 % din

varianţa comună a scorurilor la itemi;

itemii 2, 4, 8, 11, 13, 15, 17, 19 şi 20 s-au grupat în factorii I şi III pe care i-am

asimilat dimensiunii Îngrijorare; pe de altă parte, itemii 1, 3, 6, 9, 14 şi 16 s-au

grupat în factorul II pe care l-am apropiat de dimensiunea Emotivitate; modelul

factorial relevat de scorurile pe care elevii le-au obţinut la itemii versiunii IAT-III

a fost apropiat de modelul factorial rezultat pentru versiunea IAT-II.

În fine, stabilirea unei forme scurte a versiunii în limba română a inventarului

TAI a fost motivată de raţiuni practice care ţin de facilitarea implementării design-

urilor de cercetare. Pentru versiunea scurtă cu opt itemi (IAT-84), soluţia factorială a

fost cea mai convenabilă. Datele au relevat cele două dimensiuni ale anxietăţii faţă de

testare operaţionalizate în versiunea lungă a inventarului IAT: Îngrijorare şi

Emotivitate. Evaluată (comparativ cu celelalte două versiuni scurte – una cu şase şi alta

cu zece itemi) în funcţie de numărul de itemi, de valorile consistenţei interne

(satisfăcătoare în raport cu valorile înregistrate pentru consistenţa internă a versiunii

lungi), dar mai ales în funcţie de soluţia factorială, versiunea scurtă IAT-8 ni s-a părut

cea mai potrivită pentru a fi reţinută şi explorată în continuare.

***

Cea de-a doua parte a secolului al XX-lea a fost denumită sugestiv ca ,,epoca

stresului”, ,,epoca anxietăţii” şi, mai târziu, ,,epoca adaptării” (Endler, 1996; citat de

Zeidner, 1998). În timp ce stresul, anxietatea şi încercările de adaptare sunt experienţe

universale ale individului uman, intrinseci naturii şi condiţiei umane, natura stimulilor

environmentali asociaţi condiţiilor psihologice care evocă anxietatea şi stresul s-a

schimbat dramatic în ultimele decenii.

Dacă în timpurile mai vechi, catastrofele naturale, practicile oculte (de exemplu:

vrăjitoria sau vampirismul), bolile letale necunoscute, etc. reprezentau surse de stres şi

de anxietate pentru oameni, în epoca modernă, puternic industrializată şi tehnologizată,

stresul şi anxietatea sunt evocate mai ales de situaţiile sociale evaluative (în care

performanţele individuale devin un criteriu puternic de selecţie – în şcoală sau la locul

de muncă), multe dintre ele ambigue. Referindu-se la acest aspect, cercetătoarea

americană Seymour B. Sarason (1959; citată de Zeidner, 1998) arăta că trăim într-o

315


societate în care cultura testelor este foarte puternică, vieţile indivizilor umani fiind

determinate, în parte, de performanţele pe care le obţin la diverse teste.

Teama de teste şi examene scrise, de ascultarea orală, precum şi de alte situaţii

sociale care implică obţinerea unei performanţe şi evaluarea acesteia este un fapt

şcolar, prezent în rândul multor elevi. De altfel, în societatea modernă, anxietatea faţă

de situaţiile evaluative (de la cele specifice mediului şcolar şi academic până la

evaluările profesionale sau situaţiile de examinare psihologică) reprezintă un fenomen

cu o prevalenţă îngrijorătoare în populaţia generală, care a condus, în ultimele decenii,

la creşterea semnificativă a interesului ştiinţific pentru cauzele (natura şi

antecedentele), corelatele (factorii care sporesc vulnerabilitatea sau, dimpotrivă, se

constituie în mecanisme protective), consecinţele şi, mai ales, modalităţile de control şi

de prevenire a manifestărilor specifice anxietăţii faţă de situaţiile evaluative.

Mediul şcolar reprezintă una dintre cele mai importante filiere, în care testele,

examinările şi alte forme de evaluare a achiziţiilor (cunoştinţe teoretice şi practice)

ocupă un loc foarte important. Evaluarea este o componentă esenţială a procesului

educaţional, adesea generatoare de nemulţumiri, teamă sau indecizie în rândul elevilor

şi al părinţilor, dar şi al profesorilor. Unul dintre factorii, care au fost puşi în relaţie

directă cu evaluarea performanţelor şcolare şi academice este anxietatea faţă de

situaţiile evaluative pe care o resimt mulţi dintre elevi şi studenţi.

Anxietatea faţă de situaţiile evaluative este foarte des citată printre factorii care

joacă un rol important în apariţia şi/sau menţinerea unor efecte nefavorabile în planul

adaptării la sarcinile şcolare, precum: performanţele şcolare (academice) slabe sau

foarte slabe (subrealizarea şcoală sau eşecul şcolar), teama de şcoală, atitudinile de

respingere a şcolii (de exemplu: fuga de la şcoală sau abandonul şcolar), stresul

psihologic în rândul elevilor şi al studenţilor, însoţit de numeroase perturbări în planul

sănătăţii fizice şi psihice, etc.

De aceea, se impune cu stringenţă acţiunea concertată din partea tuturor agenţilor

educaţionali (elevii înşişi, cadrele didactice, psihologii şcolari, părinţii), în vederea

asistenţei psihopedagogice a elevilor care se confruntă cu simptomele supărătoare ale

anxietăţii faţă de examene, precum şi în vederea reducerii incidenţei acestui flagel.

316

BIBLIOGRAFIE

1. Abdel-Khalek, A. M., & Alansari, B. M. (2004). Gender differences in anxiety

among undergraduates from ten arab countries. Social Behavior and Personality,

32 (7), 649-656.

2. Aero, R., & Weiner, E. (Eds.) (1981). The Mind Test. New York: William Morrow

and Company, Inc.

3. Al-Doughmi, M. A., Shuriquie, N. T., Abdulhamid, M., Al-Ghwairy, A.,

Shuneigat, W. (2006). The impact of exams on anxiety levels among university

students. Journal of the Royal Medical Services, Iordania, 13 (1), 14-19.

4. American Psychiatric Association (2003). Manual de diagnostic şi statistică a

tulburărilor mentale. DSM-IV-TRTM

(trad.). Bucureşti: Asociatia Psihiatrilor Liberi

din România.

5. Araki, N., Iwawaki, S., Spielberger, C. D. (1992). Construction and validation of a

japanese adaptation of the Test Anxiety Inventory. Anxiety, Stress, and Coping,

5(3), 217-224.

6. Arch, E. C. (1987). Differential responses of females and males to evaluative

stress: anxiety, self-esteem, efficacy, and willingness to participate. In R.

Schwarzer, H. M. Van der Ploeg, & C. D. Spielberger (Eds.). Advances in Test

Anxiety Research (Vol. 5., pp. 97-106). Lisse, The Netherlands: Swets &

Zeitlinger.

7. Bantaş, A., Rădulescu, M. (1993). False Friends/Capcanele limbii engleze.

Bucureşti: Editura Teora.

8. Bartram, D. (1994). Fidélité et validité. În J. R. Beech şi L. Harding (coord.). Tests,

mode d’emploi. Guide de psychométrie (traducere din limba engleză). Paris:

Éditions du Centre de Psychologie Appliquée.

9. Bowler, R. (1987). A brief review of test anxiety in West German schools. R.

Schwarzer, H. M. Van der Ploeg, & C. D. Spielberger (Eds.). Advances in Test

Anxiety Research (Vol. 5., pp. 85-90). Lisse, The Netherlands: Swets & Zeitlinger.

10. Bouvard, M., Cottraux, J. (1996). Protocoles et échelles d’évaluation en

psychiatrie et en psychologie. Paris: Masson.

11. Brehm, S., Kassin, S.M. (1990). Social Psychology. Boston, MA: Houghton

Mifflin Company.

12. Caprara, G. V., Barbaranelli, C., et Borgogni, L. (2001). Alter Ego – Les conq

facteurs fondamentaux de la personnalité. Manuel d’utilisation et d’interpretation.

Paris: Les Éditions et Applications Psychologiques.

13. Cassady, J. C. (2004). The impact of cognitive test anxiety on text comprehension

and recall in the absence of external evaluative pressure. Applied Cognitive

Psychology, 18, 311-325.

317


14. Chamorro-Premuzic, T., & Furnham, A. (2005). Personality and Intellectual

Competence. New Jersey: Lawrence Erlbaum Associates.

15. Chamorro-Premuzic, T., Ahmetoglu, G., & Furnham, A. (2008). Little more than

personality: dispositional determinants of test anxiety (the Big Five, core self-

evaluations, and self-assessed intelligence). Learning and Individual Differences,

18, 258-263.

16. Chelcea, S. (1994). Locul controlului şi emergenţa zvonurilor. În Personalitate şi

societate în tranziţie. Studii de psihologie socială. Bucureşti: Societatea Ştiinţă şi

Tehnică.

17. S. Chelcea (2004). Metodologia cercetării sociologice. Metode cantitative şi

calitative. Bucureşti: Editura Economică.

18. Chelcea, S. (2008). Selful. Cu referire la selful românesc în tranziţie. În S. Chelcea

(coord.). Psihosociologie. Teorii, cercetări, aplicaţii (pp. 377-401). Iaşi: Editura

Polirom.

19. Cohen, J. (1992). A power primer. Psychological Bulletin, 112 (1), 155-159.

20. Corcoran, K., Fischer, J. (1987). Measures for Clinical Practice. A Sourcebook.

New York: The Free Press. A Division of Macmillan, Inc.

21. Costa, P. T., Jr., & McCrae, R. R. (1992). Revised NEO Personality Inventory

(NEO PI-RTM

) and NEO Five-Factor Inventory (NEO-FFI). Professional Manual.

Odessa, Florida: Psychological Assessment Resources, Inc.

22. Costa, P. T. Jr., & McCrae, R. R. (1995). Domains and facets hierarchical

personalty assessment using the revised NEO Personality Inventory. Journal of

Personality Assessment, 64 (1), 21-50.

23. Costa, P. T., Jr., McCrae, R. R. et Rolland, J.-P. (1998). NEO PI-R. Inventaire de

personnalité-révisé. Manuel (adaptation francaise par Jean-Pierre Rolland). Paris:


24. Costa, P. T. Jr., Terracciano, A., & McCrae, R. R. (2001). Gender differences in

personality traits across cultures. Robust and surprising findings. Journal of

Personality and Social Psychology, 81 (2), 322-331.

25. Crandal, R. (1973). The measurement of self-esteem and related constructs. În J. P.

Robinson & P. R. Shaver (eds.). Measures of Social Psychological Attitudes.

Revised Edition (pp. 80-82). Ann Arbor: Institute for Social Research.

26. Crăciun, A. (1998). Stima de sine – vector al schimbărilor adaptative. În Anuarul

Universităţii ,,Petre Andrei”. Tomul VIII – Ştiinţe socio-umane. Iaşi: Fundaţia

Academică ,,Petre Andrei”.

27. Cristophe, A., Legeron, P. (2001). Cum să ne eliberăm de frica de ceilalţi. Tracul,

timiditatea, inhibiţiile şi fobia socială (trad.). Bucureşti: Editura Trei.

28. Cucoş, C. (2000). Pedagogie. Iaşi: Editura Polirom.

29. Deane, F. P., Taylor, J. (2002). Development of a short form of Test Anxiety

Inventory (TAI). Journal of General Psychology, 11(2).

318


30. Derevenco, P. (1987). Un bilanţ al cercetărilor internaţionale despre stres. Revista

de Psihologie, 3. Bucureşti: Editura Academiei.

31. Doron, R., Parot, Fr. (1999). Dicţionar de psihologie (trad.). Bucureşti: Editura

Humanitas.

32. Endler, S. N., Parker, M. A. (1998). CISS. Inventaire de Coping pour la Situations

Stressantes (adaptation francaise par J. P. Rolland). Paris: Les Éditions du Centre

de Psychologie Appliquée.

33. Ergene, T. (2003). Effective interventions on test anxiety reduction. A meta-

analysis. School Psychology International, 24 (3), 313-328.

34. Everitt, B. S. (2002). The Cambridge Dictionary of Statistics. Second Edition.

Cambridge: Cambridge University Press.

35. Everson, H. T., Millsap, R. E., & Rodriguez, C. M. (1991). Isolating gender

differences in test anxiety: a confirmatory factor analysis of the Test Anxiety

Inventory. Educational and Psychological Measurement, 51 (1), 243-251.

36. Fiore, A. (2003). Gender differences in test anxiety. Unpublished master’s thesis.

College of Human Resources and Education, West Virginia University.

37. Fresco, D. M., Heimberg, R. G., Mennin, D. S., & Turk, C. L. (2002).

Confirmatory factor analysis of the Penn State Worry Questionnaire. Behaviour

Research and Therapy, 40, 313-323.

38. Hagtvet, K. A. (1982). A construct validation study of test anxiety: a discriminant

validation of fear of failure, worry, and emotionality. Paper presented at 20 th

International Congress of Applied Psychology, Edinburgh, Scotland, July 25-31.

39. Hall, T. S. (2005). Is test anxiety a form of specific social phobia ? Unpublished

master’s thesis. University of Maryland, College Park. www.lib.umd.edu. Accesat

la 09.03.2007.

40. Hedl, J. J., Jr. (1982). A factor analytic study of the Test Anxiety Inventory and A-

state worry and emotionality items from the State-Trait Anxiety Inventory (Form

Y). Paper presented at the Annual Meeting of the Southwestern Psychological

Association, Dallas, TX, USA, April 15-17.

41. Hembree, R. (1988). Correlates, causes, effects, and treatment of test anxiety.

Review of Educational Research, 58 (1), 47-77.

42. Herrmann, C., Liepmann, D., Otto, J. (1987). Problem-solving and action control as

determinants of test anxiety. In R. Schwarzer, H. M. Van der Ploeg, & C. D.

Spielberger (Eds.). Advances in Test Anxiety Research (Vol. 5., pp. 87-96). Lisse,

The Netherlands: Swets & Zeitlinger.

43. Hill, K. T., & Wigfield, A. (1984). Test anxiety: a major educational problem and

what can be done about it. The Elementary School Journal, 85 (1), 105-126.

44. Howitt, D., Cramer, D. (2006). Introducere în SPSS pentru psihologie (trad.). Iaşi:

Editura Polirom.

45. Hyde, J. S. (2005). The gender similarities hypothesis. American Psychologist, 60

(6), 581-592.

319

http://www.lib.umd.edu/


46. Kline, P. (1994). Choisir le méileure test. În J. R. Beech şi L. Harding (coord.).

Tests, mode d’emploi. Guide de psychométrie (traducere din limba engleză). Paris:


47. Labăr, A. V. (2008). SPSS pentru ştiinţele educaţiei. Iaşi: Editura Polirom.

48. Leviţchi, L., Bantaş, A. (1997). Dicţionar englez-român. Bucureşti: Editura Teora.

49. Matthews, G., Deary, I. J., Whiteman, M. C. (2005). Psihologia personalităţii.

Trăsături, cauze, consecinţe (trad.). Iaşi: Editura Polirom.

50. Minor, S. W., Gold, S. R. (1985). Worry and emotionally components of test

anxiety. Journal of Personality Assessmenti, 49 (1), 82-85.

51. Mitrofan, N., Mitrofan, L. (2005). Testarea psihologică. Inteligenţa şi aptitudinile.

Iaşi: Editura Polirom.

52. Moore, M. M. (2006). Variations in test anxiety and locus of control orientation in

achieving and underachieving gifted and nongifted middle school students.

Unpublished doctoral dissertation. University of Connecticut.

http//www.gifted.uconn.edu. Accesat la 25.06.2007.

53. Murguleţ, A. M. (2007). Competenţe sociale şi trăsături de personalitate ale

studenţilor la specializarea psihologie. Lucrare de licenţă nepublicată. Facultatea

de Psihologie, Asistenţă Socială şi Sociologie, Universitatea ,,Petre Andrei” din

Iaşi.

54. Niculescu, A., Pamfil-Teodoreanu, L., Preda, I., Tatos, M. (1982). Dicţionar

frazeologic englez-român. Bucureşti: Editura Ştiinţifică şi Enciclopedică.

55. Öner, N., Kaymak, D. A. (1987). The transliteral equivalence and reliability of the

Turkish TAI. R. Schwarzer, H. M. Van der Ploeg, & C. D. Spielberger (Eds.).

Advances in Test Anxiety Research (Vol. 5., pp. 227-239). Lisse, The Netherlands:

Swets & Zeitlinger.

56. PAR. (2009). Catalog of Professional Testing Resources. Lutz, Florida:

Psychological Assessment Resources, Inc., 29 (2).

57. Pintrich, P. R., & De Groot, E. V. (1990). Motivational and self-regulated learning

components of classroom academic performance. Journal of Educational

Psychology, 82 (1), 33-40.

58. Popa, M. (2008). Statistică pentru psihologie. Teorie şi aplicaţii SPSS. Iaşi: Editura

Polirom.

59. Răşcanu, R. (2001). Psihologia sănătăţii: de la credinţe şi explicaţii la sisteme de

promovare a ei. În M. Zlate (coord.). Psihologia la răspântia mileniilor. Iaşi:

Editura Polirom.

60. Reber, A. S. (1985). Dictionary of Psychology. London: Penguin Books.

61. Riketta, M. (2005). Gender and socially desirable responding as moderators of the

correlation between implicit and explicit self-esteem. Current research in social

psychology, 11 (2), 14-28.

62. Robu, V. (2008a). Utilitatea Bateriei Factoriale PMA în predicţia performanţelor

şcolare ale elevilor aflaţi în pragul absolvirii ciclului gimnazial. În M. Milcu, R.

320


Sassu şi A. Brate (Editors). Modern Psychological Research: Trends and Prospects

(pp. 81-93). Bucureşti: Editura Universitară.

63. Roşca, Al., Zorgo, B. (1972). Aptitudinile. Bucureşti: Editura Ştiinţifică.

64. Rotter, J. (1966). Generalised expectancies for internal vs. external control of

reinforcement. Psychological Monographs, 80 (1), 1-28.

65. Rusticus, S. A., Hubley, A. M., & Zumbo, B. D. (2004). Cross-national

comparability of the Rosenberg Self-Esteem Scale. Paper presented at the 112 th

Convention of the American Psychological Association, July 28-August 1,

Honolulu, Hawaii.

66. Ryan, R. M., & Deci, E. L. (2001). On happiness and human potentials: A review

of research on hedonic and eudaimonic well-being. Annual Review of Psychology,

52, 141-166.

67. Salamé, R. F (1984). Test anxiety: its determinants, manifestations, and

consequences. In H. M. Van der Ploeg, R. Schwarzer, & C. D. Spielberger (Eds.)

Advances in Test Anxiety Research (Vol. 3, pp. 83-118). Lisse, The Netherlands:

Swets & Zeitlinger.

68. Salgado, J. (2001). Pourquoi faut-il utiliser des épreuves d’Aptitude Mentale

Générale en recrutement. GMA et prédiction de la performance au travail. În Cl.

Lévy-Laboyer, M. Huteau, Cl. Loche, şi J.-P. Rolland (coord.). RH. Les apports de

la psychologie du travail. Paris: Éditions d’Oganisation.

69. Sarason, I. G. (1978). The Test Anxiety Scale: concept and research. În C. D.

Spielberger & I. G. Sarason (Eds.). Stress and anxiety (Vol. 5, pp. 193-216).

Washington, D. C.: Hemisphere Publishing Corp.

70. Sarason, I. G. (1984). Stress, anxiety, and cognitive interference: reactions to tests.

Journal of Personality and Social Psychology, 46 (4), 929-938.

71. Sava, N. (2003). Anxietate şi performanţă la tineri. Timişoara: Editura Eurostampa.

72. Schwarzer, R. (1984). Worry and emotionality as separate components in test

anxiety. International Review of Applied Psychology, 33 (2), 205-220.

73. Seche, L., Seche M., Preda, I. (1998). Dicţionar de sinonime. Ediţia a III-a

revizuită şi adăugită. Bucureşti: Editura Vox.

74. Sillamy, N. (1996). Dicţionar de psihologie (trad.). Bucureşti: Editura Univers

Enciclopedic.

75. Spielberger, C. D., Gorsuch, R. L., & Lushene, R. E. (1970). Manual for the State-

Trait Anxiety Inventory (Self-Evaluation Questionnaire). Palo Alto, CA: Consulting

Psychologists Press, Inc.

76. Spielberger, C. D. (1972). Anxiety as an emotional state. În C. D. Spielberger

(Ed.). Anxiety. Current Trends in Theory and Research (Vol. 1, pp. 23-49). New

York: Academic Press, Inc.

77. Spielberger, C. D. (1980). Test Attitude Inventory. Preliminary Professional

Manual. Mind Garden, Inc.

321


78. Spielberger, C. D. (1983). Manual for the State-Trait Anxiety Inventory (Form Y).

Palo Alto, CA: Consulting Psychologists Press, Inc.

79. Spielberger, C. D., Krasner, S. S. (1988). The assessment of state and trait anxiety.

În R. Noyes Jr., M. Roth, & G. D. Burrows (Eds.). Handbook of Anxiety (Vol. 2:

Classification, Etiological Factors and Associated Disturbances, pp. 31-51).

Elsevier Science Publishers B.V.

80. Stănculescu, E. (2003). Anxietatea. În S. Chelcea, P. Iluţ (coordonatori) (2003).

Enciclopedie de psihosociologie. Bucureşti: Editura Economică.

81. Stöber, J., & Pekrun, R. (2004). Editorial: advances in test anxiety research.

Anxiety, Stress, and Coping, 17(3), 205-211.

82. Strickland, B. (Ed.) (2001). The Gale Encyclopedia of Psychology. Second Edition.

Farmington Hills: Gale Group.

83. Szekely, A., Dobrin, A. (2002). TAI. Anxietatea în situaţii de examen. Corelaţia cu

notele obţinute şi cu scorurile la WLCS. Lucrare prezentată la Conferinţa

Naţională de Psihologia Muncii şi Organizaţională, ediţia a IV-a, Cluj-Napoca,

25-27 aprilie.

84. Tippets, E., & Benson, J. (1989). The effect of item arrangement on test anxiety.

Applied Measurement in Education, 2 (4), 289-296.

85. Tudose, Fl. (2003). Orizonturile psihologiei medicale. Bucureşti: Editura

Infomedica.

86. Turner, S. M., Beidel, D. C., Dancu, C. V. (1996). SPAI – Social Phobia & Anxiety

Inventory. Manual. Multi-Health Systems, Inc.

87. Van de Vijver, F., & Hambleton, R. K. (1996). Translating tests: some practical

guidelines. European Psychologist, 1(2), 89-99.

88. Ware, W. B., Galassi, J. P., Harris-Dew, K. M. (1990). The test anxiety inventory:

a confirmatory factor analysis. Anxiety, Stress & Coping, 3 (3), 205-212.

89. Wheeler, J. M. (2005). Anxiety levels of school age students prior to and following

high-stakes testing. Unpublished dissertation submitted in partial fulfillment of the

requirements for the degree of educational specialist in school psychology.

Graduate College of Marshall University.

90. Zeidner, M. (1998). Test Anxiety: The State of the Art. New York: Kluwer

Academic Publishers.

91. Zlate, M. (1997). Eul şi personalitatea. Bucureşti: Editura Trei.

322

Documents

Psihologia Anxanxietatii Fata de Teste Si Examen