Gli iscritti ai corsi di Laurea e di Laurea Magistrale del DIMI Analisi statistiche sui dati

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1 Gli iscritti ai corsi di Laurea e di Laurea Magistrale del DIMI Analisi statistiche sui dati Le statistiche proposte si basano su due fonti di dati. Gli archivi della Segreteria didattica hanno fornito informazioni sull anagrafica degli iscritti, il loro percorso curriculare e le lauree (aggiornate al Marzo 2015), mentre le prestazioni nei test di ingresso (aggiornate all Anno Accademico ) sono state raccolte presso la responsabile della prova attitudinale TOLC. 1. Gli iscritti - Situazione a Marzo 2015 Nel Marzo 2015 gli iscritti ai corsi di Laurea e Laurea Magistrale afferenti al DIMI 1 ammontavano a 1,939 unità. Di questi circa l 82% risultano iscritti a corsi di laurea triennali, mentre il rimanente 18% è iscritto a corsi di laurea magistrale. Escludendo una dozzina di casi, gli iscritti ai corsi di laurea magistrale si sono immatricolati a partire dall anno accademico e il loro numero complessivo si mantiene sostanzialmente stabile negli anni esaminati per i diversi Corsi di Laurea (Figura 1). Tale evidenza suggerisce che gli studenti dei corsi magistrali completano con successo gli studi senza progressivo accumulo di code di iscritti fuori corso. Le principali caratteristiche demografiche degli iscritti sono sintetizzate nelle figure 2, 3 e 4. La distribuzione dell età media risulta abbastanza concentrata per tipologia di laurea e non presenta differenze significative in base al corso di studi (Figura 2). Le studentesse, la cui incidenza sul totale degli iscritti cresce dal 17% al 20% nel passaggio fra laurea di primo livello e laurea magistrale, sono concentrate nei corsi di Ingegneria Gestionale (Figura 3). Al contrario, il confronto fra lauree e lauree magistrali evidenzia il dimezzamento dell incidenza di studenti con cittadinanza straniera (dal 6% al 3% degli iscritti), con un calo particolarmente accentuato nei corsi MECLM e MATLM (Figura 4). 2. Le coorti I dati disponibili hanno consentito di ricostruire le coorti di studenti che, in ciascun anno accademico a partire dal , si iscrivono per la prima volta a un corso di laurea di primo o di secondo livello erogato dal DIMI. Tale informazioni sono state utilizzate per esaminare: 1 Sono esclusi dall analisi gli iscritti al Corso di Laurea in Disegno Industriale (disattivato) e ai corsi di Dottorato. 1

2 le caratteristiche in ingresso (voto diploma, voto test, scuola provenienza, debiti formativi) le caratteristiche del percorso (media delle medie, normalizzata ai crediti) le caratteristiche in uscita (tempo laurea, voto laurea, incremento del voto di laurea) 2.1. Le caratteristiche in ingresso In tutti i corsi di studio esaminati, con l esclusione di AUTLT e AUTLM, la maturità scientifica è il diploma prevalente fra gli iscritti (Figura 5). In termini generali, il confronto della distribuzione dei titoli di studio degli iscritti alle lauree di primo livello alle lauree magistrali evidenzia il relativo successo degli studenti che si iscrivono a corsi DIMI dopo aver frequentato un liceo scientifico. Il voto conseguito all esame di maturità per gli studenti che si iscrivono per la prima volta a un corso di laurea di primo livello del DIMI fra il 2010 e il 2014 si attesta fra 76/100 per gli studenti GESLT e 80,2/100 per gli studenti AUTLT (Figura 6). Il voto conseguito dagli studenti GESLT risulta statisticamente inferiore a quello degli altri corsi di laurea con un elevato grado di confidenza (p<0.001). A testimonianza dell importanza delle competenze cognitive e non cognitive acquisite nel percorso scolastico per il successo della formazione universitaria, il voto dell esame di maturità è mediamente più elevato fra gli iscritti alle lauree magistrali. Ancora una volta, tuttavia, il voto mediamente conseguito dagli studenti GESLT è statisticamente inferiore (p<0.001) a quello degli iscritti agli altri corsi di laurea magistrale esaminati. La Figura 7 sintetizza i risultati conseguiti al test di ingresso da parte degli iscritti ai diversi corsi di studio di primo livello. Da diversi anni infatti i corsi di studio afferenti all ex Facoltà di Ingegneria dell Università di Brescia vincolano l iscrizione alla partecipazione a un test attitudinale organizzato in collaborazione con il Consorzio CISIA. Tale test prevede la risposta a quesiti di matematica, logica, scienze e comprensione verbale. Negli anni sono cambiati il numero di quesiti presenti nelle diverse sezioni del test e la modalità di somministrazione (dalla sola prova di settembre alle prove anticipate nei mesi primaverili). Varia inoltre il criterio di valutazione dei risultati conseguiti nelle prove anticipate e nel test di Settembre. Gli studenti che non conseguono un punteggio minimo nelle prove anticipate sono tenuti a ripetere la prova a Settembre, mentre agli studenti classificati nella coda inferiore della classifica al test di Settembre vengono assegnati degli Obblighi Formativi Aggiuntivi (OFA) da assolvere nel corso del primo anno di studi. Per rendere confrontabili i risultati conseguiti dai candidati all iscrizione ai corsi in ingegneria erogati dall Università di Brescia nei diversi anni e nelle diverse sessioni del test si è provveduto a normalizzare i risultati conseguiti da tutti i partecipanti in ciascun anno e in ciascuna sessione del test. La 2

3 Figura 7 riporta il punteggio medio conseguito dagli studenti iscritti ai diversi corsi di laurea tra il 2010 e il La differenza fra il punteggio mediamente ottenuto dagli studenti GESLT e AUTLT non è statisticamente significativa con un livello di confidenza superiore al 95% (p=0.094), mentre gli iscritti ai corsi MECLT, MATLT e MECMLT ottengono prestazioni significativamente superiori rispetto agli altri iscritti (p<0.001) grazie soprattutto ai migliori risultati conseguiti nella sezione di matematica. La Figura 7 mostra anche che gli OFA vengono in media assegnati al 16% degli studenti DIMI. Le figura 8 e 9 sintetizzano la qualità degli studenti in ingresso ai percorsi di laurea magistrale. La Figura 8 riporta il voto conseguito alla laurea triennale in funzione del corso di laurea magistrale. Spicca il risultato mediamente superiore degli studenti MECMLM, statisticamente significativo rispetto agli studenti GESLM (p<0.001), AUTLM (p<0.010) e MECLM (p<0.005). La Figura 9 riporta invece per i diversi corsi di laurea magistrale le percentuali di iscritti che hanno conseguito la laurea di primo livello con lode o in corso. La frequenza dei laureati con lode vede ancora al primo posto gli iscritti al corso MECMLM (16%). La differenza nella distribuzione delle lodi è però statisticamente significativa solo nel confronto con gli studenti GESLM (p=0.046). Questi ultimi sembrano preferire la rapidità del percorso triennale rispetto alla votazione finale, poiché presentano la percentuale superiore di iscritti alla laurea magistrale che hanno conseguito il titolo di primo livello nei tempi standard (45%) Il percorso di studi Durante il primo anno di studi gli iscritti ai corsi di laurea di primo livello del DIMI tra l anno accademico e il hanno acquisito in media poco più di 28 crediti (Tabella2). Il dato complessivo risente però dell elevata percentuale d iscritti (circa il 20%) che durante primo anno non acquisiscono nessun credito. Infatti, limitando il campione agli iscritti al primo anno che hanno sostenuto con successo almeno un esame curriculare la media sale a quasi 35 crediti. Se il campione viene ulteriormente ristretto agli iscritti che durante il primo anno hanno acquisito almeno 9 la media sale ulteriormente a 39,6 crediti per allievo. La situazione cambia notevolmente per gli iscritti alle lauree magistrali, il 95% dei quali acquisisce un numero positivo di crediti durante il primo anno di studi, con una media che sfiora i 39 crediti pro-capite. E però significativamente inferiore al valore riscontrato fra gli studenti GESLM e AUTLM la percentuale di iscritti che acquisiscono almeno 9 crediti fra gli studenti MECLM (83,5%) e MATLM (86,7%). La Figura 10 riporta la votazione media conseguita dagli iscritti delle coorti normalizzata ai crediti attribuiti a ciascun esame. Tale valore è prossimo a 23/30 3

4 per le lauree di primo livello, mentre cresce a circa 26/30 per le lauree di secondo livello. Non si riscontrano differenze significative fra i diversi corsi di studio. Limitate e solo occasionalmente significative sotto profilo statistico sono anche le differenze nella distribuzione delle lodi pro-capite nei diversi corsi di studio di analogo livello ISCED 2 (Figura 11). La Figura 12 propone infine la media con cui i laureandi iscrittisi a partire dall anno accademico si sono presentati alla prova finale Le caratteristiche in uscita La Figura 13 mostra il voto conseguito dai laureati delle coorti disponibili (ossia quelli iscritti a partire dall anno accademico ) per corso di studi. Come facilmente attendibile, il voto medio conseguito alla laurea magistrale (103,6/110) è superiore rispetto al voto medio dei laureati triennali (93,5/110). Una (debole) significatività statistica nella differenza della distribuzione dei voti per corso di studi si rileva fra i laureati GESLT e MECMLT (p=0.055) per le lauree triennali e fra i laureati GESLM e MECMLM (p=0.088) per i laureati magistrali. La percentuale di laureati con lode si aggira attorno al 7% per le lauree triennali, mentre un quarto dei laureati magistrali conclude il proprio ciclo di studi con menzione di lode (Figura 14). Significativamente più elevata rispetto alla media (p<0.001) è la quota di laureati con lode fra gli studenti MECMLM (39%). D altro canto gli studenti MECMLM presentano anche la più bassa percentuale di laureati in corso fra i laureati magistrali (65%), mentre gli studenti di Ingegneria Gestionale fanno registrare le percentuali più elevate di laureati in corso sia alla laurea triennale (53%) sia alla laurea magistrale (81%). La durata del periodo fuori corso per gli studenti esaminati è peraltro contenuta (Figura 15), in genere pari a un anno quando presente, soprattutto per gli studenti GESLT e GESLM. 3. Stime econometriche I dati raccolti rendono possibili alcune semplici stime econometriche volte a esaminare le determinanti della probabilità di abbandono e della probabilità di conseguire la laurea entro cinque anni per gli iscritti alle lauree triennali, nonché le determinanti del voto di laurea degli studenti sia triennali sia magistrali. 2 L ISCED (acronimo per International Standard Classification of Education) è una classificazione sviluppata dall UNESCO per favorire il confronto fra I titoli di studio emessi dai diversi sistemi di istruzione nazionale. Il Livello 1 corrisponde al completamento della scuola primaria, mentre il livello 6 corrisponde all ottenimento del titolo di dottore di ricerca. 4

5 3.1. Le determinanti della probabilità di abbandono degli studi triennali Come accennato nel paragrafo 2.2, circa il 20% di coloro che si iscrivono per la prima volta a un corso di laurea triennale del DIMI non acquisisce crediti durante il primo anno di studi e solo il 10,5% di questi ultimi (ossia il 2% del campione complessivo) acquisisce crediti negli anni successivi. Altri iscritti interrompono la carriera universitaria negli anni successivi. In definitiva, il 33,9% di coloro che si iscrivono a un corso di laurea triennale del DIMI abbandonano gli studi 3. La rilevanza del fenomeno giustifica la scelta di analizzare le determinanti della probabilità di abbandonare gli studi fra gli studenti delle lauree triennali. Si vuole quindi stimare un modello di regressione binomiale del tipo: P( Y i > 1 X i ' i e ) = 1 + e X β ' i X β dove Y i è la variabile dipendente di tipo binario che assume valore 1 se lo studente i- esimo abbandona gli studi e 0 altrimenti; X i è un vettore di N variabili indipendenti x ij che si suppongono capaci di influenzare la probabilità di abbandono; β è il vettore di coefficienti che si vuole stimare per valutare se e in quale misura le variabili dipendenti prescelte sono determinanti statisticamente significative della probabilità di abbandono 4. Ciascun elemento β j del vettore β rappresenta il cambiamento nel logaritmo della probabilità di successo associato ad un cambiamento unitario nel j-esimo predittore lineare tenendo costanti le altre (N-1) variabili indipendenti. Per j ciascun predittore viene definito un Odds Ratio OR = e che rappresenta la variazione della probabilità di successo rispetto alla probabilità di insuccesso in corrispondenza di un incremento unitaria della variabile indipendente x j. Poiché l abbandono degli studi è individuato tramite la comunicazione della scelta alla segreteria didattica da parte dello studente o dalla mancata presentazione di un piano di studi per almeno due anni consecutivi, il campione considerato nell analisi include le coorti iscritte per la prima volta a un corso di laurea triennale del DIMI negli anni accademici , , e , per un totale di osservazioni complete. La Tabella 3 riporta i dati della stima econometrica del modello di regressione binomiale proposto. Le determinanti della probabilità di abbandono considerate nell analisi includono il punteggio ottenuto all esame di maturità, il tipo di scuola β 3 Date le finalità operative della presente indagine sono inclusi fra coloro che interrompono gli studi non solo gli abbandoni ufficialmente comunicati alla segreteria didattica, ma anche gli studenti che per almeno due anni accademici consecutivi non risultano iscritti a nessun credito. L analisi non viene proposta per le lauree magistrali, per le quali il fenomeno dell abbandono coinvolge solo il 5% degli iscritti nel periodo osservato. 4 Una successiva evoluzione dell analisi potrà comprendere lo sviluppo di modelli di sopravvivenza. 5

6 superiore frequentato (la categoria di riferimento è costituita dagli ITIS), il punteggio ottenuto al test attitudinale di ammissione, la presenza di eventuali obblighi formativi aggiuntivi (OFA), l età al momento dell iscrizione (la categoria è rappresentata dalla fascia di età standard per la prima iscrizione all Università, fino a 19 anni), il corso di laurea specifico (GESLT è l opzione di riferimento), il genere e la cittadinanza non italiana. Il modello include anche un termine costante. I risultati esposti in Tabella 3 mostrano che le condizioni di ingresso sono determinanti significative della probabilità di abbandono. Ceteris paribus, un centesimo in più al voto di maturità riduce dell 1,7% la probabilità di abbandono rispetto alla probabilità di permanenza in Università (Odds Ratio pari a 0,983). Gli studenti che al test attitudinale ottengono un punteggio pari a una deviazione standard sopra la media nella prova di matematica hanno una probabilità di abbandono del 20% inferiore rispetto ai colleghi con prestazione media (Odds Ratio pari a 0,800). La probabilità di abbandono non risulta invece significativamente associata al risultato ottenuto nelle sezioni di logica, scienze e comprensione verbale. L assegnazione di OFA risulta positivamente e significativamente associata alla probabilità di abbandono. Tale risultato suggerisce la necessità di approfondire in quali situazioni l assolvimento degli obblighi formativi aggiuntivi risulta efficace nel promuovere il successo negli studi universitari. L età al momento dell immatricolazione è stata inserita per verificare l impatto della regolarità del percorso scolastico prima dell iscrizione all Università. Un età di iscrizione superiore allo standard potrebbe infatti segnalare da un lato competenze cognitive e non cognitive inferiori catturate dal ritardo nel completare gli studi secondari, dall altro competenze e motivazioni rafforzate da precedenti esperienze nel mondo del lavoro. I coefficienti riportati in Tabella 3 suggeriscono che al crescere dell età al momento dell iscrizione cresce significativamente la probabilità di abbandonare gli studi rispetto agli studenti che seguono un percorso standard. Gli studenti AUTLT mostrano una maggior propensione all abbandono rispetto alla categoria di riferimento degli studenti GESLT (coefficiente positivo e significativo), mentre non si evincono comportamenti significativamente differenti in termini statistici fra studenti GESLT e studenti MECMLT. Il genere degli iscritti non risulta una determinante significativa della probabilità di abbandono, mentre gli studenti con cittadinanza straniera mostrano minor propensione all abbandono del percorso universitario intrapreso, forse a causa degli investimenti più significativi affrontati per iscriversi a un corso DIMI e di minori opportunità di impiego o di collocazione presso un altro ateneo rispetto ai colleghi italiani. 6

7 Le Figure 16 e 17 riassumono graficamente l impatto delle variabili risultate statisticamente significative sulla probabilità di abbandono. Esse riportano infatti gli effetti marginali di tali variabili sotto l ipotesi che, di volta in volta, tutte le variabili indipendenti diverse da quella esaminata assumano il valore medio rilevato nel campione. La Figura 16 esamina gli effetti marginali delle variabili numeriche (voto di diploma, età al momento della prima iscrizione al corso di studi 5 e punteggio normalizzato ottenuto nella sezione di matematica del test attitudinale), mentre la Figura 17 riporta l impatto delle variabili dicotomiche (maturità scientifica, attribuzione di OFA, iscrizione al corso di AUTLT e cittadinanza straniera) Le determinanti della probabilità di laurea Il paragrafo precedente ha illustrato le determinanti della probabilità di abbandono del corso di studi triennale. L abbandono non è però l unico problema che affligge i corsi di studio triennali del DIMI. Un numero consistente di iscritti, infatti, prolunga gli studi oltre la durata standard di tre anni. Per le coorti 2010 e 2011 tale fenomeno coinvolge circa il 50% dei laureati. Si è quindi ritenuto opportuno esaminare le determinanti della probabilità che gli iscritti si laureino entro un certo numero di anni dalla prima iscrizione al corso di studi. Il modello econometrico utilizzato, una regressione binomiale logistica, è analogo a quello presentato nel paragrafo precedente. Il campione di studenti esaminato è costituito dalla coorte più antica per la quali siano disponibili informazioni complete, ossia la coorte degli iscritti alla laurea triennale nell anno accademico Il modello econometrico valuta quindi quali variabili influenzano significativamente la probabilità di laurearsi entro cinque anni accademici dalla prima iscrizione, ossia entro il marzo 2015, per i 244 iscritti nell autunno I coefficienti stimati dal modello di regressione sono riportati in Tabella 4. Fra le variabili che descrivono le competenze possedute dagli studenti all ingresso in Università risultano determinanti significative della probabilità di conseguire la laurea triennale entro 5 anni il voto di diploma e la frequenza di un Liceo Scientifico. La probabilità di laurearsi cresce inoltre con la prestazione conseguita nella sezione di matematica del test attitudinale di ingresso. L assegnazione di OFA iniziali non costituisce invece una discriminante significativa. I coefficienti stimati per il genere e la cittadinanza degli iscritti non risultano statisticamente diversi da zero. La variabile dipendente è invece significativamente influenzata da variabili che caratterizzano il percorso di studi. Come facilmente 5 Nel modello stimato in Tabella 3 l impatto dell età al momento dell iscrizione è descritto mediante due variabili dicotomiche. Il grafico riportato nel secondo riquadro della Figura 16 riporta gli effetti marginali ottenuti sostituendo nel modello proposto una misura numerica dell età degli studenti alle due variabili binarie. 7

8 attendibile, la probabilità di laurea è fortemente associata al risultato conseguito nei singoli esami. Il cambiamento di corso di studi, pur se spesso associato al riconoscimento di un cospicuo numero di crediti, riduce la probabilità di laurearsi entro 5 anni. Infine, la probabilità di conseguire la laurea triennale nella finestra temporale esaminata è significativamente condizionata dal corso di studi intrapreso. Tale probabilità è infatti significativamente inferiore per gli studenti AUTLT, e ancor più per gli studenti MECMLT, rispetto agli studenti GESLT. Gli effetti marginali statisticamente significativi sono stati riassunti graficamente anche nel caso delle determinanti della probabilità di laurea triennale entro 5 anni accademici per la coorte Anche in questo caso le Figure 18 e 19 riportano gli effetti marginali delle variabili statisticamente significative sotto l ipotesi che, di volta in volta, tutte le variabili indipendenti diverse da quella esaminata assumano il valore medio rilevato nel campione. La Figura 18 esamina gli effetti marginali delle variabili numeriche (voto di diploma, punteggio normalizzato ottenuto nella sezione di matematica del test attitudinale e votazione media agli esami di profitto), mentre la Figura 19 riporta l impatto delle variabili dicotomiche (maturità scientifica, cambio di corso di studi rispetto a una scelta precedente, iscrizione al corso di AUTLT e iscrizione al corso di MECMLT) Le determinanti del voto di laurea Il voto di laurea costituisce stima più sintetica della qualità delle competenze con cui i neo-laureati si presentano al di fuori dell Università. Per tale motivo si è scelto di esaminare le determinanti del voto di laurea per i laureati triennali (Tabella 5) e magistrali (Tabella 6). Poiché la variabile dipendente (il voto in centodecimi) è assimilabile a una variabile continua sono stati utilizzati modelli di regressione lineare del tipo Y i = f(βx i ) + ε i = β 0 + β 1 X 1 i + β 2 X2i + + β m X mi ) + ε i dove Y i è la variabile dipendente che assume valore pari al voto di laurea in centodecimi; X i è un vettore m-dimensionale di variabili indipendenti X ij che si suppongono capaci di influenzare il voto di laurea; β è il vettore di coefficienti che si vuole stimare per valutare se e in quale misura le variabili dipendenti prescelte sono determinanti statisticamente significative del voto di laurea; ε i è il termine di errore per cui si assume una distribuzione normale. Ceteris paribus ciascun elemento β j del vettore β rappresenta l impatto di un incremento unitario di ciascuna variabile indipendente X ij sulla variabile dipendente Y i. I campioni considerati nelle analisi include le coorti complete disponibili al momento della raccolta dei dati e quindi gli studenti immatricolati negli anni accademici 8

9 e a un corso di laurea triennale del DIMI, per un totale di 219 osservazioni complete, nonché gli studenti immatricolati negli anni accademici , e a un corso di laurea magistrale, per un totale di 306 osservazioni complete 6. Per costruzione la media degli esami prima dell esame di laurea è fortemente correlata (con un coefficiente superiore al 90%) al voto di laurea. Tale variabile, che sintetizza la qualità del capitale umano accumulato dallo studente, è però fortemente correlata anche al voto di diploma (>70%). Si è quindi preferito inserire nelle regressioni la prima variabile, indicativa delle competenze accumulate prima degli studi universitari, mentre altre variabili quali il numero dei crediti acquisiti nel primo anno di corso e gli anni di fuori corso per conseguire la laurea sono assunti a indicatori della qualità delle competenze sviluppate durante il percorso universitario. La Tabella 5 evidenzia che le competenze cognitive e non cognitive sviluppate dagli studenti nel percorso scolastico sono ancora una determinante fortemente significativa del voto di laurea al termine del percorso triennale. Ceteris paribus, dieci punti in più all esame di maturità corrispondono in media a 3 punti in più al voto di laurea. Non sono invece presenti effetti significativi legati al tipo di diploma conseguito. Il campione esaminato include gli studenti migliori delle coorti considerate, ossia quelli che sono arrivati a concludere il percorso di studi con al più un limitato numero di anni fuoricorso. A differenza dei dati riportati in Tabella 3 e Tabella 4 il punteggio del test di matematica, probabilmente più omogeneo nel campione di laureati, non è quindi una determinante significativa della variabile dipendente. Lo è invece, seppure debolmente, il punteggio conseguito nel test attitudinale di logica. Il corso di laurea intrapreso dallo studente, il genere e la cittadinanza non risultano determinanti significative del voto di laurea triennale. Il numero di crediti acquisiti durante il primo anno di corso è invece una variabili fortemente significativa. A parità di altre condizioni, l acquisizione di dieci crediti in più durante il primo anno di studi corrisponde a un incremento di quasi due punti del voto di laurea. Al contrario, il prolungamento degli studi oltre la durata ufficiale appare associato più a una bassa qualità del capitale umano acquisito dallo studente più che a una volontà di approfondire gli argomenti studiati allungando i tempi di studio: un anno fuori corso comporta in media una riduzione di quasi 2,5 punti del voto di laurea triennale. La Tabella 6 riporta i coefficienti della regressione lineare che esamina le determinanti del voto di laurea per i laureati magistrali. Confrontato con l analogo valore stimato nella Tabella 5, il valore della costante β 0 appare decisamente superiore, 6 Per eliminare distorsioni dovute a eventuali passaggi di corso sia per le lauree triennali sa per le lauree magistrali sono state eliminate le osservazioni relative a studenti che nel primo anno di corso acquisiscono più di 70 crediti. 9

10 a conferma dell evidenza presentata nelle Figure 12 e 13. La votazione ottenuta al diploma di maturità è una determinante statisticamente significativa del voto di laurea anche per i laureati magistrali, ma il confronto con l analogo coefficiente stimato in Tabella 5 mostra sia una minore significatività statistica, sia un valore molto più contenuto. Il voto di laurea magistrale non è significativamente influenzato dal tipo di scuola superiore di provenienza, mentre risulta positivo, statisticamente molto significativo e quantitativamente importante il peso della votazione ottenuto alla laurea di primo livello, a riprova che le competenze acquisite durante il primo ciclo degli studi universitari son essenziali anche per il successo alla laurea di secondo livello. Il corso di studi non è una determinante significativa del voto di laurea magistrale. In modo analogo non risultano significativi i coefficienti relativi al genere e alla nazionalità degli studenti, né al numero dei crediti acquisiti durante il primo anno di corso. Ciò è probabilmente dovuto alla maggiore uniformità dei percorsi curriculari seguiti dagli studenti delle lauree magistrali rispetti agli iscritti alle lauree triennali. Gli eventuali anni fuori corso per ottenere la laurea triennale non sono una determinante significativa del voto di laurea 7, mentre anche per gli studenti della laurea magistrale il ritardo nel conseguire il titolo di studio rispetto alla durata ufficiale del percorso di studi è associato a una votazione finale inferiore, segnalando quindi una minore qualità del capitale mano accumulato. Infine, gli studenti che all iscrizione a un corso di laurea magistrale sono più vecchi degli studenti che hanno seguito un percorso di studi di durata standard sia nella scuola sia nel primo ciclo di studi universitari conseguono in media votazioni inferiori all esame di laurea ed i risultati peggiorano al crescere dell anzianità all atto dell iscrizione. L analisi svolta non consente però di valutare se ciò è dovuto a una carente qualità delle competenze accumulate da tali studenti (il cui percorso è stato prolungato ad esempio da bocciature) o al minor tempo dedicato agli studi da canditati che si sono iscritti all Università essendo già impegnati nel mondo del lavoro. 7 Sarebbe interessante verificare l impatto della laurea triennale sotto condizione sulla regolarità del percorso di laurea magistrale. Purtroppo, tuttavia, le informazioni sulla data dell appello di laurea sono complete solo a partire dall anno accademico

11 Figura 1. Iscritti per corso di studi e anno di immatricolazione Figura 2. Età media degli iscritti ai corsi di laurea DIMI 11

12 Figura 3. Presenza femminile sul totale degli iscritti Figura 4. Iscritti di cittadinanza straniera 12

13 Figura 5. Diploma di maturità degli iscritti Figura 6. Votazione media all esame di maturità 13

14 Figura 7. I risultati del test di ingresso Studenti LT Figura 8. Voto di laurea triennale per gli iscritti alla laurea magistrale 14

15 Figura 9. Condizioni di laurea triennale per gli iscritti alla laurea magistrale Figura 10. Votazione media negli esami per titolo di studio Media pesata per crediti-esame 15

16 Figura 11. Lodi pro-capite per corso di studi Figura 12. Voti medi conseguiti agli esami da parte dei laureandi Media pesata per crediti-esame 16

17 Figura 13. Voto di laurea per corso di studi Figura 14. Percentuale di laureati con lode e in corso 17

18 Figura 15. Anni di fuori corso alla laurea 18

19 Figura 16. Effetti marginali delle variabili dipendenti sulla probabilità di abbandonare il corso di studi alla laurea triennale Variabili numeriche 19

20 Figura 17. Effetti marginali delle variabili dipendenti sulla probabilità di abbandonare il corso di studi alla laurea triennale Variabili binarie 20

21 Figura 18. Effetti marginali delle variabili dipendenti sulla probabilità di conseguire la laurea triennale entro 5 anni accademici Variabili numeriche Coorte

22 Figura 19. Effetti marginali delle variabili dipendenti sulla probabilità di conseguire la laurea triennale entro 5 anni accademici Variabili binarie Coorte Tabella 1. Iscritti 2014 per corso di studi e regolarità del percorso Fuori corso Totale Corso di Studi 2014 GESLT Numero No % 76,3% 23,7% 100,0% AUTLT Numero % 74,9% 25,1% 100,0% MECLT MATLT MECMLT Numero % 71,0% 29,0% 100,0% GESLTM Numero % 75,8% 24,2% 100,0% AUTLTM Numero % 82,5% 17,5% 100,0% MECLM Numero % 63,0% 37,0% 100,0% MECMLTM Numero % 63,0% 37,0% 100,0% Totale Numero % 72,8% 27,2% 100,0% Sì 22

23 Tabella 2. Crediti acquisiti nel primo anno di studi Tutti gli iscritti Iscritti che acquisiscono almeno 1 credito il primo anno di corso Iscritti che acquisiscono più di 9 crediti il primo anno di corso Corso di Studi N Media Dev.Std N Media Dev.Std N Media Dev.Std GESLT ,56 23, ,98 21, ,33 19,60 AUTLT ,42 21, ,28 18, ,66 16,23 MECL MATL MECMLT ,13 22, ,10 19, ,24 17,44 Totale L ,04 22, ,93 20, ,58 18,17 GESLTM ,74 18, ,10 17, ,52 15,76 AUTLTM 71 43,48 16, ,74 15, ,31 14,46 MECLM ,46 20, ,05 18, ,20 16,82 MECMLTM 45 41,04 25, ,98 24, ,82 22,69 Totale LM ,91 20, ,95 18, ,17 16,87 Tabella 3. Le determinanti dell abbandono degli studi fra gli iscritti ai corsi di laurea triennali β St.err. Exp(β) Voto diploma -0,017 0,006 0,983 *** Diploma liceo scientifico -0,378 0,158 0,685 ** Diploma altro liceo/magistr -0,030 0,306 0,970 Diploma rag/geometra 0,063 0,231 1,065 Punteggio test logica normalizzato 0,109 0,070 1,115 Punteggio test maths normalizzato -0,224 0,079 0,800 *** Punteggio test scienze normalizzato -0,079 0,072 0,924 Punteggio test compr. verbale normalizzato 0,022 0,069 1,022 OFA 0,632 0,210 1,882 *** Età iscrizione = ,138 0,144 3,120 *** Età iscrizione >=23 1,277 0,327 3,585 *** AUTLT 0,458 0,200 1,580 ** MECMLT -0,154 0,139 0,858 Donna -0,227 0,184 0,797 Straniero -0,794 0,280 0,452 *** Costante 0,073 0,527 1,076 Variabile dipendente: Abbandono (vale 1 se lo studente abbandona il CdS, 0 altrimenti); Nagelkerke R- squared=0,19; * coefficiente statisticamente diverso da 0 al 90%; ** al 95%; *** al 99% Categoria di riferimento per il CdS: GESLT Categoria di riferimento per l'età di iscrizione: Età <= 19 anni Categoria di riferimento per il diploma: ITIS Sono inclusi effetti fissi per l'anno di iscrizione 23

24 Tabella 4. Determinanti della probabilità di laurea triennale per la coorte 2009 β St.err. Exp(β). Voto diploma 0,055 0,019 1,056 *** Punteggio test logica normalizzato 0,256 0,253 1,292 Punteggio test maths normalizzato 0,560 0,329 1,751 * Punteggio test scienze normalizzato 0,235 0,224 1,265 Punteggio test compr. verbale normalizzato -0,055 0,238 0,946 OFA 0,688 0,579 1,990 Diploma liceo scientifico 0,895 0,497 2,446 * Diploma altro liceo/magistr 0,597 1,069 1,817 Diploma rag/geometra 0,076 0,221 1,079 Media esami 0,456 0,109 1,578 *** Cambio CdS -1,602 0,672 0,202 ** Donna -0,301 0,639 0,740 Straniero 0,535 1,047 1,708 AUTLT -1,674 0,645 0,188 *** MECMLT -1,858 0,507 0,156 *** Costante -13,665 2,718 0,000 *** Variabile dipendente: LT (vale 1 se lo studente consegue la laurea triennale entro l AA ) Nagelkerke R-squared=0,539; * coefficiente statisticamente diverso da 0 al 90%; ** al 95%; *** al 99% Categoria di riferimento per il CdS: GESLT Categoria di riferimento per il diploma: ITIS Tabella 5. Le determinanti del voto di laurea Laureati triennali β St.err. Costante 63,105 4,041 *** Voto diploma 0,307 0,041 *** Punteggio test logica normalizzato 0,797 0,455 * Punteggio test maths normalizzato 0,094 0,500 Punteggio test scienze normalizzato 0,023 0,457 Punteggio test compr. verbale normalizzato 0,520 0,419 Diploma liceo scientifico 0,940 1,134 Diploma altro liceo/magistr 0,459 2,155 Diploma rag/geometra -1,626 1,892 AUTLT 0,800 3,186 MECMLT -0,753 1,134 Crediti acquisiti anno 1 0,178 0,047 *** Anni fuori corso per conseguire L1-2,484 1,292 * Donna -0,651 1,126 Straniero 0,983 3,032 Variabile dipendente: Voto alla laurea triennale (in centodecimi); Adjusted R-squared=0,468; 219 osservazioni * coefficiente statisticamente diverso da 0 al 90%; ** al 95%; *** al 99% Categoria di riferimento per il CdS: GESLT Categoria di riferimento per il diploma: ITIS Sono inclusi effetti fissi per l'anno di iscrizione 24

25 Tabella 6. Le determinanti del voto di laurea Laureati magistrali β St.err. Costante 69,961 4,113 *** Voto diploma 0,051 0,027 * Diploma liceo scientifico 0,741 0,650 Diploma altro liceo/magistr -2,698 1,646 Diploma rag/geometra -1,584 1,344 Voto laurea triennale 0,316 0,046 *** AUTLM -0,887 0,953 MECLM -0,145 0,690 MATLM -1,176 1,335 Crediti acquisiti anno 1 0,028 0,018 Anni fuori corso per conseguire L1 0,708 0,447 Anni fuori corso per conseguire L2-1,511 0,625 ** Donna 0,176 0,749 Straniero 1,609 2,458 Età iscrizione = ,274 0,703 *** Età iscrizione >=26-4,419 1,691 *** Variabile dipendente: Voto alla laurea magistrale (in centodecimi); Adjusted R-squared=0,485; 306 osservazioni * coefficiente statisticamente diverso da 0 al 90%; ** al 95%; *** al 99% Categoria di riferimento per il CdS: GESLM Categoria di riferimento per il diploma: ITIS Categoria di riferimento per l'età di iscrizione: Età <=22 anni Sono inclusi effetti fissi per l'anno di iscrizione 25