הוגנות מערכת המיון לאוניברסיטאות לפי שפת היבחנות במכפ"ל (ערבית או עברית) ומגדר מרכז ארצי לבחינות ולהערכה (ע"ר)

דוח המרכז 376 הוגנות מערכת המיון לאוניברסיטאות לפי שפת היבחנות ב (ערבית או עברית) ומגדר תמר קנת-כהן אליוט טורוול כרמל אורן דצמבר 2011 מרכז ארצי לבחינות ולהערכה (ע"ר) NATIONAL INSTITUTE FOR TESTING & EVALUATION المركز القطري للامتحانات والت قييم מיסודן של האוניברסיטאות בישראל

תוכן העניינים תקציר 2 מבוא 2 שלוש חלופות להגדרת הטיה בבררה 3 ממצאי מחקרים אמפיריים סקירה של הספרות 5 המחקר הנוכחי 9 שיטה 01 מדגם 01 משתני המחקר 00 עיבוד הנתונים 00 תוצאות 01 מחקר 0 שפת היבחנות 01 מחקר 2 מגדר 01 סיכום ודיון 20 מקורות 22 נספח 0 חישוב המדד לגודל ההטיה על פי תנאי הגבול 21 נספח 2 סטטיסטים נצפים 31 נספח 3 מתאמים בין ממדי ההטיה על פי שלושת המדדים 32 נספח 1 בדיקת האפקט המשולב של שפת היבחנות ומגדר 31

תקציר בעבודה זו נבדקה הוגנות מערכת המיון לאוניברסיטאות 1 לפי שפת היבחנות ב )ערבית או עברית( ומגדר. במחקר 0 נבדקה ההוגנות בהתייחס לשפת היבחנות ובמחקר 2 נבדקה ההוגנות בהתייחס למגדר. שאלת ההוגנות נבדקה משני היבטים: ההיבט של תוקף דיפרנציאלי, שבוחן קיומם של הבדלים בין קבוצות בתוקף הניבוי של החזאים, וההיבט של הטיה בבררה. הטיה בבררה נבדקה בשלוש גישות: מודל הרגרסיה של קלירי )1968 )Clery, שבודק ניבוי דיפרנציאלי, תנאי גבול בבדיקת ניבוי דיפרנציאלי )1984 )Linn, והשוואת ממוצעים )1971.)Thorndike, במסגרת גישת תנאי הגבול, הוצע במחקר זה מדד לגודל ההטיה, שמשלים את המידע הנומינלי )"הטיה לרעה", "הטיה לטובה" או "לא נמצאה הטיה"( שנאסף עד כה בעת יישום גישה זו. המחקר בוצע על נתוני 57,707 סטודנטים מכל האוניברסיטאות בישראל, אשר למדו בשנה א' במחזורים 211105 עד 211701. בבדיקת תוקף דיפרנציאלי במחקר 0 נמצא שתוקף הניבוי של כל החזאים גבוה יותר בקרב נבחני עברית. במחקר 2 נמצא יתרון קל, ולא עקבי מעבר לחזאים, לתקפויות בקרב נשים. בבדיקת הטיה בבררה במחקר 0 נמצא שציון ה, החזאי המשמש למיון המועמדים, מוטה לטובת נבחני ערבית. הטיה זו לטובת נבחני ערבית היא תוצר של העובדה שה מוטה מאוד לטובתם ו אינו מוטה או מוטה פחות לטובתם )תלוי בהגדרה של הטיה בבררה(. במחקר 2 נמצא שציון ה מוטה מעט לטובת נשים. הטיה קלה זו לטובת נשים היא תוצר של העובדה שה מוטה לטובתן ו מוטה לרעתן, אך מידת ההטיה שלו פחותה מזו של ה. במחקר נבדקה גם שאלת האינטראקציה בין שפת היבחנות לבין מגדר בממצאים של תוקף דיפרנציאלי והטיה בבררה. לא נמצאה אינטראקציה, במובן שכיוון הממצאים ביחס לכל אחד משני המשתנים שפת היבחנות ומגדר היה דומה ברמות השונות של המשתנה האחר. ממצאים מפורטים של הבדיקה מוצגים בנספח. הדיון בממצאים כולל גם השוואה בין הגישות השונות לבדיקת הטיה בבררה, תוך ניסיון להסביר ולפקח חלקית על מקורות להבדלים ביניהן. מבוא 2 בדיקות של הוגנות תהליך הבררה לאוניברסיטאות מתבצעות באופן שוטף במאל"ו ביחס לקבוצות אוכלוסייה שונות. בפרט, נעשו בעבר מחקרים אחדים לבדיקת הוגנות תהליך הבררה לפי שפת היבחנות )ערבית או עברית( ב )ברון וגפני, 0919; ברונר, אללוף ואורן, 0992; ברונר, ;2111 2008 Oren, )Turvll, Bronner, Kennet-Cohen, & ולפי מגדר )גפני ובלר, ;0919.)Azen, Bronner, & Gfni, 1999; Gfni, Beller, & Bronner, 2000 1 מבחן כניסה פסיכומטרי לאוניברסיטאות 2 מרכז ארצי לבחינות ולהערכה 2

למחקר הנוכחי יש שתי מטרות: האחת, לספק נתונים מעודכנים בשאלת ההוגנות כלפי קבוצות שמוגדרות על פי משתני הרקע שפת היבחנות ומגדר, תוך התייחסות גם לקבוצות שמוגדרות על פי צירוף של שני המשתנים, דבר שנעשה בעבר באופן חלקי )2000 l.,,)gfni et והשנייה, ליישם בו-זמנית ולהשוות בין שלוש גישות להגדרת הטיה בבררה: מודל הרגרסיה של קלירי ( Clery, 1968( שבודק ניבוי דיפרנציאלי, תנאי גבול בבדיקת ניבוי דיפרנציאלי )1984 )Linn, והשוואת ממוצעים ברוח מודל היחס הקבוע של תורנדייק )1971.)Thorndike, בהתייחס לגישה השנייה, תנאי גבול בבדיקת ניבוי דיפרנציאלי, מוצע במחקר הנוכחי מדד לגודל ההטיה, שמיועד להשלים את המידע הנומינלי )"הטיה לרעה", "הטיה לטובה" או "לא נמצאה הטיה"( שנאסף עד כה בעת יישום גישה זו. נפתח בתיאור של שלוש הגישות להגדרת הטיה בבררה. בהמשך ייסקרו ממצאי המחקרים שנעשו בעבר במאל"ו בנושא של הוגנות כלפי נבחני ערבית ונשים, תוך התייחסות לגישות שננקטו לבדיקת הטיה בבררה. כמו כן יובא סיכום קצר של הגישות והממצאים בבדיקות מקבילות בארה"ב. פרק המבוא יחתום בתיאור קצר של המחקר המוצג. שלוש חלופות להגדרת הטיה בבררה בספרות הוצעו מודלים שונים, או הגדרות שונות, להטיה בבררה )לסקירה והשוואה בין המודלים ראו, למשל, Drlington, 1971; Hunter & Schmidt, 1976; Linn, 1973; Peterson &.)Novick, 1976 כפי שמציינים מרבית החוקרים שלעיל, השוני בין ההגדרות נובע משוני בשיפוטים ערכיים. מודל הרגרסיה של קלירי )בדיקת ניבוי דיפרנציאלי( ההגדרה המקובלת להטיה בבררה בספרות העולמית )ראו, למשל, Shw, Mttern, Ptterson, Clery, ( מבוססת על מודל הרגרסיה של קלירי )Kobrin, & Prbuti, 2008; Young, 2001 3 1968(. מודל זה מגדיר הטיה בבררה כמצב של ניבוי דיפרנציאלי שבו שימוש בקו רגרסיה משותף 4 לניבוי הקריטריון על ידי החזאי )כלי המיון( גורר ניבוי יתר או חסר של הקריטריון )ציוני שנה א' באוניברסיטה, למשל(. הטיה בבררה נבדקת על ידי השוואת קווי הרגרסיה של הקריטריון על החזאי בשתי קבוצות או על ידי חישוב הסטייה הממוצעת של ציון הקריטריון בפועל של חברי קבוצה מסוימת מציון הקריטריון המנובא מקו רגרסיה שמחושב מעבר לקבוצות ( APA, AERA,.)& NCME, 2011, Stndrd 3.7 3 כאן המקום להתייחס לטענתם של גמליאל וקאהן )2111( ש"הנחת השקילות בין הטיה בניבוי להטיה בבררה לא הוכחה אף פעם" )שם, עמ' 131, ההדגשה שלנו(. על פי הבנתנו, עניין ההוכחה אינו רלוונטי כאן, מאחר שמדובר בבחירה ערכית להגדיר הטיה בבררה כניבוי דיפרנציאלי )הטיה בניבוי(. 4 למען הדיוק, קלירי הדגישה בהגדרה של הטיה בבררה מצב של ניבוי חסר )115.p )Clery,,1968 של הקריטריון, ומאחר שסוגיית ההוגנות עסקה מן הסתם בקבוצות שהישגיהן בחזאי נמוכים, אפשר שנכון יותר להבין את קלירי כמציעה את מודל הרגרסיה להסקה על ניבוי חסר )ולא על ניבוי יתר( של הקריטריון בקבוצות אלה, מה שתואם את הרציונל של תנאי הגבול שהוצעו בהמשך. ניתן להבין את דרלינגטון )76.p )Drlington,,1971 כתומך בפרשנות זו. 3

תנאי גבול )בבדיקת ניבוי דיפרנציאלי( על פי גישת תנאי הגבול, הממצא הרווח של ניבוי יתר של הישגי קבוצות חלשות במחקרי הטיה המשתמשים במודל הרגרסיה של קלירי, לא מהווה עדות אמינה להטיה. כאמור, מודל הרגרסיה משווה בין קווי הרגרסיה לניבוי הקריטריון על ידי החזאי בשתי הקבוצות. לין )1984 )Linn, הראה, בהתבסס על ניתוח נתיבים שעשה בירנבאום )1981,)Birnbum,,1979 שכשמתייחסים לחזאי ולקריטריון כאל שני אינדיקטורים סימטריים של יכולת אמיתית חבויה )בלתי נצפית(, אזי העובדה שאלה אינדיקטורים בני טעות )fllible( גורמת לכך שגם במצב "אמיתי" של חוסר הטיה )שמוגדר כמצב שבו לשייכות קבוצתית אין קשר ישיר עם החזאי או הקריטריון. כלומר, אם יש הבדלים בין הקבוצות בחזאי ובקריטריון, הם נובעים רק מהבדלים ביכולת האמיתית( יתקבל על פי המודל של קלירי ממצא של ניבוי יתר של הקריטריון )הטיה לטובה( עבור הקבוצה החלשה כאשר מנבאים אותו על פי משוואת הרגרסיה של הקבוצה החזקה. לפיכך, ממצא של ניבוי יתר של הקריטריון לקבוצה החלשה על סמך השוואת קווי הרגרסיה לניבוי הקריטריון על ידי החזאי אינו אמין. השוואה זו מאפשרת להסיק בביטחון רק על ניבוי חסר עבור קבוצה זו. כדי להסיק על ניבוי יתר יש להשוות בין קווי הרגרסיה ה"הפוכים" )לניבוי החזאי על ידי הקריטריון(. כמו ברגרסיה ה"רגילה" )לניבוי הקריטריון על ידי החזאי(, השוואה זו מאפשרת להסיק בביטחון רק על ניבוי חסר עבור הקבוצה החלשה, אך הפעם זה ניבוי חסר של החזאי, שפירושו ניבוי יתר של הקריטריון עבור קבוצה זו. גישת תנאי הגבול הומלצה בעבר בספרות המקצועית )1989 Moss,,)Cole & אך המחקר האמפירי בתחום המשיך להתנהל ברוח מודל הרגרסיה, והיא נזנחה בהמשך )2006.)Cmili, אפשר שהעובדה שהממצאים שהניב מודל הרגרסיה היו נוחים לבוני מבחנים ולמשתמשים בהם, אחראית במידה מסוימת להתפתחות זו. בנוסף, התפיסה שהקריטריון והחזאי הם משתנים בעלי מעמד שווה בניתוח לא נראתה לגמרי מוצדקת בהקשר של בררה )2010 Mroch,.)Kne & יש לציין חיסרון בולט של גישת תנאי הגבול, שהוא עוצמת המבחן הנמוכה שלה: רק אפקטים חזקים של הטיה מצליחים לחדור דרך המסננת המחמירה של גישה זו. שמרנות זו בהסקה על הטיה עשויה אף היא להיות נוחה, בדרכה, לממסד הבוחן או הממיין, ובמובן זה, לעורר תהיות וביקורת. השוואת ממוצעים )הפרש d -ים( גישה זו נקשרת להמשגה האינטואיטיבית של מודלים שונים שמציעים בצורות שונות אילוצים על שיעור המתקבלים בכל קבוצה, ומגדירים באופן כללי הטיה בבררה כמצב שבו שיעור המתקבלים מקבוצה מסוימת הוא גבוה מדי או נמוך מדי בשל העובדה שהבררה נעשתה על בסיס החזאי ולא על בסיס הקריטריון. בפרט, גישה זו מתיישבת עם מודל היחס הקבוע של תורנדייק ( Thorndike, 1971(. תורנדייק ניסח את התנאי לחוסר הטיה בבררה כשוויון בין קבוצות ביחס בין פרופורציית המועמדים מן הקבוצה שמתקבלים על סמך החזאי לבין הפרופורציה שהייתה מתקבלת על סמך 5 הקריטריון. תנאי זה סובל מחוסר עקביות במצב של בררה לא הכרחית ( Novick, Peterson & 5 שבה מספר המועמדים אינו גדול ממספר המקומות, והבררה מונעת מהרצון לקבל רק מועמדים שהישגיהם בקריטריון יהיו גבוהים מסף כלשהו 4

1976(, וכמענה לכך הציעו קאהן וגמליאל )2006 Gmliel, )Chn & את מודל ההפרש הקבוע שעל פיו התנאי לחוסר הטיה בבררה הוא שוויון בין קבוצות בהפרש בין פרופורציית המועמדים מן הקבוצה שמתקבלים על סמך החזאי לבין הפרופורציה שהייתה מתקבלת על סמך הקריטריון. 6 על פי שני המודלים, בררה הכרחית תהיה לא מוטה ביחס לקבוצה מסוימת אם הפרופורציה של המתקבלים מתוכה על סמך החזאי זהה לפרופורציה שהייתה מתקבלת על סמך הקריטריון. כאשר שיעור המתקבלים על סמך החזאי גבוה מן השיעור שהיה מתקבל על סמך הקריטריון נאמר שהחזאי מוטה לטובת חברי הקבוצה, ולהיפך, כאשר שיעור המתקבלים על סמך החזאי נמוך יותר, נאמר שהחזאי מוטה לרעת הקבוצה. במצב של שתי קבוצות משלימות, נגזר מהתנאי שלעיל, ובהנחות מסוימות לגבי החזאי והקריטריון )תוקף ניבוי חיובי מעבר לשתי הקבוצות, התפלגות דו-משתנית נורמלית לחזאי ולקריטריון בתוך כל קבוצה, עם שונויות ותוקף ניבוי זהים בין הקבוצות(, שהבררה אינה מוטה כאשר הפער בין שתי הקבוצות בחזאי זהה לפער ביניהן בקריטריון )גמליאל וקאהן, 2111; 1971.)Drlington, ברוח זו תיבדק הטיה בבררה על ידי השוואת הפער )המתוקנן( בין ממוצעי שתי הקבוצות בחזאי לפער ביניהן בקריטריון. גישה זו זכתה לביקורת לא מבוטלת )נבון וכהן, 2119(. הביקורת העיקרית כלפי גישה זו היא שהיא מתעלמת מטבעו הרגרסיבי של קו הניבוי של הקריטריון על ידי החזאי. על פי גישה זו, כל קבוצה שמזוהה עם הישגים נמוכים יחסית בחזאי )ובמקרה הקיצוני, מוגדרת על פי הישגים נמוכים בחזאי( תזוהה כסובלת מהטיה לרעה בתהליך הבררה. ניתן, כמובן, לטעון כנגד ביקורת זו, ששאלת ההוגנות צריכה להיבחן באופן בלתי תלוי במגבלת התוקף, ושאין זה לגיטימי "להיעזר" בתוקף נמוך כדי להסיק על הטיה לטובת הקבוצה החלשה )במודל הרגרסיה( או כדי להימנע מהסקה )בגישת תנאי הגבול(. ממצאי מחקרים אמפיריים סקירה של הספרות מחקרי הוגנות בבררה שנעשו במאל"ו לפי שפת היבחנות )ערבית או עברית( ב המחקרים שנעשו במאל"ו 7 לבדיקת הוגנות תהליך הבררה לפי שפת היבחנות )ערבית או עברית( ב )ברון וגפני, 0919; ברונר ואחרים, 0992; ברונר, 2111; 2008 l., )Turvll et משקפים תהליך התפתחותי בגישות ובשיטות שננקטו. סיכום של המאפיינים המתודולוגיים של המחקרים שנעשו מוצג להלן בלוח 0. 6 שבה הסיבה היחידה לדחיית מועמדים היא שמספרם גדול ממספר המקומות )המצב השכיח בהקשר של בררה להשכלה גבוהה( 7 אחדים מן המחקרים המדווחים כאן בדקו נושאים נוספים: ברון וגפני )0919( בדקו,DIF ברונר ואחרים )0992( בדקו הוגנות כפונקציה של שיטות שונות לכיול הציון ה בקרב נבחני ערבית, וברונר )2111( בדק את שאלת ההוגנות בהקשר של שימוש במצרף. 5

לוח 1 מחקרים לבדיקת הוגנות תהליך הבררה לפי שפת היבחנות )ערבית או עברית( ב מחקר ברון וגפני, 0919 ברונר ואחרים, 0992 ברונר, 2111 מחזורי המחקר 0913011 0992093-0993091 מספר סטוד' ערבית עברית 192 2015 0221 9999 הטיה בבררה הגישה d מודל הרגרסיה e,d הגדרה I של דרלינגטון g הגדרה II של דרלינגטון h הגדרה III של דרלינגטון ערכי d בחזאים ובקריטריון b תיקון לא לא לא לא כן 5373 7531 29030 33711 0992093-0997091 0995092-0991099 2112013 Turvll et l., 2008 d תנאי גבול כן תלמידי שנה א' בשנים המצוינות )להוציא את המחקר הראשון שבו השנים מתייחסות לשנות היבחנות ב( b האם נעשה תיקון לקיצוץ תחום c האם נבדק תוקף דיפרנציאלי d יש התייחסות גם לערכי d בחזאים ובקריטריון: אצל ברון וגפני )0919( ואצל ברונר ואחרים )0992( ללא תיקון לקיצוץ תחום; אצל טורוול ואחרים )2008 l., )Turvll et עם תיקון. e )1971 ;)Drlington, יושם מודל הרגרסיה )1968 )Clery, שמקביל להגדרה זו. f בהנחת בררה ישירה על ידי החזאי שאת התוקף שלו אומדים. g.)thorndike, )1971 הגדרה זו משקפת את מודל היחס הקבוע של תורנדייק ;)Drlington, )1971 h.)cole, )1973 הגדרה זו היא מקרה פרטי של מודל ההסתברות המותנית של קול ;)Drlington, )1971 עיון בלוח 0 מלמד, בהתייחס לגישה בבדיקת הטיה בבררה, על מעבר בשלבים ממודל הרגרסיה של קלירי לתנאי הגבול לניבוי דיפרנציאלי: ההגדרות הראשונה והשלישית של דרלינגטון הן ניסוח חלופי )בהנחות מסוימות( של מודל הרגרסיה של קלירי ומודל ההסתברות המותנית של קול )1973 )Cole, בהתאמה, שמופיעות בהמשך כ"רגרסיה הרגילה" וה"רגרסיה ההפוכה" בהתאמה בתנאי הגבול. בדיקתן בנפרד )ברונר ואחרים, 0992( הובילה בהמשך לשילובן יחד בגישת תנאי 8 הגבול 2008( l., )Turvll et. השוואת ערכי d בחזאים ובקריטריון ליוותה את כל מחקרי ההוגנות, אם בהתייחסות ת בדיון בלבד )ברון וגפני, 0919( ואם כעיבוד סטטיסטי פורמלי )ברונר ואחרים, 0992; et Turvll,)l., 2008 אך רק במחקר אחד )ברונר, 2111( קיבלה השוואה זו מעמד של הגדרה להוגנות. השוואה זו מתיישבת עם מודל היחס הקבוע של תורנדייק )1971.)Thorndike, עוד ניתן להיווכח שתיקון לקיצוץ תחום לא נכלל תמיד בבדיקת הטיה בבררה. הוא שולב לראשונה )בתחום של הוגנות כלפי נבחני ערבית( במחקר של ברונר )2111(. תוקף דיפרנציאלי נבדק לראשונה במחקר של ברונר ואחרים )0992(, אם כי התיקון לקיצוץ תחום בעבודה זו אינו בר השוואה לתיקונים שנעשו בהמשך: הוא נעשה בהנחה )שאינה מתקיימת בפועל( שהבררה התבססה על החזאי שאת התוקף שלו מבקשים לאמוד. הסיכום שלעיל מוביל למסקנה שקשה לעשות אינטגרציה של מחקרי העבר, שנבדלו זה מזה הן בגישות לבדיקת הוגנות והן בשיטות עיבוד הנתונים. עם זאת, ניתן לזהות עקביות בממצאים תוקף דיפרנציאלי b c בדיקה תיקון לא - f כן כן כן כן כן כן 8 גישת תנאי הגבול יושמה לראשונה במאל"ו במחקר על הוגנות כלפי נבחני ברוסית Gfni & Bronner, (.)1998 6

שהתקבלו בעבודות שלעיל: בבדיקת הטיה בבררה מוצאים שציון ה מוטה לטובת נבחני ערבית. מידת ההטיה היא תלוית הגדרה, אך הכיוון נשמר בכולן. ה מוטה מאוד לטובת נבחני ערבית, וב הכיוון הוא תלוי הגדרה )אך ממדי ההטיה באופן כללי קטנים(. בהתייחס למרכיבי )התחום ה, התחום ה ותחום ה(, כיוון ההטיה הוא תלוי הגדרה, אך מבין שלושתם התחום ה מוטה יותר לטובת נבחני ערבית. לשם המחשה, ממצאי המחקר האחרון שלעיל )2008 l., )Turvll et הם כדלהלן: בבדיקת הטיה בבררה לפי תנאי 9 הגבול נמצא שציון ה מוטה לטובת נבחני ערבית ב- 20% מן החוגים, ה מוטה לטובתם ב- 50% מן החוגים ו מוטה לרעתם ב- 1% מן החוגים. בהתייחס למרכיבי, התחום ה אינו מוטה, התחום ה מוטה לטובת נבחני ערבית ב- 7% מן החוגים, ו מוטה לרעתם ב- 3% מן החוגים. בבדיקת תוקף דיפרנציאלי מוצאים שתוקף כל החזאים גבוה יותר בקרב נבחני עברית )גם כאשר המתאמים מתוקנים לקיצוץ תחום באופן שמניח סטיית תקן זהה לחזאי הממיין בשתי הקבוצות(. מחקרי הוגנות בבררה שנעשו במאל"ו לפי מגדר המחקרים שנעשו במאל"ו לבדיקת הוגנות תהליך הבררה לפי מגדר )גפני ובלר, 0919; l., Azen et l., 2000 ; Gfni et 10 1999( משקפים תהליך התפתחותי מקביל למה שתואר לעיל ביחס לשפת היבחנות ב. סיכום של המאפיינים המתודולוגיים של המחקרים שנעשו מוצג להלן בלוח 2. לוח 2 מחקרים לבדיקת הוגנות תהליך הבררה לפי מגדר מחקר גפני ובלר, 0919 Azen et l., 1999 Gfni et l., 2000 מחזורי המחקר 0911015 0990092-0995092 0915012-0992097 מספר סטוד' נשים גברים 3031 3129 35217 22271 הטיה בבררה תיקון הגישה לא d מודל הרגרסיה לא d תנאי גבול b 75533 59511 c d תלמידי שנה א' בשנים המצוינות b האם נעשה תיקון לקיצוץ תחום d תנאי גבול האם נבדק תוקף דיפרנציאלי יש התייחסות גם לערכי d בחזאים ובקריטריון, ללא תיקון לקיצוץ תחום. לא תוקף דיפרנציאלי b תיקון c בדיקה לא כן לא כן כן עיון בלוח 2 מראה, גם במחקר על הוגנות לפי מגדר, על מעבר ממודל הרגרסיה של קלירי לתנאי כן הגבול בבדיקת הטיה בבררה. השוואת ערכי d בחזאים ובקריטריון ליוותה את כל המחקרים, אך לא במעמד של הגדרה להוגנות. לא נעשה תיקון לקיצוץ תחום, לא ביחס לסטטיסטים של הטיה בבררה ולא ביחס לערכי ה- d. תוקף דיפרנציאלי נבדק בכל המחקרים, אך רק במחקר האחרון תוקנו התקפויות לקיצוץ תחום. 9 במקרים שבהם המגמה לא הייתה עקבית בין חוגים, חושב ההפרש בין אחוז החוגים עם הטיה בכיוון אחד לבין אחוז החוגים עם הטיה בכיוון השני )המספר הגדול פחות המספר הקטן(. לדוגמה, בהתייחס לציון ה, נמצאה הטיה לטובת נבחני ערבית ב- 22% מן החוגים והטיה לרעתם ב- 0% מן החוגים. לכן מדווח כאן שיש הטיה לטובה ב- 20% מן החוגים. 10 פורסם גם בכתב העת.)Azen, Bronner, & Gfni, 2002( Applied Mesurement in Eduction 7

המחקרים הראשון והשני בוצעו בקרב נבחני עברית ב. המחקר השלישי בוצע בקרב כל אחת משלוש קבוצות של נבחני : נבחני עברית, נבחני ערבית ונבחני רוסית. את רוח הממצאים שהתקבלו בעבודות שלעיל ניתן ל כך: בבדיקת הטיה בבררה מוצאים שציון ה אינו מוטה. ו פועלים בכיוונים מנוגדים: ה מוטה לטובת נשים ו מוטה לרעתן. מבין שלושת מרכיבי התחום ה הוא המוטה ביותר לרעת נשים. כך למשל, ממצאי המחקר האחרון שלעיל )2000 l., )Gfni et הם כדלהלן: בבדיקת הטיה בבררה לפי תנאי הגבול בקרב נבחני עברית 11 נמצא שציון ה מוטה לטובת נשים ב- 2% מן החוגים. בקרב נבחני ערבית, הוא מוטה לטובת נשים ב- 01% מן החוגים. ה מוטה לטובתן ב- 05% וב- 03% מן החוגים בקרב נבחני עברית ונבחני ערבית בהתאמה. מוטה לרעת נשים בקרב נבחני עברית ב- 00% מן החוגים ולטובת נשים בקרב נבחני ערבית ב- 2% מן החוגים. בהתייחס למרכיבי, בשתי השפות התחום ה הוא המוטה ביותר לרעת נשים במידה רבה יותר בקרב נבחני עברית )01% מן החוגים( ובמידה פחותה )1% מן החוגים( בקרב נבחני ערבית. בבדיקת תוקף דיפרנציאלי מוצאים הבדלים קטנים בתקפויות בין גברים לנשים. במחקר האחרון נמצא, בשתי השפות, תוקף גבוה יותר בקרב נשים. 12 מחקרי הוגנות בבררה שנעשו ביחס ל- SAT כאמור, מחקרי ההוגנות של ה- SAT )סקירה נרחבת מופיעה אצל ;Young, 2001 מחקר עדכני, הבודק את הוגנות ה- SAT אחרי השינויים שהוכנסו בו במארס 2115, מדווח אצל Mttern et l., 2008( בודקים הטיה בבררה על פי מודל הרגרסיה של קלירי, על ידי חישוב הסטייה הממוצעת של ציון הקריטריון בפועל של חברי קבוצה מסוימת מציון הקריטריון המנובא מקו רגרסיה שמחושב מעבר לקבוצות. לא מתבצע תיקון לקיצוץ תחום, למרות שהספרות )1983 )Linn, מציינת שאומדי 13 הפרמטרים של משוואות ניבוי על בסיס חזאי שעבר בררה עקיפה עלולים להיות מוטים. הממצאים מעידים על הטיה לטובת קבוצות מיעוט אתניות )סטודנטים היספנים ושחורים( על ידי כל החזאים SAT( ומרכיביו וממוצע ציוני בית ספר תיכון( וצירופיהם. תמונה הפוכה )הטיה לרעה( מתקבלת ביחס לנשים. 14 בבדיקת תוקף דיפרנציאלי מתבצע תיקון לקיצוץ תחום. הממצאים מעידים על תוקף ניבוי נמוך יותר בקרב קבוצות מיעוט אתניות )בהשוואה לתוקף בקרב סטודנטים לבנים( ותוקף גבוה יותר בקרב נשים )בהשוואה לתוקף בקרב גברים(. 11 במקרים שבהם המגמה לא הייתה עקבית בין חוגים, מדווח ההפרש בין אחוז החוגים עם הטיה בכיוון אחד לבין אחוז החוגים עם הטיה בכיוון השני )המספר הגדול פחות המספר הקטן(. 12 מבחן ההערכה האקדמית Test( )Scholstic Assessment המשמש לבררת מועמדים ללימודים בקולג'ים בארה"ב 13 הכיוון הטיפוסי הוא השטחת קווי הרגרסיה, מה שמעלה את הנטייה לקבל ממצא של הטיה לטובת הקבוצה הנמוכה בחזאי. 14 התיקון הרב-משתני של,Person-Lwley כאשר האוכלוסייה היא המחזור הרלוונטי של תלמידי תיכון שמיועדים ללמוד בקולג' 2008( l.,.)mttern et 8

המחקר הנוכחי המחקר הנוכחי בדק את הוגנות מערכת המיון לאוניברסיטאות כלפי נבחני בערבית וכלפי נשים. באופן מפורט, הוא כלל שני מחקרים: מחקר 0 הוגנות לפי שפת היבחנות שכולל שתי קבוצות: נבחני עברית ונבחני ערבית )מעבר למגדר(; מחקר 2 הוגנות לפי מגדר שכולל שתי קבוצות: גברים ונשים )מעבר לשפת היבחנות(; שאלת ההוגנות נבדקה משני היבטים: ההיבט של תוקף דיפרנציאלי, שבוחן קיומם של הבדלים בין קבוצות בתוקף הניבוי של החזאים, וההיבט של הטיה בבררה. שלוש שיטות לבדיקת הטיה בבררה יושמו במחקר הנוכחי: מודל הרגרסיה של קלירי )1968 )Clery, שבודק ניבוי דיפרנציאלי, תנאי גבול בבדיקת ניבוי דיפרנציאלי )1984 )Linn, והשוואת ממוצעים ( Thorndike, 1971(. שילובן של שלוש השיטות במחקר אחד מהווה נדבך נוסף בהתפתחות החשיבה בשאלת ההמשגה של הטיה בבררה. כפי שתואר בלוחות 0 ו- 2 שלעיל, מודל הרגרסיה של קלירי, שהופיע במחקרי ההוגנות המוקדמים, הוחלף בהדרגה בגישת תנאי הגבול. מסיבות שאליהן התייחסנו בחלקים מוקדמים יותר של המבוא, מצאנו לנכון לחזור ולשלב מודל זה בבדיקת הטיה בבררה. במקביל, נכללה גם השוואת ממוצעים )הפרש d -ים(, שכפי שצוין בהתייחס ללוחות 0 ו- 2 שלעיל, ליוותה את כל מחקרי ההוגנות שבוצעו עד כה, לעיתים קרובות כסרח עודף שמעמדו יחסית להגדרה ששימשה במחקר באופן רשמי, אינו ברור. גישת תנאי הגבול מאזנת במידה מסוימת את גישת השוואת הממוצעים, בכך שהיא מביאה בחשבון את תוקף הניבוי של כלי המיון כאשר בודקים את הוגנותו )אך, להבדיל ממודל הרגרסיה, היא עושה זאת באופן סימטרי ביחס לשני כיווני ההטיה(. עבור בדיקת הטיה בבררה על פי תנאי גבול לניבוי דיפרנציאלי הוספנו במחקר הנוכחי מדד חדש לגודל ההטיה. מדד זה משלים את המידע הנומינלי )"הטיה לרעה", "הטיה לטובה" או "לא נמצאה הטיה"( שנגזר עד כה בעת יישום גישה זו. מדד זה מחושב ברוח תנאי הגבול, כלומר: על פי משוואת הרגרסיה הרלוונטית להכרעה על קיומה של הטיה. מדד זה מחושב תמיד )ולא משנה מהי משוואת הרגרסיה ה"קובעת": ה"רגילה" או ה"הפוכה"( כמרחק האנכי )כלומר, המרחק במונחי הקריטריון( בין קו הרגרסיה של קבוצת המוקד לקו הרגרסיה של קבוצת ההתייחסות )כאשר הציון בחזאי שווה לציון הממוצע בחוג(. מן הראוי להפנות את תשומת הלב להחלטה שהתקבלה במחקר הנוכחי, ליישם את הגישה הראשונה להגדרת הטיה בבררה מודל הרגרסיה של קלירי ברוח ההמלצות המקצועיות 15 2011( l., )AERA et והמחקר האמפירי בתחום 2008( l.,,)mttern et כלומר: מבלי לתקן לקיצוץ תחום. החלטה זו מתיישבת עם הרצון להציג את הממצאים כפי שהיו מתקבלים לו יושם המודל המומלץ והרו ו ח להגדרת הטיה בבררה. כמובן שבהשוואה בין הממצאים שהתקבלו בגישה זו לבין אלו שהתקבלו בשתי הגישות האחרונות )שבהן נעשה תיקון לקיצוץ תחום( הובא בחשבון הבדל זה ביישום, כפי שיוצג בהמשך. 15 נשלחה הערה על טיוטת התקנים למבחנים חינוכיים ופסיכולוגיים בעניין זה. 9

16 בנספח למחקר מוצגים ממצאים מבדיקה של האפקט המשולב של שני משתני הרקע שפת היבחנות ומגדר. לצורך זה הוגדרו ארבע קבוצות: גברים נבחני עברית, גברים נבחני ערבית, נשים נבחנות עברית ונשים נבחנות ערבית. כמו במחקרים 0 ו- 2 נבדק גם כאן ההיבט של תוקף דיפרנציאלי וההיבט של הטיה בבררה. ההיבט של הטיה בבררה נבדק רק באמצעות מודל הרגרסיה של קלירי, שהוא מתאים במיוחד לטיפול במצב של יותר משתי קבוצות )כאשר הוא נבדק על ידי חישוב הסטייה הממוצעת של ציון הקריטריון בפועל של חברי קבוצה מסוימת מציון הקריטריון המנובא מקו רגרסיה שמחושב מעבר לכל קבוצות(, ומציב אילוצים מינימליים על מספר התצפיות מכל קבוצה. ההוגנות נבדקה ביחס לכל אחד מכלי המיון המהווים חלק מתהליך הקבלה ללימודים לתואר ראשון באוניברסיטאות בישראל:, ומרכיביו, וציון ה המבוסס על ו במשקלות שווים. המחקר בוצע על נתוני תלמידי שנה א' בארבעה מחזורים בכל האוניברסיטאות בישראל. מדגם שיטה המדגם הכללי שממנו נגזרו מדגמי שני המחקרים כלל 75,121 רשומות של סטודנטים מכל האוניברסיטאות בישראל, אשר למדו בשנה א' במחזורים תשס"ה )211105( עד תשס"ח )211701( ב- 0,012 יחידות עיבוד, כאשר יחידת עיבוד מוגדרת כחוג לימוד במוסד ובמחזור )בהמשך נשתמש, לשם פשטות, במונח "סטודנט" לתיאור "רשומה של סטודנט" ובמונח "חוג" לתיאור "יחידת עיבוד"(. סטודנט נכלל במדגם הראשוני אם: 17 נבחן ב בעברית או בערבית במבחן הקובע ; 18 דיווח על המגדר שלו בהיבחנות אחת לפחות ; נתונים ציוניו בקריטריון ובכל החזאים )יפורטו בהמשך(; מדגמי שני המחקרים התבססו, בנוסף לתנאים שלעיל, גם על תנאי להיכללות חוג: במחקר 0 )שפת היבחנות(: לפחות 5 סטודנטים מכל שפת היבחנות במחקר 2 )מגדר(: לפחות 5 סטודנטים מכל מגדר 19 רק חוגים שניתן לסווגם כים או ים נכללו במחקר. לא נכללו מסלולים למצטיינים או לימודים כלליים. 16 אפקט שזכה להתייחסות חלקית בעבר במחקר שבדק הוגנות כלפי קבוצות שמוגדרות לפי מגדר בתוך שפת היבחנות 2000( l., )Gfni et 17 המבחן שבו קיבל הסטודנט את הציון הכללי הגבוה ביותר לפני תחילת הלימודים 18 עבור סטודנטים שנבחנו יותר מפעם אחת דרשנו שלא תהיה סתירה בדיווח בין היבחנויות. כל ההיבחנויות של הסטודנט עד דצמבר 2101 הובאו בחשבון בעניין זה. 19 תחומי לימוד ים כוללים את הפקולטות רוח ואמנויות, חברה - חוגים ים )למשל, סוציולוגיה, פסיכולוגיה( ומשפטים; תחומי לימוד ים כוללים את הפקולטות טבע, הנדסה וארכיטקטורה, חברה - חוגים ים )למשל, כלכלה, סטטיסטיקה(, רפואה ועזר-רפואה. 01

משתני המחקר קריטריון ציון שנה א' )צש"א(, שמוגדר בטווח 011-01. ציון זה הוגדר בחוג כממוצע משוקלל בנקודות זכות )1 לפחות( של ציוני הקורסים אותם למד הסטודנט בשנה א' לתואר בוגר. חזאים 0. ציון, אשר חושב כצירוף במשקלות שווים של ו בקרב המועמדים לכל מוסד, 20 עם ממוצע 51 וסטיית תקן 01 )בקרב המועמדים הנ"ל(. 2. ממוצע ציוני תעודת ה )(, כפי שמחושב ע"י האוניברסיטאות )כולל בונוסים(. 3. הציון הכללי ב במבחן הקובע. על פי מבחן זה נקבעו גם הציונים בתחומי )חזאים 1 עד 2 להלן(. 1. הציון בתחום חשיבה ת ב )(. 5. הציון בתחום חשיבה ת ב )(. 2. הציון בתחום ב )(. עיבוד הנתונים בכל חוג נעשו העיבודים הבאים: סטטיסטים תיאוריים חושבו ממוצע וסטיית תקן של משתני המחקר בכל קבוצה. תוקף דיפרנציאלי תוקף הניבוי של כל אחד מן החזאים בכל קבוצה חושב על ידי מקדם מתאם פירסון בין החזאי לבין הקריטריון. התיקון לקיצוץ תחום נעשה עבור בררה חד-משתנית )על פי ציון קבלה(, במקרה התלת-משתני )1950.)Gulliksen, תיקון זה מניח שידועה סטיית התקן של ציון הקבלה )ציון ה( ברמת המועמדים. כאומד לסטיית התקן של ציון ה בקרב המועמדים חושב שורש של ממוצע משוקלל של שונות ציון ה בקרב המועמדים לחוגי הלימוד במחזורים תשנ"ב ותשנ"ג. נכללו בחישוב רק מועמדים שנבחנו ב בעברית או בערבית, שיש דיווח על המגדר שלהם ושיש להם נתונים בכל החזאים, ובתנאי שבחוג יש לפחות 21 מועמדים שעומדים בדרישות 21 הנ"ל. חשוב להדגיש שתקפויות הניבוי בשתי הקבוצות תוקנו לערך זהה של סטיית התקן של ציון ה, וזאת במטרה לנטרל הבדלי תוקף שמקורם בהבדלים בין הקבוצות בשונות המשתנים. 20 באופן מפורט, ציון ה חושב באופן הבא: 0. חושבו ממוצע וסטיית תקן של ו בקרב המועמדים למחזור תשנ"ב ולמחזור תשנ"ג בכל מוסד בנפרד. 2. חושבו ממוצעים, מעבר לשני המחזורים )משוקללים במספר המועמדים לכל מחזור( של הסטטיסטים הנ"ל בכל מוסד. 3. ציוני ו )של הלומדים ושל המועמדים( תוקננו לפי הממוצעים שחושבו בסעיף 1. 2. ציון גולמי חושב בקרב הלומדים ובקרב המועמדים כסכום הציונים המתוקננים של ו. 5. ציון מתוקנן חושב כמו שמתואר בסעיפים 0 עד 3 ביחס ל ול. 2. ציון ה המתוקנן )של המועמדים ושל הלומדים( הוכפל ב- 01 והוסף ל- 51. 21 152 חוגים נכללו בחישוב )לעומת 120 שהיו נכללים ללא הדרישה על שפת היבחנות של עברית או ערבית ודיווח על המגדר(. 00

הטיה בבררה על פי מודל הרגרסיה של קלירי )"קלירי"( ציון הקריטריון תוקנן על פי הממוצע וסטיית התקן מעבר לכל הסטודנטים בחוג. התקנון בוצע כדי להביא את ציוני הקריטריון לסולם בר השוואה בין חוגים )כיוון שהתוצאות המוצגות הן ממוצעים מעבר לחוגים(. עבור כל אחד מן החזאים חושבה משוואת רגרסיה לניבוי הקריטריון מעבר לכל הלומדים בחוג. עבור כל קבוצה חושבה הסטייה הממוצעת בין ציון הקריטריון המנובא על פי משוואת הרגרסיה המשותפת לבין הציון בפועל )ציון מנובא פחות ציון בפועל(. ערך חיובי מבטא הטיה לטובת הקבוצה וערך שלילי הטיה לרעתה. על פי תנאי גבול בכל מחקר הוגדרה קבוצת מוקד )במחקר 0: נבחני ערבית; במחקר 2: נשים( וקבוצת התייחסות )במחקר 0: נבחני עברית; במחקר 2: גברים(. בהתאם, הוגדר משתנה של שיוך קבוצתי שערכיו הם: = 1 קבוצת המוקד, = 0 קבוצת ההתייחסות. קבוצת המוקד תכונה להלן "חלשה יותר" אם ממוצע ציוניה בחזאי נמוך מממוצע ציוני קבוצת ההתייחסות, ו"חזקה יותר" אם ממוצע ציוניה בחזאי גבוה מממוצע ציוני קבוצת ההתייחסות. בשלב הבא חושבו שתי משוואות רגרסיה: הראשונה, לניבוי הקריטריון על ידי החזאי, המשתנה של שיוך קבוצתי, ואינטראקציה בין החזאי לבין שיוך קבוצתי; והשנייה, לניבוי החזאי על ידי הקריטריון, המשתנה של שיוך קבוצתי ואינטראקציה בין הקריטריון לבין שיוך קבוצתי. הסקה על ניבוי יתר )הטיה לטובה( או ניבוי חסר )הטיה לרעה( של ציוני הקריטריון של קבוצת 22 המוקד התקבלה, באופן עקרוני, על פי כיוונו של המקדם של משתנה השיוך הקבוצתי. השאלה איזו משוואת רגרסיה )ראשונה או שנייה( ואיזה כיוון של המקדם )חיובי או שלילי( משמשים בהסקה זו תלויה בשאלה אם קבוצת המוקד חלשה יותר )המצב הטיפוסי( או חזקה יותר, כפי שיפורט להלן. הסקה על הטיה לרעת קבוצת המוקד התקבלה אם קבוצת המוקד חלשה יותר והמקדם של משתנה השיוך הקבוצתי במשוואת הרגרסיה הראשונה הוא שלילי, או אם קבוצת המוקד חזקה יותר והמקדם של משתנה השיוך הקבוצתי במשוואת הרגרסיה השנייה הוא חיובי. הסקה על הטיה לטובת קבוצת המוקד התקבלה אם קבוצת המוקד חזקה יותר והמקדם של משתנה השיוך הקבוצתי במשוואת הרגרסיה הראשונה הוא חיובי, או אם קבוצת המוקד חלשה יותר והמקדם של משתנה השיוך הקבוצתי במשוואת הרגרסיה השנייה הוא שלילי )פירוט נוסף של הרציונל של תנאי הגבול ושל אופן יישומם מצוי אצל קנת-כהן, 2110(. בנוסף למסקנה הנומינלית )"הטיה לרעה", "הטיה לטובה" או "לא נמצאה הטיה"( חושב מדד לגודל ההטיה. מדד זה חושב, על פי משוואת הרגרסיה שממנה התקבלה המסקנה על הטיה, כהפרש בין ציון הקריטריון )כאשר הציון בחזאי שווה לציון הממוצע בחוג( על פי קו הרגרסיה של 22 ובתנאי שהמקדם של משתנה האינטראקציה קטן בערכו המוחלט מהמקדם של משתנה השיוך הקבוצתי )מה שמבטיח שבטווח של ± סטיית תקן מן הממוצע הכללי בחזאי אין היפוך בסדר קווי הרגרסיה של שתי הקבוצות( 02

םי- קבוצת ההתייחסות לבין ציון הקריטריון )במצב הנ"ל( על פי קו הרגרסיה של קבוצת המוקד. ערך חיובי של הפרש זה מבטא הטיה לטובת קבוצת המוקד וערך שלילי הטיה לרעתה. חוגים שבהם לא ניתן היה לזהות הטיה קיבלו את הערך 1 במדד זה. זהו, כאמור, מדד חדש. הרציונל שלו ואופן חישובו מוצגים בנספח 0. שתי משוואות הרגרסיה חושבו על בסיס מטריצה של מתאמי פירסון )בין ארבעת המשתנים הרלוונטיים: קריטריון, חזאי, שיוך קבוצתי ואינטראקציה בין הקריטריון או בין החזאי לבין שיוך קבוצתי( שתוקנו לקיצוץ תחום. מאחר שמשוואות הרגרסיה חושבו על בסיס מטריצה של מתאמים ולא ישירות מתוך הערכים במשתנים, המדד לגודל ההטיה )ההפרש בין ציוני הקריטריון בשתי המשוואות( הוא במונחי סטיות תקן, כמו שני המדדים האחרים לגודל ההטיה. )" על פי פער מתוקנן בין ממוצעי הקבוצות בקריטריון פחות הפער בחזאי )"הפרש d הd המדד Cohen's d לגודל אפקט הוא הפער המתוקנן בין ממוצעי שתי קבוצות במשתנה רציף. וגדר כממוצע קבוצת ההתייחסות פחות ממוצע קבוצת המוקד )חלקי ממוצע סטיות התקן( במשתנה הנדון. המדד להטיה בבררה הוא ה- d בקריטריון פחות ה- d בחזאי. ערך חיובי של הפרש זה מבטא הטיה לטובת קבוצת המוקד וערך שלילי הטיה לרעתה. במחקר הנוכחי חושב d כפונקציה של מקדם המתאם של פירסון בין משתנה השיוך הקבוצתי לבין המשתנה הנדון )הקריטריון או אחד מן החזאים( ושל הפרופורציות של כל אחת משתי הקבוצות בצירוף של שתיהן על, d r כאשר: r הוא מקדם המתאם פירסון pq 1 r 2 23 פי הנוסחה : הםq p ו- בין משתנה השיוך הקבוצתי )1 = קבוצת המוקד, = 0 קבוצת ההתייחסות( לבין המשתנה הנדון ו- הפרופורציות של כל אחת משתי הקבוצות בצירוף של שתיהן. לצורך חישוב הערך המתוקן לקיצוץ תחום של d השתמשנו ב- r המתוקן לקיצוץ תחום וב- p ו- q בקרב הלומדים בחוג. בפרק התוצאות יוצגו ממוצעים משוקללים )במספר הכולל של סטודנטים בחוג( של הסטטיסטים השונים לפי תחומי לימוד )ים או ים( ומעבר לכולם. מספר הסטודנטים לפי תחומי לימוד וקבוצה ומספר החוגים לפי תחומי לימוד עבור כל אחד משני המחקרים מוצגים בלוח 3. 23 ראו פיתוח של הנוסחה, בהתבסס על כהן 1988( )Cohen, אצל קנת-כהן.)2110( 03

סה"כ 31520 1119 372 30121 31153 133 לוח 3 מספר הסטודנטים ומספר החוגים בשני המחקרים תחומי לימוד ים ים מחקר 0 )שפת היבחנות( 05312 05079 סטודנטים עברית 3719 1311 סטודנטים ערבית 212 071 חוגים מחקר 2 )מגדר( 09355 02173 סטודנטים גברים 02320 22532 סטודנטים נשים 110 392 חוגים תוצאות מחקר 1 שפת היבחנות בלוח 1 מוצגים סטטיסטים תיאוריים של משתני המחקר. לוח 4 ממוצעים וסטיות תקן של החזאים והקריטריון לפי שפת היבחנות ותחומי לימוד תחומי לימוד ים ים כולם משתנה צש"א צש"א צש"א עברית סטיית ממוצע תקן 7.2 11.5 7.1 52.1 2.9 92.1 23.1 599.1 03.1 001.3 03.2 005.7 02.0 009.2 9.7 11.5 5.1 22.3 5.1 013.1 12.7 221.3 01.5 027.7 9.0 030.1 02.1 031.5 1.5 12.5 2.0 59.0 2.1 99.5 51.2 233.5 02.0 022.9 00.1 023.2 01.1 021.1 ערבית סטיית ממוצע תקן 9.1 73.7 2.2 55.3 2.7 012.0 51.9 532.1 02.5 012.7 00.9 011.9 03.3 97.1 00.1 71.7 3.9 22.9 1.1 019.9 39.1 207.1 00.3 009.9 9.2 027.1 01.1 011.1 01.2 72.2 5.0 59.0 5.2 012.1 15.2 571.2 00.9 003.2 01.1 001.0 03.2 012.2 הממצאים המוצגים בלוח 1 מעידים שנבחני עברית גבוהים מנבחני ערבית ב בכסטיית תקן אחת. פער דומה בגודלו אך הפוך בכיוונו מתקיים ב. כתוצאה מכך דומים ממוצעי ציון ה בשתי הקבוצות, וזאת לעומת ציון שנה א' שבו יש פער של כסטיית תקן אחת )זהה לפער 04

ב( לטובת נבחני עברית. מבין תחומי הפער בין הקבוצות )לטובת נבחני עברית( הוא הגדול ביותר ב והקטן ביותר בתחום ה. אין הבדלים משמעותיים בין תחומי הלימוד בעניין זה. בלוח 5 מוצגים מקדמי המתאם בין החזאים לקריטריון. לוח 5 24 מקדמי התוקף של החזאים לפי שפת היבחנות ותחומי לימוד תחומי לימוד חזאי עברית ערבית 1.37 1.30 1.33 1.25 1.22 1.21 1.39 1.32 1.32 1.09 1.21 1.27 1.31 1.33 1.32 1.22 1.27 1.22 1.50 1.12 1.12 1.31 1.35 1.21 1.53 1.51 1.10 1.30 1.39 1.22 1.52 1.11 1.10 1.35 1.37 1.27 ים ים כולם הממצאים המוצגים בלוח 5 מעידים שתוקף הניבוי של ציון ה ושני מרכיביו העיקריים גבוה יותר בקרב נבחני עברית. מבין תחומי הפער לטובת נבחני עברית מתקיים בתחום ה ובתחום ה. תוקף הניבוי של דומה בשתי הקבוצות. אין הבדלים משמעותיים בין תחומי הלימוד בעניין זה. בלוח 2 מוצגים שלושת המדדים להטיה בבררה כלפי נבחני ערבית. 24 מתוקנים לקיצוץ תחום. מקדמי תוקף נצפים מוצגים בלוח 02 בנספח 2. 05

לוח 6 25 שלושה מדדים להטיה בבררה כלפי נבחני ערבית תחומי לימוד ים ים כולם חזאי קלירי תנאי גבול % חוגים שבהם הטיה אין הטיה לרעה הטיה לטובה 0 65 35 0 35 65 1 98 1 1 95 4 1 88 11 3 97 0 0 67 33 0 47 53 0 98 2 0 96 4 0 85 15 1 99 0 0 66 34 0 41 59 0 98 2 1 96 4 0 87 13 2 98 0 גודל ההטיה הפרש d d b חזאי d b קריט' םי- d קריט' פחות d חזאי 1.44 2.33 0.42 0.57 0.96-0.10 1.29 2.15 0.07 0.39 0.66-0.74 1.37 2.24 0.25 0.48 0.81-0.41-0.09-0.98 0.93 0.78 0.39 1.45-0.35-1.21 0.87 0.55 0.28 1.68-0.22-1.09 0.90 0.67 0.34 1.56 1.35 1.35 1.35 1.35 1.35 1.35 0.94 0.94 0.94 0.94 0.94 0.94 1.15 1.15 1.15 1.15 1.15 1.15 0.18 0.47 0.01 0.04 0.14 0.33 0.01 0.02 0.06 0.16 0.40 0.01 0.05 1.00 1.08 0.71 0.80 0.92 0.68 0.77 0.88 0.52 0.69 0.67 0.51 0.88 0.98 0.61 0.75 0.80 0.60 b במונחי סטיות תקן של הקריטריון; ערך חיובי מבטא הטיה לטובת נבחני ערבית וערך שלילי הטיה לרעתם. ממוצע נבחני עברית פחות ממוצע נבחני ערבית על פי המודל של קלירי כל החזאים מוטים לטובת נבחני ערבית. ממדי ניבוי היתר הם הגבוהים ביותר ביחס ל )כסטיית תקן אחת(. ניבוי היתר ביחס ל הוא כ- 1.2 סטיות תקן, והשילוב של שני החזאים מוביל לניבוי יתר של כ- 1.9 סטיות תקן ביחס לציון ה. מבין מרכיבי ממדי ניבוי היתר הם הקטנים ביותר ביחס ל )כ- 1.2 סטיות תקן(. ממדי ניבוי היתר ביחס לשני התחומים האחרים דומים זה לזה )כ- 1.1 סטיות תקן(. בהשוואה בין תחומי הלימוד רואים שממדי ניבוי היתר גבוהים יותר בתחומי הלימוד הים. הדברים אמורים ביחס לכל החזאים. גישת תנאי הגבול מספקת שני סוגי סטטיסטים: אחוז החוגים שבהם נמצאה הטיה )וכיוונה( וגודל ההטיה. התמונה על אחוז החוגים שבהם נמצאה הטיה מראה שוב שמידת ההטיה לטובת נבחני ערבית 26 גבוהה מאוד ב )59% מן החוגים (, ואפסית ב )2% מן החוגים(. מידת ההטיה לטובה של ציון ה היא באמצע )31% מן החוגים(. הוא החזאי היחיד שבו מתקיימת נטייה מזערית )2% מן החוגים( של הטיה לרעת נבחני ערבית. ביחס לשני תחומי האחרים מוצאים שההטיה לטובה ניכרת יותר בתחום ה )03% מן החוגים( מאשר בתחום ה )1% מן החוגים(. 25 כאמור, הערכים עבור תנאי הגבול והפרש d -ים מתוקנים לקיצוץ תחום. ערכים נצפים מוצגים בלוח 03 בנספח 2. 26 במקרים שבהם המגמה אינה עקבית בין חוגים, מדווח בטקסט ההפרש בין אחוז החוגים עם הטיה בכיוון אחד לבין אחוז החוגים עם הטיה בכיוון שני )המספר הגדול פחות המספר הקטן(. 06

בהשוואה בין תחומי לימוד התמונה אינה עקבית בין החזאים: ב ההטיה לטובת נבחני ערבית בולטת יותר בתחומי הלימוד הים, ואילו ב ובמרכיביו הנטייה להטיה לטובתם חזקה יותר בתחומי הלימוד הים. המדד של גודל ההטיה על פי גישת תנאי הגבול מראה הטיה לטובת נבחני ערבית או חוסר הטיה. ההטיה החזקה ביותר לטובת נבחני ערבית מתקיימת ב )כ- 1.1 סטיות תקן(, אינו מוטה, וציון ה מוטה לטובתם במידה מועטה )כ- 1.2 סטיות תקן(. מבין תחומי, התחום ה מוטה לטובת נבחני ערבית, אך במידה מזערית. כצפוי, כמו שראינו ביחס לסטטיסטי הראשון של גישת תנאי הגבול אחוז החוגים שבהם נמצאה הטיה בהשוואה בין תחומי לימוד התמונה אינה עקבית בין החזאים: ב ההטיה לטובת נבחני ערבית בולטת יותר בתחומי הלימוד הים, ואילו ב ובמרכיביו הנטייה להטיה לטובתם חזקה יותר בתחומי הלימוד הים. על פי המדד של הפרש d םי-, כל החזאים, להוציא את, מוטים לטובת נבחני ערבית. ההטיה לטובה של ה מתבטאת בפער של כ- 2.2 סטיות תקן בין ההפרש בין הקבוצות בממוצעי ציוניהן בקריטריון )כ- 0.0 סטיות תקן לרעת נבחני ערבית( לבין ההפרש הנ"ל בחזאי )כ- 0.0 סטיות תקן לטובת נבחני ערבית(. ב הפער בין ה- d -ים הוא כ- 1.3 סטיות תקן, ובציון ה הוא בין שני הערכים הללו )כ- 0.1 סטיות תקן(. מבין תחומי מוצאים ש מוטה לרעת נבחני ערבית: ההפרש בין ה- d בקריטריון )כאמור, כ- 0.2 סטיות תקן לרעת נבחני ערבית( קטן מההפרש בחזאי )כ- 0.2 סטיות תקן לרעת נבחני ערבית(. ביחס לשני התחומים האחרים מוצאים שההטיה לטובה ניכרת יותר בתחום ה )פער של כ- 1.1 סטיות תקן בין ה- d -ים( מאשר בתחום ה )פער של כ- 1.5 סטיות תקן בין ה- d -ים(. בהשוואה בין תחומי הלימוד ניתן להתרשם שהנטייה להטיה לטובת נבחני ערבית בולטת יותר בתחומי הלימוד הים. התבוננות בו זמנית על שלושת המדדים לגודל ההטיה מובילה למסקנות הבאות: 0. כל החזאים על פי שלושת המדדים מוטים לטובת נבחני ערבית, להוציא את תחום ה ב שנמצא מוטה לרעת נבחני ערבית על פי המדד של הפרש d -ים. 2. בהתייחס לשלושת החזאים העיקריים של מערכת המיון מוצאים, על פי שלושת המדדים, שה היא החזאי שמוטה ביותר לטובת נבחני ערבית, מוטה פחות, ומידת ההטיה של ציון ה היא באמצע. 3. בהתייחס לשלושת תחומי מוצאים, על פי שלושת המדדים, שהתחום ה הוא המוטה ביותר לטובת נבחני ערבית ו מוטה הכי פחות לטובתם. 1. כצפוי, בהשוואה בין שלושת המדדים ניתן לראות שתנאי הגבול מאתרים הטיה מזערית בהשוואה לשני המדדים האחרים. בהשוואה בין המדד של קלירי למדד של הפרש d -ים רואים שממדי ניבוי היתר על פי המדד של קלירי גדולים מממדי ניבוי היתר על פי המדד של הפרש d םי- 07

ביחס ל ולשניים ממרכיביו ) ו( וקטנים יותר ביחס ל ולציון. בנספח 3 מוצגים המתאמים בין ממדי ההטיה על פי שלושת המדדים. מחקר 2 מגדר בלוח 7 מוצגים סטטיסטים תיאוריים של משתני המחקר. לוח 7 ממוצעים וסטיות תקן של החזאים והקריטריון לפי מגדר ותחומי לימוד תחומי לימוד ים ים כולם משתנה צש"א צש"א צש"א גברים סטיית ממוצע תקן 1.3 12.9 7.2 52.0 7.7 95.3 27.9 205.2 01.3 021.1 01.1 009.3 07.0 022.1 01.1 79.2 5.0 22.1 2.0 012.0 11.7 221.9 00.2 022.7 1.9 032.7 01.2 029.2 9.5 10.1 2.1 59.5 7.1 91.7 57.3 212.7 02.1 023.1 00.7 022.0 05.7 022.2 נשים סטיית ממוצע תקן 1.0 13.2 2.9 52.1 2.1 91.1 23.2 590.0 03.2 007.7 03.0 003.2 02.2 007.3 01.2 71.2 1.9 23.5 5.1 011.2 15.9 255.7 00.0 022.0 9.2 029.5 03.9 025.1 9.2 11.1 2.1 21.1 2.2 010.2 55.0 223.9 02.1 022.1 00.3 020.2 05.0 020.2 הממצאים המוצגים בלוח 7 מעידים שבציון שנה א' אין הבדלים משמעותיים בין הקבוצות. ב יש יתרון לנשים )כ- 1.1 סטיות תקן( וב יש יתרון לגברים )כ- 1.3 סטיות תקן(. כתוצאה מכך, בציון ה דומים ממוצעי שתי הקבוצות. מבין תחומי הפער בין הקבוצות )לטובת גברים( הוא הגדול ביותר בתחום ה והקטן ביותר בתחום ה. אין הבדלים משמעותיים בין תחומי הלימוד בעניין זה. בלוח 1 מוצגים מקדמי המתאם בין החזאים לקריטריון. 08

לוח 8 27 מקדמי התוקף של החזאים לפי מגדר ותחומי לימוד תחומי לימוד ים ים כולם חזאי גברים 1.10 1.30 1.11 1.35 1.32 1.31 1.19 1.12 1.12 1.30 1.39 1.29 1.12 1.31 1.10 1.33 1.32 1.29 נשים 1.15 1.30 1.17 1.10 1.37 1.31 1.51 1.11 1.12 1.35 1.13 1.31 1.17 1.35 1.12 1.31 1.39 1.32 הממצאים המוצגים בלוח 1 מעידים שתוקף ציון ה דומה בשתי הקבוצות. תוקף הניבוי של ומרכיביו גבוה יותר בקרב נשים. ב הכיוון מתהפך והתוקף מעט יותר גבוה בקרב הגברים. אין הבדלים משמעותיים בין תחומי הלימוד בעניין זה. בלוח 9 מוצגים שלושת המדדים להטיה בבררה כלפי נשים. 27 מתוקנים לקיצוץ תחום. מקדמי תוקף נצפים מוצגים בלוח 01 בנספח 2. 09

לוח 9 28 שלושה מדדים להטיה בבררה כלפי נשים תחומי לימוד ים ים כולם חזאי קלירי תנאי גבול % חוגים שבהם הטיה אין הטיה לרעה הטיה לטובה 02 76 12 2 72 26 32 66 2 20 73 7 33 65 2 32 65 3 5 78 17 3 68 29 13 84 3 7 17 6 18 80 2 10 88 2 8 77 15 2 70 21 22 75 3 13 81 6 25 73 2 20 77 3 גודל ההטיה הפרש d d b חזאי d b קריט' םי- d קריט' פחות d חזאי 0.01 0.38-0.39-0.20-0.45-0.38 0.22 0.43-0.16 0.01-0.28-0.26 0.12 0.41-0.27-0.09-0.36-0.32-0.06-0.43 0.34 0.15 0.40 0.33-0.31-0.52 0.07-0.10 0.19 0.17-0.19-0.48 0.20 0.02 0.29 0.25-0.05-0.05-0.05-0.05-0.05-0.05-0.09-0.09-0.09-0.09-0.09-0.09-0.07-0.07-0.07-0.07-0.07-0.07 0.04-0.07-0.07-0.05 0.01 0.04 0.04-0.06 0.03-0.05-0.02-0.04-0.04 0.07 0.10 0.01 0.04-0.01 0.02 0.04 0.07-0.02 0.01-0.02-0.01 b במונחי סטיות תקן של הקריטריון; ערך חיובי מבטא הטיה לטובת נשים וערך שלילי הטיה לרעתן. ממוצע גברים פחות ממוצע נשים על פי המודל של קלירי, ביחס לכל החזאים, ממדי ההטיה הם מזעריים )פחות מ- 1.0 סטיות תקן( והמערכת היא באופן כללי הוגנת. גישת תנאי הגבול מספקת, כאמור, שני סוגי סטטיסטים: אחוז החוגים שבהם נמצאה הטיה )וכיוונה( וגודל ההטיה. התמונה על אחוז החוגים שבהם נמצאה הטיה מראה הטיה לטובת נשים על ידי ה )22% מן 29 החוגים (, הטיה לרעתן על ידי )09% מן החוגים( ונטייה קלה של הטיה לטובתן על ידי ציון ה )7% מן החוגים(. מבין מרכיבי מוצאים שההטיה לרעת נשים היא החזקה ביותר בתחום ה )23% מן החוגים( והחלשה ביותר בתחום ה )7% מן החוגים(. בהשוואה בין תחומי לימוד התמונה עקבית מעבר לחזאים )אם כי ביחס ל ההבדלים בין התחומים קטנים מאוד(: ההטיה לרעה ניכרת יותר וההטיה לטובה ניכרת פחות בתחומי הלימוד הים. המדד של גודל ההטיה על פי גישת תנאי הגבול מראה, ביחס לכל החזאים, ממדי הטיה מזעריים )פחות מ- 1.0 סטיות תקן( והמערכת היא באופן כללי הוגנת. על פי המדד של הפרש d -ים, מוטה לטובת נשים ו מוטה לרעתן: בעוד שההפרש בין הקבוצות בממוצעי ציוניהן בקריטריון הוא מזערי, הפער ביניהן ב הוא כ- 1.5 סטיות תקן 28 כאמור, הערכים עבור תנאי הגבול והפרש d -ים מתוקנים לקיצוץ תחום. ערכים נצפים מוצגים בלוח 05 בנספח 2. 29 במקרים שבהם המגמה אינה עקבית בין חוגים, מדווח בטקסט ההפרש בין אחוז החוגים עם הטיה בכיוון אחד לבין אחוז החוגים עם הטיה בכיוון שני )המספר הגדול פחות המספר הקטן(. 21

לטובת הנשים, וב כ- 1.2 סטיות תקן לרעת הנשים. הפער בין הקבוצות בציון ה הוא כ- 1.2 סטיות תקן לטובת הנשים, לפיכך ציון ה מוטה מעט לטובתן. מבין תחומי, התחום ה ותחום ה מוטים לרעת נשים )פער של כ- 1.3 סטיות תקן לרעת נשים בכל אחד משני החזאים לעומת פער מזערי לטובת נשים בקריטריון(. בהשוואה בין תחומי הלימוד רואים גם במדד זה שההטיה לרעת נשים ניכרת יותר וההטיה לטובתן ניכרת פחות בתחומי הלימוד הים. התבוננות בו זמנית על שלושת המדדים לגודל ההטיה מובילה למסקנות הבאות: 0. בהתייחס לשלושת החזאים העיקריים של מערכת המיון מוצאים, על פי שלושת המדדים, שה מוטה לטובת נשים, מוטה לרעתן, אך מידת ההטיה פחותה מזו של ה, כך שציון ה מוטה מעט לטובתן. 2. בהתייחס לשלושת תחומי מוצאים, על פי שלושת המדדים, שהתחום ה הוא המוטה ביותר לרעת נשים, מוטה אף הוא לרעתן, אם כי במידה פחותה, והתחום ה מוטה במידה מזערית. 3. בהשוואה בין שלושת המדדים ניתן להתרשם שהמדדים של קלירי ותנאי הגבול מאתרים הטיה מזערית בהשוואה למדד של הפרש d -ים. בנספח 3 מוצגים המתאמים בין ממדי ההטיה על פי שלושת המדדים. סיכום ודיון התבוננות בו זמנית בממצאי שני המחקרים, הגם שהם עוסקים, לכאורה, בנושאים שונים, מספקת קנה מידה לבחינת הערכים שהתקבלו בסטטיסטים השונים, ומסייעת להתרשמות מכיוון הממצאים ומעוצמתם. הממצאים העיקריים )מעבר לתחומי לימוד( יסוכמו להלן בלוחות 01 )תוקף דיפרנציאלי( ו- 00 )הטיה בבררה(. בלוח 01 מוצגת, עבור כל מחקר, הקבוצה עם התוקף הגבוה ביותר והפער בין התוקף בקרבה לבין התוקף בקבוצה המשלימה. 20

לוח 11 ממצאים מבדיקת התוקף הדיפרנציאלי בשני המחקרים חזאי הפער בתקפויות התוקף גבוה יותר בקרב מחקר 0 שפת היבחנות 1.01 עברית 1.05 עברית 1.19 עברית 1.03 עברית 1.01 עברית 1.10 עברית מחקר 2 מגדר 1.10 נשים 1.13 גברים 1.15 נשים 1.15 נשים 1.13 נשים 1.17 נשים בבדיקת תוקף דיפרנציאלי במחקר 0 נמצא שתוקף הניבוי של כל החזאים גבוה יותר בקרב נבחני עברית. הפערים בין הקבוצות בתקפויות הם ניכרים. במחקר 2 נמצא שההבדלים בתקפויות בין גברים לנשים הם קטנים ולא לגמרי עקביים בכיוונם. באף אחד מן המחקרים לא נמצאו הבדלים משמעותיים בין תחומי הלימוד בעניין זה. בלוח 00 מרוכזים הממצאים העיקריים מבדיקת ההטיה בבררה. לוח 11 ממצאים מבדיקת הטיה בבררה כלפי קבוצת המוקד הפרש d םי- b תנאי גבול קלירי חזאי מחקר 0 )קבוצת המוקד: נבחני ערבית( 1.37 0.16 0.88 2.24 0.40 0.98 0.25 0.61 0.48 0.01 0.75 0.81 0.05 0.80-0.41 0.60 מחקר 2 )קבוצת המוקד: נשים( 0.12 0.04 1.10 0.04 0.07-0.27-0.02-0.09 0.01-0.36-0.06-0.02-0.32-0.01 c b c במונחי סטיות תקן של הקריטריון; ערך חיובי מבטא הטיה לטובת קבוצת המוקד וערך שלילי הטיה לרעתה. מוצג רק המדד לגודל ההטיה. מוצג רק d קריטריון פחות d חזאי. התמונה הכללית המתקבלת במחקר זה היא שהחזאי המרכזי של מערכת המיון, ציון ה, מוטה מאוד לטובת נבחני ערבית ומוטה מעט לטובת נשים. ניתן ל, לפיכך, וזאת בהתייחס לשתי קבוצות המוקד שנבדקו במחקר זה, שתהליך המיון אינו פוגע )בהתייחס לנשים( ובמידה 22

רבה אף מעלה )בהתייחס לנבחני ערבית( את הנגישות של קבוצות אלה להשכלה הגבוהה. חשוב לחזור ולהדגיש שממצא זה התקבל על-פי שלושת המדדים להטיה בבררה, מה שמעיד על איתנותו. בהתייחס לחזאים הנוספים של מערכת המיון התמונה היא כדלקמן: בהתייחס לנבחני ערבית, ה מוטה מאוד לטובתם ו אינו מוטה או מוטה פחות לטובתם )תלוי בהגדרה של הטיה בבררה(, כאשר מבין מרכיבי, התחום ה הוא המוטה ביותר לטובת נבחני ערבית. בהתייחס לנשים, ה מוטה לטובתן ו מוטה לרעתן )אך מידת ההטיה שלו פחותה מזו של ה(, כאשר מבין מרכיבי, התחום ה הוא המוטה ביותר לרעתן. התבוננות בו זמנית בממצאים בהתייחס לנבחני ערבית ולנשים מלמדת שהאפקטים המדוברים גדולים יותר כאשר קבוצת המוקד היא נבחני ערבית. ההבדל בין המחקרים ניכר בעיקר ביחס 30 ל ולציון ה. בדיקת האפקט המשולב של שני משתני הרקע )ראו נספח 1( מלמדת שהאפקט של מגדר דומה בשתי הקבוצות של שפת היבחנות והאפקט של שפת היבחנות דומה בשתי קבוצות המגדר. ממצאי המחקר הנוכחי מתיישבים במידה רבה עם ממצאי המחקרים שבוצעו בעבר במאל"ו בנושאים אלו. כך, למשל, בהתייחס להוגנות על-פי שפת היבחנות, נמצא בעבר, בדומה למה שהתקבל במחקר הנוכחי, שתוקף החזאים גבוה יותר בקרב נבחני עברית. בהיבט של הטיה בבררה, נמצא בעבר באופן עקבי שציון ה מוטה לטובת נבחני ערבית, כאשר ה מוטה לטובתם במידה רבה מאוד ואילו מוטה במידה מועטה, כשכיוון ההטיה הוא תלוי הגדרה. ממצאים זהים התקבלו במחקר הנוכחי )שבו, ראוי להדגיש, לא נמצא מוטה לרעה לפי אף אחת מההגדרות(. בהתייחס למרכיבי, נמצא בעבר שכיוון ההטיה הוא תלוי הגדרה, אך מבין השלושה, התחום ה מוטה יותר לטובת נבחני ערבית. ממצא זהה התקבל במחקר הנוכחי. בהתייחס להוגנות על-פי מגדר, נמצאו בעבר הבדלים קטנים בתקפויות בין גברים לנשים, שכיוונם לא עקבי. ממצאים דומים התקבלו במחקר הנוכחי. בהיבט של הטיה בבררה נמצא בעבר שציון ה אינו מוטה, כתוצאה מכך ש ו פועלים בכיוונים מנוגדים: ה מוטה לטובת נשים ו מוטה לרעתן. ממצאים דומים התקבלו במחקר הנוכחי )עם נטייה להטיה לטובה גם על ידי ציון ה, כתוצאה מכך שמידת ההטיה ב פחותה מזו של ה(. בהתייחס למרכיבי, נמצא בעבר שהתחום ה הוא המוטה ביותר לרעת נשים. ממצא זהה התקבל במחקר הנוכחי. ממצאי המחקר הנוכחי דומים ברוחם גם לממצאי מחקרים על הוגנות בבררה שנעשו ביחס ל-.)Mttern et l., )2008 SAT בפרט, נמצא במחקרים אלה שתוקף חזאי מערכת המיון נמוך יותר בקרב קבוצות אתניות וגבוה יותר בקרב נשים, ושיש הטיה בבררה לטובת קבוצות מיעוט אתניות ולרעת נשים. 30 במדד של קלירי מתקיים הבדל כזה גם ביחס ל ולמרכיביו. יש לזכור שממדי ההטיה על פי מדד זה, כפי שיושם כאן, תלויים בגודלה היחסי של קבוצת המוקד: כשיתר הדברים )ובפרט, המרחק בין קו הרגרסיה של קבוצת המוקד לקו הרגרסיה של קבוצת ההתייחסות( שווים, ככל שקבוצת המוקד גדולה יותר, קו הרגרסיה המשותף יהיה קרוב יותר לקו הרגרסיה )הנפרד( שלה. 23

מה מקורם של הממצאים שהתקבלו בשני המחקרים? בהתייחס לשפת היבחנות, חשוב לזכור שבעוד שכלי המיון בודקים את היכולת הלימודית בשפת האם של נבחני ערבית, ההישגים בלימודים עצמם נמדדים בעברית, שבה רמת השליטה שלהם נמוכה יותר. אין זה מפתיע, לפיכך, למצוא שכלי המיון מוטים לטובת נבחני ערבית. תמיכה להסבר זה ניתן לקבל מן הממצא, שהתקבל במחקר זה, שבתחומי הלימוד הים מידת ההטיה לטובת נבחני ערבית גדולה יותר מאשר בתחומי לימוד ים. במילים אחרות, ככל שהקריטריון טעון יותר בשפה, ההטיה של כלי המיון לטובה חזקה יותר. צוויק )2011 Himelfrb, )Zwick, ;2002 Zwick & הציעה הסברים אחדים לממצא הרווח של הטיה לטובת קבוצות מיעוט אתניות בארה"ב, שעשויים להיות תקפים גם לנבחני ערבית. כך, למשל, מוצגת האפשרות שהפוטנציאל הלימודי של סטודנטים מקבוצות מיעוט נמדד כהלכה על ידי כלי המיון, אך הם לא מצליחים לממש אותו בלימודים עצמם. ה"תת-ביצוע" הזה עשוי לנבוע מגזענות ישירה או מאווירת קמפוס שאינה מסבירת פנים לקבוצות מיעוט, או שהוא קשור לחשיפה רבה יותר של חברי קבוצות מיעוט לנסיבות חיים מכבידות, כולל קשיים כלכליים, שעשויות לחבל בתפקוד בלימודים. השערה נוספת שהועלתה היא שחרדות, שאיפות נמוכות ועמדות שליליות עשויות לפגוע בהצלחה האקדמית של חברי קבוצות מיעוט 1998( Bok,.)Bowen & בהתייחס למגדר, חשוב לחזור ולהדגיש שהאפקטים שנמצאו הם קטנים מאוד. עם זאת, מגמת הממצאים שהתקבלו ביחס לחזאים השונים מתיישבת עם הידע הקיים אודות הבדלי מגדר במדדי יכולת לימודית. בסקירתם המקיפה על הבדלי ביצוע בין גברים לנשים, דיווחו ווילינגהאם וקול )1997 Cole, )Willinghm & על הישגים ממוצעים גבוהים יותר של נשים בציוני בית ספר ועל הישגים ממוצעים גבוהים יותר של גברים במבחנים מתוקננים, כאשר בתוך המבחנים המתוקננים, היתרון של הגברים ניכר יותר בחלקים הים של המבחן. בין היתר, הוצעו הסברים סטטיסטיים להבדלי הביצוע במבחנים מתוקננים )שונות גדולה יותר בציונים באוכלוסיית הגברים, מה שמביא לממצא של ממוצע גבוה יותר לגברים באוכלוסיות שמורכבות מבעלי היכולת הגבוהה(. לענייננו, חשוב להתבונן בהבדלים אלה לנוכח אופיו של הקריטריון )ממוצע ציוני שנה א' בלימודי התואר הראשון(. קריטריון זה שונה באופיו מן המדידה המתקבלת במבחנים מתוקננים )בהיותו מבוסס יותר על מבחנים פתוחים ולא על מבחני בררה(. עם זאת, הוא שונה גם מציוני בית ספר בכך שהוא מתבסס בעיקר על מבחנים )או עבודות( ואינו כולל מרכיבי הערכה סובייקטיביים, כדוגמת מוטיבציה, עניין והשתתפות פעילה. ממצאי ההטיה בבררה )של ו( ביחס לקריטריון זה משקפים את היותו תוצר של מדידה משולבת, הן זו המאפיינת ציוני בית ספר והן זו המאפיינת ציונים במבחנים מתוקננים. בהשוואה בין תחומי לימוד נמצא שההטיה לרעת נשים ניכרת יותר וההטיה לטובת נשים ניכרת פחות בתחומים הים. ממצא זה קשור לדפוסי הביצוע שתוארו לעיל בחלקים הים והים במבחנים המתוקננים: היכולת הגבוהה, יחסית, של נשים בחלקים הים אינה רלוונטית לקריטריון בתחומי לימוד ים )מה שגורר הטיה לטובת נשים בתחומי לימוד ים(, והיכולת הגבוהה של גברים בחלקים הים אינה רלוונטית לקריטריון בתחומי לימוד ים )מה שגורר הטיה לטובת גברים ולרעת נשים בתחומי לימוד ים(. 24

לבסוף, בהתייחס לנושא המתודולוגי של עבודה זו השוואה בין שלושה מדדים להטיה בבררה התמונה המתקבלת היא של מתאמים חיוביים לא מבוטלים בין ממדי ההטיה על פי שלושת המדדים )ראו נספח 3(, ובפרט עקביות בין המדדים באפיון החזאים השונים מבחינת כיוון ההטיה ובדירוגם על פי ממדי ההטיה שהם יוצרים. כצפוי, המדד של תנאי הגבול נוטה הכי פחות לאתר הטיה. זהו מדד שמרני, שמאפשר רק למצבים קיצוניים של הטיה להיות מזוהים ככאלה. חשוב להדגיש, עם זאת, שבהשוואה למודל הרגרסיה של קלירי, מופעלת על ידי גישת תנאי הגבול "צנזורה" על מסקנות של הטיה רק במצבים של הטיה לטובת הקבוצה החלשה )שהם המצבים שנוחים לממסד הבוחן או הממיין(. כל המצבים שבהם, על פי המודל של קלירי, יש הטיה לרעת הקבוצה החלשה, יזוהו ככאלה גם בגישת תנאי הגבול. לפיכך, יחסית לגישה הרווחת לאיתור הטיה בבררה, מייצגת גישת תנאי הגבול עמדה מחמירה כלפי הממסד הבוחן או הממיין. היחס בין ממדי ההטיה על פי שני המדדים האחרים המדד של קלירי והמדד של הפרש d םי- אינו עקבי והוא תלוי בפער בין הקבוצות בחזאי: במצב )השכיח( שבו קבוצת המוקד היא הקבוצה החלשה יותר )נמוכה יותר בחזאי(, המדד של קלירי נוטה להראות יותר הטיה לטובתה )או פחות הטיה לרעתה( מאשר המדד של הפרש d -ים, ולהיפך במצב שבו קבוצת המוקד היא הקבוצה החזקה יותר. חשוב לחזור ולהדגיש שההבדלים בין המדדים קשורים לא רק להבדלים בהגדרות, אלא גם להבדלים באופרציונליזציה שלהן במחקר הנוכחי. כך, למשל, המדד של קלירי לא תוקן לקיצוץ תחום והמדדים של תנאי הגבול ושל הפרש d םי- כן )הסיבה לאי תיקון הראשון הוצגה במבוא; תוצאות לא מתוקנות של השניים האחרים מוצגות בנספח 2(. ואמנם, הבאת ההגדרות למכנה משותף בנושא זה הגדילה את המתאמים בין המדדים )ראו נספח 3(. הבדל טכני נוסף בין המדדים הפעם בין המדד של תנאי הגבול לשני המדדים האחרים התקיים ביישום תנאי הגבול במחקרים קודמים במאל"ו, וטופל במחקר הנוכחי. באופן מפורט, בצבירת המידע הנומינלי שהתקבל בעבר בגישת תנאי הגבול )"הטיה לטובה", "הטיה לרעה" או "לא נמצאה הטיה"( ניתן משקל זהה לכל חוג ולא הובאו בחשבון הבדלים בגדלי החוגים. במדד החדש לגודל ההטיה בגישת תנאי הגבול משוקלל הממצא החוגי במספר הסטודנטים בחוג, כמו בגישות האחרות. כיוון נוסף, שראוי לבדוק בעתיד במטרה לצמצם הבדלים באופרציונליזציה של המדדים, הוא הטיפול בהבדלי שיפועים בין קווי הרגרסיה של קבוצת המוקד לקבוצת ההתייחסות ביישום הגישה של קלירי וביישום תנאי הגבול. באופן מפורט, בעוד שהמדד של קלירי, ביישומו הנוכחי, מתעלם מהבדלים כאלה, המדד של גישת תנאי הגבול מביא בחשבון הבדלים אלו )ראו הערה 22(, דבר שמקטין את הנטייה להסיק על הטיה ובכך מחזק את השמרנות של מדד זה בהשוואה למדד של קלירי. כאמור, לצרכים מתודולוגיים יש לשאוף לעקביות רבה ככל האפשר ביישום ההגדרות השונות להטיה בבררה. עם זאת, המסקנות המהותיות מתבררות גם בתנאים הנוכחיים: מערכת המיון מוטה לטובת נבחני ערבית והוגנת לשני המגדרים. 25

מקורות ברון,ה'וגפני,נ' ( 1989 ).הוגנותהשימושבבחינההפסיכומטריתעבורהנבחניםבעברית ובערבית (דוחמס' 93 ).ירושלים:מרכזארצילבחינותולהערכה. ברונר,ש' ( 2004 ).השלכותשילובאומצרףבמערכתהמיוןלהשכלההגבוההעלתוקף הניבויוההוגנותשלהמערכת (דוחטכנימס' 152 ).ירושלים:מרכזארצילבחינותולהערכה. ברונר,ש',אללוף,א'ואורן,כ' ( 1996 ).הוגנותמערכתהמיוןלאוניברסיטאותעבורנבחני בערבית השפעתכיולהמרכיבה (דוחמס' 223 ).ירושלים:מרכזארצילבחינות ולהערכה. גמליאל,א'וקאהן,ס'( 2004 ). חוסרהוגנותבקבלהלאוניברסיטאות:הגרסההמודרניתשלמשל "כבשתהרש".מגמות,מג, 445-433. גפני,נ'ובלר,מ' ( 1989 ).בדיקתהוגנותהשימושבבחינההפסיכומטריתעבורשניהמינים (דוח מס' 95 ).ירושלים:מרכזארצילבחינותולהערכה. נבון,ד'וכהן,י'( 2009 ).אפליהבבחינותהכניסהלאוניברסיטאותאוארטיפקטיםסטטיסטיים: תגובהלגמליאלוקאהן ( 2004 ).מגמות,מו, 418-398. קנת-כהן,ת' ( 2001 ).ניבוידיפרנציאליותוקףדיפרנציאלישלמערכתהמיון לאוניברסיטאותעל פימיצבחברתי-כלכלישלהמועמדים (דוחמס' 285 א).ירושלים:מרכזארצילבחינות ולהערכה. Americn Eductionl Reserch Assocition, Americn Psychologicl Assocition & Ntionl Council on Mesurement in Eduction (2011, Drft for revision). Stndrds for Eductionl nd Psychologicl Testing. Wshington, DC: Americn Eductionl Reserch Assocition. Azen, R., Bronner, S., & Gfni, N. (1999). Exmintion of gender bis in dmission to universities in Isrel (Report No. 255). Jeruslem: Ntionl Institute for Testing nd Evlution. Azen, R., Bronner, S., & Gfni, N. (2002). Exmintion of gender bis in university dmissions. Applied Mesurement in Eduction, 15, 75-94. Birnbum, M. H. (1979). Procedures for detection nd correction of slry inequity. In T. R. Pezzullo & B. F. Birtinghm (Eds.), Slry Equity (pp. 121-144). Lexington, MA: Lexington Books. Birnbum, M. H. (1981). Reply to McLughlin: Proper pth models for theoreticl prtilling. Americn Psychologist, 36, 1193-1195. Bowen, W. G., & Bok, D. (1998). The shpe of the river: Long-term consequences of considering rce in college nd university dmissions. Princeton, NJ: Princeton University Press. Chn, S., & Gmliel, E. (2006). Definition nd mesurement of selection bis: From constnt rtio to constnt difference. Journl of Eductionl Mesurement, 43, 131-144. Cmilli, J. (2006). Test firness. In R. L. Brennn (Ed.), Eductionl mesurement (4 th ed., pp. 221-256). Westport: Americn Council on Eduction & Preger. Clery, T. A. (1968). Test bis: Prediction of grdes of Negro nd white students in integrted colleges. Journl of Eductionl Mesurement, 5, 115-124. Cohen, J. (1988). Sttisticl power nlysis for the behviorl sciences. Hillsdle, NJ: Erlbum. Cole, N. S. (1973). Bis in selection. Journl of Eductionl Mesurement, 10, 237-255. Cole, N. S., & Moss, P. A. (1989). Bis in test use. In R. L. Linn (Ed.), Eductionl 26