Conception universelle de l’apprentissage

1. De l’aménagement individuel à la conception anticipée

L’aménagement individuel modifie le temps, le format ou la tâche lorsqu’une personne n’est déjà pas entrée dans la conception prévue. Il peut être juste. Sa limite est curriculaire : l’environnement a été pensé pour un apprenant supposé, et la variation apparaît ensuite, comme exception. Gómez Martín et al. (2026) décrivent la CUA 3.0 comme un cadre pour anticiper les barrières, élargir la participation et favoriser le progrès. C’est un cadre conceptuel, dans l’ouverture d’une étude psychométrique, non un résultat du questionnaire. Daley (2025), dans une analyse théorique, propose de concevoir pour la variation humaine, d’accepter que la conception destinée à des étudiants spécifiques puisse bénéficier à tous, et de maintenir des objectifs ciblés avec des moyens flexibles. L’autodétermination et l’apprentissage socio-émotionnel illustrent cette application comme exemples du cadre théorique, et non comme des essais.

Le cadre pèse davantage comme politique que comme intervention mesurée. Boysen (2024), dans une analyse critique, le qualifie de source très influente de politique éducative : CAST présente les lignes directrices comme appuyées sur l’apprentissage, la psychologie cognitive et le cerveau. Hollingshead et al. (2026) ont interrogé 19 experts sur la politique, la mesure et la recherche future ; une analyse de mots-clés a produit cinq thèmes que le résumé ne nomme pas. Le résultat qualitatif est ce croisement. Dolan (2026) soutient, avec l’Irlande comme pays qui a adopté la CUA, que le cadre peut dépolitiser l’inclusion tout en étant utile : une éducation émancipatrice interrogerait aussi les hiérarchies capacitistes, de genre, raciales et de classe. La question de cette revue est de savoir quels effets la CUA a sur l’apprentissage, la participation et l’accès, sous quelle mise en œuvre et avec quelle qualité de preuves.

2. La CUA, ce qu’elle est et n’est pas : principes, lignes directrices, version 3.0

Guo et Wang (2025) nomment les trois principes de la mise en œuvre complète : de multiples formes d’engagement, de représentation et d’action et d’expression. Anastasiou et al. (2025) avertissent que la multiplicité dans la présentation de l’information peut se heurter à la charge cognitive. Gómez Martín et al. (2026) situent la version 3.0 dans les politiques et les pratiques, en plus d’anticiper les barrières, d’élargir la participation et de favoriser le progrès. On ne date ni les changements ni les points de vérification absents du corpus. Saenen et al. (2026), dans 16 études et revues de 2013 à 2023, documentent l’ambiguïté entre conception universelle et CUA : matériels multimodaux, évaluations flexibles, technologies accessibles et neuf composantes que le résumé n’énumère pas, ainsi qu’un cadre holistique sans liens causaux clairs et aux principes inégaux.

Ce n’est pas la même chose que l’enseignement différencié. Griful-Freixenet et al. (2021) traitent des croyances et des pratiques d’enseignants en formation à l’égard des deux cadres ; sans résumé, il n’y a ni effet, ni échantillon, ni conclusion à citer. La CUA n’est pas non plus une intervention réservée au handicap. De la Fuente-González et al. (2025), dans 88 articles de formation, trouvent trois conceptualisations et une association dominante et problématique avec le handicap ou les difficultés d’apprentissage, bien que l’approche cherche à améliorer l’apprentissage de tous sans modifications substantielles du curriculum. Daley (2025) argumente dans une direction compatible. Et « plus, c’est mieux » ne tient pas. Roski et al. (2021), expérience à quatre groupes, avec analyse d’invariance, modèles MIMIC et panel multigroupe, ne confirment pas que l’environnement le plus étendu l’emporte sur le moins étendu. Le questionnaire adapté avec la conception universelle de l’évaluation a mieux détecté les gains. Le résumé de Roski et al. (2021) n’indique pas le niveau d’enseignement.

3. Méthode : revue narrative critique avec flux de sélection

Cette revue narrative critique couvre des articles de 2021 à 2026 et n’estime pas d’effet propre. La raison est une inférence méthodologique : auto-compétence, corrélation avec une épreuve, entretien et auto-rapport ne partagent pas de métrique. La base a été Crossref, close le 23 octobre 2026, avec 14 requêtes semences d’au plus 60 lignes sur les méta-analyses, les revues, le handicap, la formation, la mise en œuvre, l’école, l’enseignement supérieur, les environnements en ligne, l’accessibilité, l’enseignement différencié et les attitudes inclusives. La semence a donné 412 enregistrements uniques vérifiés. Ont été exclus 2 recensions ou corrections, 7 DOI dupliqués ou en miroir, 64 revues à faible garantie éditoriale, 91 travaux qui ne traitent pas de la CUA et 13 d’une autre portée, parmi lesquels l’architecture, les bibliothèques, l’extension rurale, l’aviation et la théologie. Les exclusions totalisent 177 et laissent 235 éligibles sur 412. La sélection manuelle en a retenu 21, sans double codage. Le criblage lexical se trouve dans screen.py.

Treize requêtes ciblées, de 8 à 10 lignes, ont ajouté 3 enregistrements vérifiés un à un parce que la semence ne les avait pas rapportés : King-Sears et al. (2023), Boysen (2024) et Pérez-Conde (2026). Le corpus compte 24 travaux, 21 issus de la semence et 3 complémentaires ; 22 avec un résumé de Crossref, d’OpenAlex ou de l’éditeur, et 2 avec le titre seul. Il y a 0 études du Mexique et 0 études empiriques latino-américaines. Alteridad, revue équatorienne, publie De la Fuente-González et al. (2025), et Revista Fuentes, en Espagne, Pérez-Conde (2026), mais le siège de la revue n’est pas le lieu du travail de terrain. Les études réalisées en Espagne sont Barrera Ciurana et Moliner García (2024) et Gómez Martín et al. (2026).

4. Ce que disent les méta-analyses : effets positifs, hétérogénéité plus grande

Almeqdad et al. (2023) présentent une revue systématique et une méta-analyse de 13 études empiriques pré-post, publiées entre 2015 et 2021 en anglais et en arabe, dans six pays et dans l’enseignement scolaire et supérieur, à domaine spécifique ou générique, adressées à des enseignants ou à des étudiants au moyen du développement professionnel ou d’interventions scolaires, et dans l’ensemble le devis à groupe unique a prédominé. Le résultat de la méta-analyse est un effet total de 3.56, avec une hétérogénéité considérable ; la significativité s’est concentrée dans les devis à groupe unique, chez les participants étudiants, dans le domaine spécifique et dans le devis quantitatif. La prudence qui s’impose est une inférence méthodologique : cette magnitude est atypique pour des devis à groupe unique, qui ne séparent pas le programme de la maturation ni du retest, de sorte que la surestimation est probable.

Pérez-Conde (2026) applique le protocole PRISMA à 673 articles et en conserve 10. Le résultat est un effet positif et statistiquement significatif sur la réussite d’universitaires en situation de handicap, avec davantage de participation et d’auto-efficacité et une hétérogénéité modérée ; le résumé n’indique pas le coefficient. L’engagement institutionnel, la formation, la planification et la standardisation sont la conclusion de l’autrice, non des modérateurs mesurés, et ils ne s’étendent pas d’eux-mêmes à l’ensemble des apprenants. King-Sears et al. (2023) est la méta-analyse sur la réussite d’étudiants qui reçoivent un enseignement avec la CUA ; seul le titre était disponible, de sorte que ni sa magnitude ni sa direction ne sont rapportées. AlRawi et AlKahtani (2022) mêlent des devis quantitatifs, qualitatifs et mixtes — environnements numériques, livres électroniques, histoires partagées, audio, logiciels et activités —, demandent davantage de participants et l’expérience vécue, et ne regroupent pas d’effet. L’inférence qui clôt la section est que, là où le résultat peut être lu, la direction est positive, et que cette direction n’est pas estimable en une magnitude commune.

5. Scolarité obligatoire : peu d’essais, des résultats pas toujours d’apprentissage

Curtiss et al. (2025) constituent le seul essai randomisé en grappes que les résumés décrivent. Dans une recherche participative fondée sur la communauté, 30 écoles ont été assignées au hasard à un atelier sur la puberté de quatre jours, en version CUA ou traditionnelle. Chez 2054 élèves, les connaissances ont différé de façon significative entre le prétest et le posttest. Les modèles linéaires hiérarchiques n’ont pas trouvé de différence entre conditions pour les connaissances, mais en ont trouvé une pour le sentiment d’auto-compétence, plus élevé avec la CUA. Pour les deux résultats, il n’y a pas eu d’association avec le statut Title 1 ni avec le pourcentage d’élèves en situation de handicap. La fidélité enseignante était élevée, le corps enseignant a perçu que la participation était facilitée et, malgré cela, a rencontré des difficultés avec les multiples formes de représentation, la gestion de groupe et la technologie.

On n’attribue pas au cadre ce que l’atelier produit déjà dans les deux versions, et la perception enseignante n’est pas une échelle étudiante. Cette absence d’association n’est pas une interaction individuelle. Craig et al. (2024), étude corrélationnelle, dans les années 3 à 8 d’un district états-unien où la CUA est une initiative de système, trouvent de meilleurs résultats aux épreuves de l’État — y compris chez les élèves en situation de handicap — lorsque l’enseignant de mathématiques ou de langue a un score de mise en œuvre plus élevé. Le résumé de Craig et al. (2024) n’indique pas le coefficient, et le devis ne sépare pas celui qui met en œuvre le cadre de celui qui obtiendrait déjà de bons scores.

Zhang et al. (2024) empêchent d’additionner ces résultats. Dans 32 études de 1999 à 2023, du préscolaire à la 12e année, manquent l’alignement explicite sur les points de vérification, une couverture égale et un guidage théorique ; les points se chevauchent. Ils recommandent de documenter les moins appliqués et leurs relations. Ewe et Galvin (2023), dans Libsearch, Ebsco et Scopus, voient dans l’école européenne — face à une recherche concentrée à l’université — des perceptions qualitatives, peu de résultats d’apprentissage et une rareté du préscolaire ; le résumé d’Ewe et Galvin (2023) n’indique pas combien d’articles ont été inclus. Le résumé de Roski et al. (2021) n’indique pas le niveau d’enseignement ; l’expérience montre qu’ajouter des principes n’améliore pas de façon monotone et qu’une épreuve inaccessible peut masquer un gain.

Guo et Wang (2025) ne sont pas un effet de la scolarité obligatoire : méthodes mixtes longitudinales, 2473 étudiants, 87 établissements, contextes divers. Avec les trois principes en mise en œuvre complète, ils rapportent +37.4 % de réussite globale et +42.8 % chez les étudiants désengagés, et une relation significative (p < 0.001) plus marquée chez les engagés que chez les désengagés. Les facteurs qualitatifs sont le soutien administratif, le développement professionnel continu, la technologie disponible, la pédagogie collaborative et l’usage flexible des données. Les auteurs limitent la généralisation. Sans contraste randomisé décrit, les deux comparaisons ne permettent pas de décider, ensemble, qui bénéficie davantage.

6. Enseignement supérieur et en ligne : accès, participation et voix étudiante

Saenen et al. (2026) partent de la distance entre l’ambition inclusive et la pratique universitaire. La conception universelle est promue, mais sa mise en œuvre et son évaluation restent fragmentées : les actions sont souvent interprétées comme de la CUA et, sans lien causal, on ne sait pas quel principe produit quoi. Pérez-Conde (2026) est le chiffre le plus direct sur les universitaires en situation de handicap — effet positif et significatif sur la réussite, davantage de participation et d’auto-efficacité, hétérogénéité modérée, 10 études sur 673 — et n’identifie pas non plus le principe responsable. « La CUA a fonctionné » reste un paquet. La formation et l’engagement institutionnel qu’exige cette revue sont sa conclusion, non un modérateur vérifiable à l’intérieur des 10 études.

Barrera Ciurana et Moliner García (2024) ont interrogé sept étudiants présentant un trouble du spectre de l’autisme dans une université espagnole. Plusieurs ont nommé des concepts clés ou une information progressive ; la majorité s’est davantage impliquée si l’on prenait en compte leurs opinions et leur effort. La CUA pourrait leur bénéficier, à eux et à d’autres, mais il manque un discours qui change la pratique. C’est un résultat qualitatif : il n’y a ni prévalence ni comparaison de cours. Beck Wells (2022), avec des méthodes mixtes et une échelle de Likert auprès de 57 étudiants de premier cycle, explore la prévalence perçue dans les cours en ligne, les études indépendantes et les groupes virtuels. Le résumé de Beck Wells (2022) n’indique pas quelle modalité a prédominé et ne donne pas de moyennes ; le cadre sur la réussite, la rétention et les étudiants internationaux n’est pas un résultat. Dolan (2026) soutient, sans évaluer l’Irlande, qu’une CUA normative peut dépolitiser l’inclusion. Comme inférence de lecture, dans cette partie pèsent davantage l’accès, la participation et la voix que les contrastes contrôlés d’apprentissage.

7. STIM et technologie : promesse d’accès, résultats mitigés sur la réussite

Kefalis et al. (2026) passent en revue la CUA en STIM et dans les environnements avec technologie, de 2002 à 2025, dans Scopus, Web of Science, ERIC et IEEE Xplore. Sur 13 études, 11 sont empiriques et 2 théoriques. Les preuves empiriques sont prometteuses et hétérogènes : ces pratiques peuvent soutenir l’accès, l’engagement, l’autorégulation, la persévérance et la participation inclusive, tandis que la réussite standardisée est plus mitigée. Reviennent la représentation multimodale, la participation flexible, l’étayage et le soutien socio-émotionnel. Le cadre oriente, concluent-ils, lorsque l’environnement soutient l’accès cognitif, l’engagement émotionnel, la collaboration et des besoins divers. C’est un résultat de revue. Il n’y a pas de taille d’effet en STIM, et de nombreux travaux primaires sont antérieurs à 2021.

Anastasiou et al. (2025) n’ajoutent pas d’étude empirique. Leur analyse théorique identifie sept problèmes et explicite l’universalité douteuse, le choc possible entre multiplicité et charge cognitive, la difficulté de prouver l’efficacité et la distinction entre technologie efficace et inefficace. On ne complète pas ici les problèmes que le résumé tait. Inférence, non médiation : la réussite mitigée s’accorde avec des intégrations qui tantôt ajoutent de l’accès, tantôt de l’exigence. Curtiss et al. (2025) montrent que, avec une fidélité élevée, les éducateurs ont buté sur la technologie, la représentation et la gestion de groupe dans un atelier sur la puberté, qui n’est pas une intervention de STIM. L’inférence de conception est que ces composantes peuvent échouer alors que la liste de fidélité reste élevée.

8. Le problème de la mesure de la fidélité de mise en œuvre

Si l’on ne dit pas quel principe a été mis en œuvre, un résultat positif n’accrédite pas le cadre et un résultat nul ne le réfute pas. Zhang et al. (2024) situent cette rupture au début de la chaîne. Rusconi et Gäng-Pacifico (2024) présentent l’UDL-OMT pour observer la CUA dans des séquences d’enseignement, traduit de l’anglais vers le français et l’italien, en validation : c’est un cadre de mesure, non un résultat de validité. Gómez Martín et al. (2026) offrent des preuves préliminaires du CID-DUA3. De 20 items révisés par 10 experts, on est passé à 12, appliqués à 91 enseignants. α = 0.876 (standardisé, 0.879). L’analyse exploratoire ordinale, avec corrélations polychoriques, a retenu un facteur ; l’analyse confirmatoire, avec lavaan et les moindres carrés pondérés ajustés par la moyenne et la variance, a ajusté (CFI = 0.975 ; TLI = 0.969 ; RMSEA = 0.068). Plus les connaissances déclarées sont élevées, plus le score l’est (p < 0.001). Ce qui est mesuré est une fréquence auto-déclarée, non l’observation, et le lien est transversal.

Le résumé de Craig et al. (2024) n’indique pas si le score de mise en œuvre est une observation ou un auto-rapport. Curtiss et al. (2025) montrent une fidélité élevée avec des connaissances égales entre conditions : le jugement global peut masquer le principe qui échoue, et il n’y a pas de taux en pourcentage. Guo et Wang (2025) appellent fidélité le fait d’appliquer les trois principes, associés à 37.4 % et 42.8 % (p < 0.001). Ce n’est ni la liste d’un atelier ni le questionnaire de 12 items. Aligner ces opérationnalisations est une inférence, non une équivalence psychométrique.

9. Formation et croyances des enseignants

Rusconi et Squillaci (2023) passent en revue 12 études sur des cours de CUA et les compétences enseignantes dans des classes inclusives, selon quatre dimensions du Profil européen de l’enseignant inclusif que le résumé ne nomme pas une à une. Il y a des effets significatifs lorsqu’on valorise la diversité des élèves ; l’efficacité semble indépendante de la durée, de la modalité et du type d’enseignants ; et la planification et la mise en œuvre accessibles sont encouragées. La collaboration et la pratique réflexive restent incertaines. C’est un résultat sur les compétences enseignantes, non sur la réussite des élèves. « Indépendant de la durée » ne signifie pas que n’importe quel cours suffit, et les durées ne sont pas inventées. Les neurosciences qu’invoque l’introduction sont le cadre des auteurs, non le résultat des 12 études.

De la Fuente-González et al. (2025) ne mesurent pas si le cours change la pratique : dans 88 articles, ils voient trois conceptualisations et une prédominance problématique qui associe la CUA au handicap et, selon eux, restreint l’application. Appeler cela un mécanisme est une inférence. L’étude de Griful-Freixenet et al. (2021) sur les croyances et les pratiques d’enseignants en formation face à la CUA et à l’enseignement différencié marque un autre objet et n’apporte pas de résultat. Gómez Martín et al. (2026) associent, chez 91 enseignants, davantage de connaissances déclarées à un score plus élevé du CID-DUA3 (p < 0.001) : signal transversal, non l’efficacité d’un cours. Curtiss et al. (2025) montrent des difficultés de représentation, de gestion de groupe et de technologie malgré la fidélité élevée. Inférence de conception : élever une liste ne prépare pas, à lui seul, les gestes qui échouent en classe. Guo et Wang (2025) incluent le développement professionnel parmi cinq facteurs qualitatifs, sans en isoler le poids et sous la même prudence de généralisation.

10. Équité et handicap : conception pour tous ou étiquette pour certains ?

De la Fuente-González et al. (2025) documentent que la littérature de formation colle la CUA au handicap et rétrécit la pratique, bien que le cadre se présente comme une amélioration de l’apprentissage de tous sans réformer à la racine le curriculum. Cela dit comment le concept est enseigné, non qui apprend davantage. Daley (2025) soutient qu’inclure des étudiants en situation de handicap rend pertinente la psychologie de l’éducation : concevoir pour la variation, pour des étudiants spécifiques parce que cela peut bénéficier à tous, et fixer des objectifs avec des moyens flexibles. Cela ne démontre pas que la CUA élève l’autodétermination, et ce n’est pas le même type de preuve.

Nier le sous-groupe serait l’erreur inverse. Barrera Ciurana et Moliner García (2024) recueillent, auprès de sept étudiants avec un TSA en Espagne, des concepts clés, une information progressive, le fait d’être écoutés et de voir l’effort valorisé. Le traiter comme un diagnostic reproduit la réduction ; comme enseignement général, cela ressemble à Daley (2025). Pérez-Conde (2026) justifie d’informer le sous-groupe universitaire et de ne pas définir le cadre comme une intervention de handicap. AlRawi et AlKahtani (2022) lisent une efficacité dans sept études et demandent davantage de clarté. Sans effet regroupé entre les deux, les preuves de sous-groupe peuvent être réelles et restent minces. Curtiss et al. (2025) n’ont pas associé la condition au Title 1 ni au pourcentage de handicap, et cela ne confirme pas l’égalité individuelle. Dolan (2026) avertit qu’une CUA non critique peut réduire l’équité à des matériels accessibles.

Le Mexique et l’Amérique latine sont une limite du corpus. Il y a 0 études du Mexique et 0 études empiriques latino-américaines. Alteridad et Revista Fuentes sont des sièges, non des échantillons : le débat a déjà un siège ibéro-américain. Sans normes, programmes ni chiffres nationaux, aucune magnitude de ce corpus — ni 3.56, ni le coefficient que le résumé de Pérez-Conde (2026) n’indique pas, ni 37.4 % — ne se transporte dans une classe de la région comme si le système et la formation des enseignants étaient les mêmes. Le Profil européen de l’enseignant inclusif ne décrit pas la formation initiale locale. Sept voix d’une université espagnole ne remplacent pas la voix située. Une adoption au Mexique serait une décision de conception sous incertitude : raisonnable si elle exige un principe explicite, l’observation de la fidélité, une mesure accessible et un apprentissage séparé de la perception ; injustifiée si elle affirme que la littérature a déjà estimé l’effet local.

11. Critiques du construit : flou, charge cognitive et preuves citées

Anastasiou et al. (2025) critiquent le construit comme analyse théorique, non comme résultat de classe. Sur sept problèmes, le résumé explicite l’universalité douteuse, le choc possible entre multiplicité et charge cognitive, la difficulté de prouver l’efficacité et la distinction entre technologie efficace et inefficace. Un cadre qui ne dit pas ce qui compterait comme une application manquée est difficile à mettre à l’épreuve. Boysen (2024) examine les études citées par CAST pour trois lignes directrices, en rapport avec le choix, l’apprentissage et le cerveau. Elles apportent peu de preuves : la majorité n’offrait pas de choix et ne mesurait pas l’apprentissage ; aucune ne traitait de la fonction cérébrale ; dans l’ensemble, elles appuyaient des techniques uniques et efficaces plutôt que des moyens multiples. Les preuves citées sont faibles, une recherche fondamentale et une recherche de mise en œuvre font défaut, et l’analyse ne couvre pas toutes les citations de CAST.

Zhang et al. (2024) convertissent l’objection — définition peu claire, mise en œuvre difficile, efficacité peu étayée — en résultat de revue : sans alignement, avec une couverture inégale, un chevauchement et sans guidage théorique. Le double enregistrement d’un même geste, si deux lignes directrices le décrivent, est une inférence à partir de ce chevauchement. Roski et al. (2021) montrent que plus n’est pas mieux et que l’instrument décide si le gain se voit ; ils ne mesurent pas la charge, de sorte que la convergence avec Anastasiou et al. (2025) n’est pas une preuve de cette théorie. Saenen et al. (2026) décrivent des principes inégaux, sans lien causal et avec une ambiguïté entre conception universelle et CUA, et soutiennent que la conception universelle peut être un cadre holistique efficace.

Daley (2025) soutient les trois principes comme discipline théorique, avec le handicap comme lentille et non comme compartiment : il n’a pas besoin du 3.56 et ne répond pas à Boysen (2024). Kefalis et al. (2026) offrent un contrepoids empirique conditionnel, prometteur et hétérogène pour l’accès et la participation, avec une réussite standardisée mitigée ; les deux textes théoriques de ces 13 ne sont pas des essais d’efficacité. Le construit est vulnérable là où il est flou, là où la multiplicité ignore la charge, là où les preuves citées sur le cerveau et le choix sont faibles et là où la mise en œuvre ne s’aligne pas sur des points de vérification. Il reste utilisable si la décision est énoncée, observée et liée à un résultat qui ne soit pas seulement une perception.

12. Critères pour traduire les principes en décisions vérifiables

Les neuf règles sont une inférence de conception. Ce ne sont ni des lignes directrices de la version 3.0 ni les résultats d’un essai.

1. Déclarer le principe et, s’il existe, le point de vérification. « On a appliqué la CUA » ne suffit pas (Zhang et al., 2024 ; Guo et Wang, 2025).
2. Mesurer la fidélité par l’observation en plus de l’auto-rapport. L’UDL-OMT va dans ce sens et reste en validation (Rusconi et Gäng-Pacifico, 2024). Le CID-DUA3 est un auto-rapport préliminaire (Gómez Martín et al., 2026).
3. Ne pas lire une fidélité élevée comme un apprentissage. Chez Curtiss et al. (2025), elle était élevée et les connaissances n’ont pas différé entre conditions ; la représentation, la gestion de groupe et la technologie ont échoué.
4. Évaluer avec des instruments accessibles. Chez Roski et al. (2021), la version avec conception universelle de l’évaluation a mieux détecté les gains.
5. Séparer perception, participation et apprentissage (Ewe et Galvin, 2023 ; Beck Wells, 2022 ; Curtiss et al., 2025).
6. Traiter la multiplicité comme une hypothèse face à la charge cognitive, non comme une somme de canaux (Anastasiou et al., 2025 ; Roski et al., 2021).
7. Ne pas réduire le cadre au handicap et, malgré cela, analyser les sous-groupes (De la Fuente-González et al., 2025 ; Daley, 2025 ; Pérez-Conde, 2026 ; AlRawi et AlKahtani, 2022 ; Barrera Ciurana et Moliner García, 2024).
8. Distinguer technologie efficace et inefficace et enregistrer les difficultés qui apparaissent avec une fidélité élevée (Anastasiou et al., 2025 ; Kefalis et al., 2026 ; Curtiss et al., 2025).
9. Rapporter l’association comme une association. Craig et al. (2024) et Guo et Wang (2025) ne remplacent pas une comparaison qui isole la conception. Il convient de déclarer quel principe n’a pas été couvert et quel résultat n’a pas bougé.

13. Limites

La base est Crossref plus 13 requêtes qui ont récupéré trois textes absents de la semence. Ce qui n’est pas indexé n’y est pas. screen.py et la sélection manuelle, sans double codage, laissent ouvert qu’un autre lecteur retienne d’autres travaux parmi les 235 éligibles, et laissent de côté de nombreux récits de pratique. King-Sears et al. (2023) et Griful-Freixenet et al. (2021) ne sont cités que par le titre ; tout chiffre à leur sujet serait une invention. N’ont pas été complétés par conjecture les cinq thèmes de Hollingshead et al. (2026), les neuf composantes de Saenen et al. (2026), le coefficient de Pérez-Conde (2026), le nombre d’études d’Ewe et Galvin (2023) ni les coefficients de Rusconi et Gäng-Pacifico (2024).

Le pré-post, la corrélation et la perception prédominent. Le seul essai randomisé en grappes est Curtiss et al. (2025) : il ne suffit pas pour des causes de système. Guo et Wang (2025) rapportent 37.4 % et 42.8 %, chiffres extraordinaires, avec une prudence de généralisation et sans contraste randomisé décrit. Il n’y a pas de méta-analyse propre. Le biais de publication est un risque non mesuré. Les 64 revues écartées par heuristique ont pu exclure un travail sérieux ; les exclusions de portée, 91 et 13, sont plus transparentes. Il n’y a pas d’études du Mexique ni d’études empiriques latino-américaines. Plusieurs travaux primaires sont antérieurs à 2021 : 2008–2018 (AlRawi et AlKahtani, 2022), 1999–2023 (Zhang et al., 2024), 2015–2021 (Almeqdad et al., 2023), 2002–2025 (Kefalis et al., 2026) et 2013–2023 (Saenen et al., 2026). La fenêtre est la date de la synthèse.

14. Conclusions

Passer de l’aménagement individuel à une conception qui anticipe les barrières est cohérent. Gómez Martín et al. (2026) le formulent pour la version 3.0. Daley (2025) le formule comme variation attendue et objectifs fixes avec des moyens flexibles. Boysen (2024), Hollingshead et al. (2026) et Dolan (2026) montrent que ce langage organise la politique. L’influence n’est pas la validité.

Les synthèses quantitatives sont positives et instables. Almeqdad et al. (2023) rapportent un effet total de 3.56, avec une hétérogénéité considérable, dans 13 études pré-post surtout à groupe unique. Pérez-Conde (2026) trouve un effet positif et significatif chez des universitaires en situation de handicap, davantage de participation et d’auto-efficacité, avec une hétérogénéité modérée, dans 10 études sur 673. De King-Sears et al. (2023), seul le titre était disponible et, pour cette raison, le résultat n’est pas résumé.

Chez Curtiss et al. (2025), avec 30 écoles et 2054 élèves, les connaissances ont augmenté du prétest au posttest et n’ont pas différé entre versions ; l’auto-compétence a été plus élevée avec la CUA, avec une fidélité élevée. Craig et al. (2024) apportent une corrélation, non cette comparaison. Guo et Wang (2025) rapportent 37.4 % et 42.8 % et limitent la généralisation. Kefalis et al. (2026) voient un accès et une participation prometteurs et hétérogènes en STIM, et une réussite standardisée mitigée. Roski et al. (2021) rejettent l’idée que davantage de CUA soit mieux.

Zhang et al. (2024) documentent un alignement absent, une couverture inégale et un chevauchement. Le CID-DUA3 relève de l’auto-rapport (Gómez Martín et al., 2026) ; l’UDL-OMT observe et reste en validation (Rusconi et Gäng-Pacifico, 2024). Rusconi et Squillaci (2023) trouvent des effets sur la diversité et la planification accessible, non sur la collaboration ni la réflexion. De la Fuente-González et al. (2025) montrent que la formation colle le cadre au handicap. La valeur de la CUA est dans des décisions observables qui séparent perception et apprentissage. Sans étude empirique au Mexique ni en Amérique latine, c’est une conception sous incertitude, non une preuve locale.

Laboratoire éditorial de NEXTECH.IA / Ingeniero Mitre

Références

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