Korepetycje a wyniki egzaminacyjne i ewd

Omówienie wyników analiz związku pozaszkolnego wsparcia edukacyjnego z wynikami egzaminacyjnymi i jego znaczenia dla wskaźników EWD rozpoczniemy od problemu kore-petycji. W pierwszej kolejności pokażemy związek uczęszczania na korepetycje z wynikami egzaminacyjnymi. W drugim kroku pokażemy, jak zmienia się siła związku, jeśli do modelu włączymy zmienne uwzględnione w modelach EWD. Następnie, aby lepiej zrozumieć badane zjawisko, przeanalizujemy ten związek przy kontroli innych zmiennych mogących mieć zna-czenie zarówno dla wyników egzaminacyjnych jak i pobierania korepetycji. W rozdziale za-prezentujemy tylko wyniki dla przedmiotów matematyczno-przyrodniczych, jako że zjawisko uczęszczania na korepetycje z przedmiotów humanistycznych jest marginalne (patrz pierwsza część wyników).

W tabeli 4 przedstawiono wyniki analiz dla sześciu modeli, w których zmienną zależną są wyniki egzaminu gimnazjalnego z przedmiotów matematyczno-przyrodniczych. Pierwszy mo-del, bez dodatkowych zmiennych niezależnych, uwzględnia tylko pogrupowanie uczniów na

predyktor: zmienną niezależną zdającą sprawę z tego, czy uczeń podczas nauki w gimnazjum uczęszczał na korepetycje z co najmniej jednego przedmiotu matematyczno-przyrodniczego.

Ponieważ kategorią odniesienia są osoby, które nie pobierały korepetycji, ujemny i istotny efekt oznacza, że uczniowie, którzy korzystali z tego typu wsparcia, wypadli gorzej na egzaminie gim-nazjalnym niż ci, którzy takiej pomocy nie otrzymywali. Zaobserwowana różnica jest rzędu blisko jednej trzeciej odchylenia standardowego wyników. Oznaczać to może, że albo uczęszczanie na korepetycje przyczyniło się do uzyskania gorszych rezultatów, albo że korepetycje były reakcją na problemy w nauce, które koniec końców także przełożyły się na niższe wyniki egzaminacyjne.

Być może też oba mechanizmy mają (niekoniecznie równie silne) znaczenie. Kolejne modele mają na celu przybliżenie zrozumienia znaczenia korepetycji dla wyników egzaminacyjnych.

Szczególnie istotne wydaje się wytrącenie wpływu uprzednich osiągnięć, co w pewnym stopniu pozwoli kontrolować znaczenie problemów w nauce.

Model (3) uwzględnia dodatkowe zmienne kontrolowane – te, które są brane pod uwagę podczas wyliczania wskaźników EWD. Najważniejszą spośród nich jest wynik na sprawdzianie, będący wskaźnikiem uprzednich osiągnięć szkolnych. Włączenie ich do modelu spowodowa-ło znaczący spadek siły efektu korepetycji. Jest to wynikiem pokazanej już wcześniej przez nas zależności (patrz tabela 2) mówiącej o tym, że na korepetycje uczęszczają częściej uczniowie słabsi, o niższych wynikach na sprawdzianie. Dlatego kontrola w modelu uprzednich osiąg-nięć przyczyniła się do zmniejszenia siły efektu korepetycji. Efekt ten jest jednak nadal istotny i ujemny. Oznacza to, że jeśli porównamy ze sobą uczniów o tych samych uprzednich osiąg-nięciach, ci którzy uczęszczali na korepetycje podczas nauki w gimnazjum osiągnęli średnio o 1,9 punktu mniej na egzaminie gimnazjalnym (na skali o odchyleniu standardowym 15) niż uczniowie, którzy nie korzystali z pomocy korepetytorów. Interpretacje tego efektu pogłębi-my, analizując wyniki modeli z większą liczbą zmiennych kontrolowanych.

Zanim do nich przejdziemy, skoncentrujemy się jeszcze na innym ujęciu w modelu zjawiska korepetycji, gdyż być może inny wskaźnik dostarczyłby nam odmiennych interpretacji. Znaczenie korepetycji dla wyników egzaminacyjnych można rozpatrywać też na wyższych poziomach anali-zy. Możemy zapytać o to, czy oddziały, w których więcej uczniów pobiera korepetycje, mają śred-nio wyższe wyniki na egzaminie. Inaczej formułując ten problem, moglibyśmy zapytać, czy klasy, w których zjawisko korepetycji jest bardziej popularne, mają wyższe osiągnięcia. Model (4) ma na celu udzielenie odpowiedzi na to pytanie. W modelu tym dodano na poziomie klasy wskaźnik powszechności korepetycji z przedmiotów matematyczno-przyrodniczych, okazał się on jednak nieistotny statystycznie. Również kontrola uprzednich osiągnięć oraz pozostałych zmiennych uwzględnianych w modelach EWD nie przynosi zmian co do siły i istotności tego efektu (patrz mo-del (5)). Momo-del (6) uwzględniał dwa wskaźniki równocześnie, dając tym samym możliwość oszaco-wania znaczenia tych efektów przy wzajemnej kontroli. Kontrola popularności korepetycji w klasie

znaczenie uczęszczania na korepetycje dla wyników egzaminu gimnazjalnego w części matematyczno-przyrodniczej i ewd. yniki trzypoziomowych analiz regresji, modele z losową stałą, odporne (robust) oszacowania błędów standardowych zmienna zależna: wynik egzaminu gimnazjalnego w części matematyczno-przyrodniczej (1)(s.e.)(2)(s.e.)(3)(s.e.)(4)(s.e.)(5)(s.e.)(6)(s.e.) owanie efektów stałych ziom ucznia epetycje z mat-przyr.a-4,73(0,526)-1,90(0,397)-1,93(0,419) wdzian11,87(0,284)11,98(0,288)11,87(0,285) wdzian21,22(0,122)1,25(0,122)1,22(0,122) wdzian3-0,385(0,069)-0,394(0,070)-0,385(0,069) b-0,732(0,310)-0,909(0,305)-0,731(0,310) imnazjalnymc2,14(0,912)2,03(0,901)2,13(0,912) erakcja: dysleksja na sprawdzianie i dysleksja imnazjalnym-3,96(0,955)-3,98(0,946)-3,96(0,956) 100,22(0,512)101,12(0,550)100,41(0,366)100,66(0,806)100,38(0,573)100,31(0,573) ziom oddziałów ych na korepetycje-2,23(3,44)-1,34(2,01)0,546(1,90) owanie efektów losowych iancja efektów szkół20,7522,744,6521,434,574,62 iancja efektów oddziałów18,9017,765,5618,295,555,58 iancja na poziomie ucznia159,66156,3566,04159,6666,5766,04 dsumowanie viance32949,2032868,8229229,4332948,6629259,4329229,32 wanych parametrów451151112 w: 4113, liczba klas: 291, liczba szkół: 150 rubionym drukiem opisywane są wartości istotne na poziomie istotności p < 0,05, w nawiasach podano błędy standardowe; a – grupa odniesienia: uczniowie nie ęszczający na korepetycje; b – grupa odniesienia: chłopcy; c – grupa odniesienia: uczniowie bez dysleksji

nie zmieniła siły efektu indywidualnego. Dla wskaźnika z poziomu klasy można zauważyć od-wrócony znak zależności, jednak efekt nadal nie jest istotny statystycznie, dlatego zmiany tej nie będziemy rozważać.

W kolejnej tabeli przedstawiono wyniki analiz mających na celu ukazanie związku uczęsz-czania na korepetycje z wynikami egzaminu gimnazjalnego po wytrąceniu znaczenia kolej-nych zmienkolej-nych niezależkolej-nych mających znaczenie dla osiągnięć szkolkolej-nych i faktu uczęsz-czania na korepetycje. W celu zbudowania tych modeli, krokowo włączano kolejne zmienne niezależne. W ostatnim kroku zbadano hipotezę o zróżnicowaniu siły związku korepetycji z wynikami w zależności od oddziału klasowego.

Włączenie do modelu poziomu inteligencji spowodowało spadek siły efektu korepe-tycji dla wyników egzaminu (patrz model (7)). Jest to wynikiem tego, że uczęszczanie na korepetycje jest negatywnie związane z inteligencją (patrz tabela 1) i nieuwzględnienie jej w modelu jako zmiennej kontrolowanej powodowało, że efekt korepetycji ukazywał częś-ciowo znaczenie inteligencji. Jednak, nawet po wytrąceniu znaczenia uprzednich osiąg-nięć i inteligencji, obserwujemy istotny i negatywny związek uczęszczania na korepetycje z wynikami testów.

Dodanie do modelu poziomu bezradności intelektualnej (negatywnie związanej z wy-nikami egzaminu, a pozytywnie związanej z uczęszczaniem na korepetycje) powoduje kolejny spadek siły efektu korepetycji (model (8)). Co ciekawe, kontrola w modelu wzorca motywacji (model (9)) nie zmienia siły efektu korepetycji. Być może dzieje się tak dlatego, że inny typ motywacji jest związany z uczęszczaniem na korepetycje (gdzie tylko moty-wacja wysoka była istotnie i pozytywnie związana z prawdopodobieństwem chodzenia na korepetycje), a inny z wynikami egzaminu (umiarkowanie silny i pozytywny związek z wzorcem motywacji wewnętrznej).

Warte podkreślenia jest to, że kontrola w modelu zmiennych opisujących status społeczno--ekonomiczny rodziny ucznia¹⁶ powoduje, że efekt korepetycji staje się silniejszy, co sugeru-je istnienie efektów supresyjnych – szczególnego rodzaju efektu zapośredniczonego (zob.

Cichocka i Milewicz, 2010). Zaobserwowany tu efekt wzrostu siły znaczenia korepetycji po dodaniu predyktorów w postaci wskaźników SES zachodzi wówczas, gdy predyktory są od-miennie powiązane ze zmienną zależną (wyniki egzaminu są negatywnie związane z kore-petycjami a pozytywnie z SES). Prezentowane wcześniej wyniki pokazujące, że uczęszczanie na korepetycje jest pozytywnie związane z SES rodziny (patrz tabela 1) pozwala zrozumieć,

16 W modelu uwzględniono wszystkie trzy wskaźniki SES: wykształcenie rodziców, zasobność gospodarstwa do-mowego oraz HSIOPS dlatego, że każdy z nich oddzielnie włączony do modelu ma istotny wpływ na wyniki egzaminu, mimo że po włączeniu trzech, tylko dla HSIOPS obserwujemy istotny efekt. Ponadto w ten sposób dokładniej wytrącamy tę zmienność wyników, która jest związana ze statusem rodziny ucznia.

znaczenie uczęszczania na korepetycje dla wyników egzaminu gimnazjalnego w części matematyczno-przyrodniczej z uwzględ- tkowych zmiennych kontrolowanych. wyniki trzypoziomowych analiz regresji, modele z losową stałą (7–11) i losowym nachy- robust) oszacowania błędów standardowych zmienna zależna: wynik egzaminu gimnazjalnego w części matematyczno-przyrodniczej (7)(s.e.)(8)(s.e.)(9)(s.e.)(10)(s.e.)(11)(s.e.)(12)(s.e.) owanie efektów stałych ziom ucznia epetycje z mat-przyr.a-1,57(0,363)-1,16(0,353)-1,15(0,356)-1,58(0,355)-1,53(0,354)-1,54(0,352) wdzian9,72(0,295)9,27(0,303)9,24(0,300)8,48(0,230)8,50(0,330)8,51(0,295) wdzian21,22(0,123)1,12(0,123)1,13(0,121)1,18(0,116)1,18(0,117)1,18(0,117) wdzian3-0,365(0,073)-0,334(0,076)-0,330(0,075)-0,300(0,071)-0,300(0,071)-0,300(0,071) b-1,33(0,282)-1,39(0,276)-1,67(0,292)-1,84(0,286)-1,84(0,286)-1,86(0,288) imnazjalnymc1,59(0,856)1,45(0,869)1,48(0,857)1,16(0,873)1,16(0,866)1,17(0,878) erakcja: dysleksja na sprawdzianie i dysleksja na egz. gimnazjalnym-3,30(0,907)-3,14(0,918)-3,20(0,897)-2,81(0,910)-2,75(0,898)-2,83(0,919) yc Ravena (I pomiar)3,91(0,209)3,58(0,202)3,59(0,199)3,42(0,202)3,42(0,201)3,39(0,150) elektualna (mat.)-1,85(0,150)-1,67(0,154)-1,61(0,150)-1,61(0,151)-1,59(0,150) ywacja niskad-0,294(0,520)-0,261(0,492)-0,216(0,491)-0,270(0,492) ywacja wysokad0,610(0,372)0,451(0,359)0,441(0,357)0,478(0,362) ywacja zewnętrznad-0,388(0,394)-0,381(0,385)-0,365(0,385)-0,344(0,385) ywacja wewnętrznad1,93(0,447)1,71(0,439)1,70(0,441)1,73(0,442) odziców0,497(0,068)0,501(0,068)0,500(0,068) . domowego0,166(0,175)0,187(0,174)0,165(0,175) ykształcenie rodziców0,085(0,082)0,098(0,082)0,091(0,082) 0,052(0,017)0,053(0,016)0,052(0,017) 100,460,353)100,460,358)100,280,393)89,321,28)89,731,31)89,211,27

zmienna zależna: wynik egzaminu gimnazjalnego w części matematyczno-przyrodniczej (7)(s.e.)(8)(s.e.)(9)(s.e.)(10)(s.e.)(11)(s.e.)(12)(s.e.) poziom szkół lok.: miasto do 20 tys.e-0,187(0,616) lok.: miasto od 20 do 100 tys.e-1,94(0,564) lok.: miasto powyżej 100 tys.e-1,19(0,737) oszacowanie efektów losowych wariancja efektów szkół4,624,604,554,353,893,68 wariancja efektów oddziałów3,823,833,773,333,284,98 wariancja na poziomie ucznia56,9856,2255,7954,2254,2253,87 poziom oddziałów losowe nachylenie dla: korepetycje z mat-przyr.2,55 podsumowanie deviance28744,42728556,0228523,3928395,1228385,3628383,20 liczba szacowanych parametrów121317212423 liczba uczniów: 4113, liczba klas: 291, liczba szkół: 150 pogrubionym drukiem opisywane są wartości istotne na poziomie istotności p < 0,05, w nawiasach podano błędy standardowe; a – grupa odniesienia: uczniowie nie uczęszczający na korepetycje; b – grupa odniesienia: chłopcy; c – grupa odniesienia: uczniowie bez dysleksji; d – grupa odniesienia: uczniowie o profilu motywacji o prze- ciętnym nasileniu; e – grupa odniesienia: wieś

dlaczego, jeśli nie kontrolujemy SES rodziny ucznia, efekt korepetycji pozostaje niedoszacowa-ny (zniekształconiedoszacowa-ny przez nieuwzględnione w modelu związki).

W modelu (11) wytrącono znaczenie wielkości miejscowości, w której znajduje się szkoła (predyktor na trzecim poziomie analizy), jako że zmienna ta miała znaczenie dla pobierania korepetycji. Okazało się jednak, że nie zmieniło to znacząco siły efektu korepetycji.

Ostatni (12) model testował, czy związek uczęszczania na korepetycje z wynikami egzami-nu gimnazjalnego jest różny w różnych klasach. W modelu tym uwolniono losowe nachylenie na poziomie oddziałów dla (niecentrowanego) wskaźnika pobierania korepetycji. Efekt losowy okazał się nieistotnie statystycznie różny od zera, tak więc nie można stwierdzić, że siła związku uczęszczania na korepetycje z wynikami egzaminu jest różna w różnych oddziałach.

Analizy dotyczące znaczenia uczęszczania na korepetycje dla wyników egzaminacyj-nych pokazały istnienie negatywnego związku między korzystaniem z tego typu wsparcia a wynikami egzaminacyjnymi. Uczniowie, którzy zadeklarowali uczęszczanie na korepe-tycje, uzyskali niższe wyniki na egzaminie gimnazjalnym. Zależność ta jest znacznie słab-sza, choć nadal istotna i negatywna, w modelach EWD, kiedy to kontrolujemy uprzednie osiągnięcia szkolne. Kontrola pozostałych zmiennych mających znaczenie zarówno dla prawdopodobieństwa pobierania korepetycji, jak i uzyskiwanych na egzaminie rezulta-tów, nie zmieniła stwierdzonego kierunku zależności. Oznacza to, że jeśli porównamy ze sobą uczniów o takiej samej inteligencji, płci, poziomie bezradności intelektualnej, moty-wacji, statusie rodziny pochodzenia, mieszkających w miejscowości o podobnej wielkości i o takich samych uprzednich osiągnięciach, to uczniowie, którzy chodzili na korepetycje podczas nauki w gimnazjum otrzymają o około 1,5 punku (na skali o odchyleniu stan-dardowym 15) mniej na egzaminie gimnazjalnym niż ci, którzy nie korzystali z takiego wsparcia. Czy oznacza to, że uczęszczanie na korepetycje im zaszkodziło? Zebrane dane nie pozwalają na jednoznaczną odpowiedź na tak postawione pytanie. Możemy jedynie stwierdzić, że nawet jeśli uczniowie ci rozwinęli swoje umiejętności na korepetycjach, to nie na tyle, by dorównać swoim kolegom o takich samych cechach, którzy jednak na ko-repetycje nie uczęszczali. Na pewno jednak ich nie prześcignęli.