issn: 0239-6858
Pozaszkolna pomoc w nauce
a osiągnięcia szkolne w okresie adolescencji
Anna Hawrot
Instytut Psychologii, Uniwersytet Marii Curie-Skłodowskiej*
Celem badania było sprawdzenie znaczenia pozaszkolnej pomocy w nauce dla osiągnięć szkolnych młodzieży.
W analizach uwzględniono dane 3617 uczniów gimnazjów zebrane w toku badania podłużnego EWD. Za pomocą analizy klas latentnych wyodrębniono cztery wzorce korzystania z pomocy: częsta pomoc bezpłatna, umiarkowana pomoc bezpłatna, selektywna pomoc bezpłatna, pomoc w matematyce. Ponadto jeden wzo- rzec reprezentował niekorzystanie z pomocy. Uczniowie korzystający z pomocy osiągali istotnie niższe wyniki egzaminu gimnazjalnego niż uczniowie z niej niekorzystający. Różnice zanikły po uwzględnieniu zmiennych powiązanych jednocześnie z selekcją do pomocy oraz osiągnięciami szkolnymi.
Słowa kluczowe: psychologia edukacji; adolescencja; korepetycje; osiągnięcia szkolne; pozaszkolna pomoc w nauce.
© Instytut Badań Edukacyjnych
* Adres: Plac Litewski 5, 20-080 Lublin E-mail: a.hawrot@umcs.pl
korepetycji (Dang, 2007; Guill i Bos, 2014;
Mischo i Haag, 2002; Smyth, 2009), drugi – pomocy udzielanej przez rodziców (Hill i Tyson, 2009; Patall, Cooper i Robinson, 2008). Tymczasem uwzględnianie tylko jednej formy pomocy może prowadzić do zniekształ- ceń. Jeżeli uczeń jednocześnie korzysta z płat- nej i bezpłatnej pozaszkolnej pomocy w nauce danego przedmiotu, a uwzględniamy tylko jedną z nich, to efekt łączny zostanie błędnie zinterpretowany jako rezultat analizowanego rodzaju pomocy. Możliwe są również inne zniekształcenia, na przykład gdy jeden rodzaj pomocy jest skuteczny, a drugi nie.
Ponadto, ze względu na selekcję uczniów do pomocy (Dolata i in., 2013; Smyth, 2009), wyniki analiz zależą w dużym stopniu od kon- troli czynników, które wpływają jednocześnie na decyzję o jej udzieleniu oraz na osiągnięcia szkolne dziecka. Bez odpowiedniej kontroli różnice w osiągnięciach szkolnych uczniów,
W
trosce o przyszłość dzieci rodzice podejmują wiele działań sprzyjających ich sukcesowi szkolnemu. Jedną ze strategii jest udzielanie pomocy w nauce – samo- dzielne lub za pośrednictwem innych osób, np. członków rodziny, sąsiadów, korepetyto- rów (Caplan, Choy i Whitmore, 1992; Crozier i Davies, 2006; Dolata i in., 2013; Hill i Tyson, 2009; Safarzyńska, 2013; Smyth, 2009). Biorąc pod uwagę cel pomocy – opanowanie przez dziecko materiału szkolnego – weryfikacja jej skuteczności jest niezwykle istotna i dla- tego budzi zainteresowanie badaczy. Jednak pomimo wielu analiz znaczenia pozaszkol- nej pomocy w nauce dla osiągnięć szkolnych, uzyskane dotąd wyniki są niepełne.Po pierwsze, różne formy pozaszkolnej pomocy w nauce analizowano dotychczas odrębnie, w ramach dwóch różnych nur- tów badawczych. Pierwszy z nich dotyczy
którzy korzystali i nie korzystali z pomocy, mówią o wyjściowych różnicach między nimi zamiast o skuteczności wsparcia. W dotych- czasowych badaniach uwzględniano odmien- ne, często ubogie, zestawy zmiennych kontro- lowanych. Pomijano np. wcześniejsze osiąg- nięcia szkolne (Bembenutty, 2005; Choi, 2012;
Dang, 2007; Driessen, Smit i Sleegers, 2005;
Szumski i Karwowski, 2015; Ünal, Özkan, Milton, Price i Curva, 2010; Xu, Kushner Benson, Mudrey-Camino i Steiner, 2010) czy status społeczny rodziny (Bembenutty, 2005;
Driessen i in., 2005; Xu i in., 2010). Badania z obszerniejszym zestawem zmiennych są nie- liczne i dotyczą pojedynczych form pomocy (Guill i Bos, 2014).
Sposób analizy pozaszkolnej pomocy w nauce, który odpowiada na pierwszy ze wskazanych problemów, zaproponowała Anna Hawrot (2017). Analizując łącznie płatną i bezpłatną pozaszkolną pomoc w nauce z różnych przedmiotów, wyodręb- niła wzorce pokazujące jej strukturę, w tym współwystępowanie różnych form pomocy.
Ponadto, w celu lepszego zrozumienia zja- wiska, badała psychologiczne, społeczno- -ekonomiczne i pedagogiczne predyktory tych wzorców. Nie podjęła jednak kwestii znaczenia pozaszkolnej pomocy w nauce dla osiągnięć szkolnych. Celem tego arty- kułu jest uzupełnienie tej luki. Odpowia- dając na uchybienia poprzednich badań, przeanalizowano w nim znaczenie dla osiąg- nięć szkolnych nie tyle pojedynczych form pomocy z jednostkowych przedmiotów, ile wyodrębnionych przez Hawrot wzorców, przy kontroli szerokiego zestawu zmiennych wpływających jednocześnie na selekcję do pomocy i osiągnięcia szkolne.
Pozaszkolna pomoc w nauce Pozaszkolna pomoc w nauce polega na udzielaniu wsparcia w opanowaniu mate- riału przewidzianego programem naucza- nia w ramach obowiązkowych przedmiotów
szkolnych. Choć realizowana poza szkołą, podporządkowana jest nauce szkolnej i ją uzupełnia, stanowiąc rodzinny wkład w osiągnięcia dziecka (Dolata i in., 2013).
Wyróżnić możemy dwie formy tej pomocy – korepetycje (pomoc płatna) oraz pomoc bezpłatną. Korepetycje są dodatkowymi zaję- ciami z obowiązkowych przedmiotów szkol- nych, prowadzonymi odpłatnie przez nauczy- cieli, studentów lub inne osoby (Bray, 2011;
Dang, 2007). Pomoc bezpłatna ma ten sam zakres, lecz jest udzielana bez kosztów przez otoczenie dziecka, np. rodzinę lub instytucje inne niż szkoła (Dolata i in., 2013).
Obie formy pomocy wzbudzają zaintere- sowanie badaczy, lecz analizowano je dotąd odrębnie. W efekcie nie wypracowano jedno- litego ujęcia teoretycznego zjawiska. Hawrot (2017) zaproponowała perspektywę zaanga- żowania rodziców w naukę dziecka. Przyjęła, że wyraża się ono poświęcaniem zasobów rodziców na rzecz tego obszaru aktywno- ści dziecka (Grolnick, Benjet, Kurowski i Apostoleris, 1997). Wskazała, że dotąd do wskaźników zaangażowania włączano zwy- kle tylko jeden rodzaj pozaszkolnej pomocy w nauce – pomoc udzielaną przez rodzi- ców. Jednak inne rodzaje pomocy również wymagają zasobów, z tego powodu wpisują się w definicję zaangażowania. Korepetycje wymagają środków finansowych oraz czasu i wysiłku koniecznych do znalezienia kore- petytora i konsultowania się z nim w sprawie postępów dziecka. W przypadku pomocy bezpłatnej, czas i wysiłek potrzebne są, by osobiście pomóc dziecku, znaleźć osoby, któ- re to zrobią oraz monitorować postępy. Taką perspektywę przyjęto także w tej pracy.
Pozaszkolna pomoc w nauce a osiągnięcia szkolne
Ze względu na odrębne badania płatnej i bezpłatnej pomocy w nauce, dotąd propo- nowano odmienne mechanizmy wpływu udzielanej pomocy na osiągnięcia szkolne.
Badacze zajmujący się korepetycjami
proponowali mechanizm polegający na rozwoju wiedzy i umiejętności (Guill i Bos, 2014; Mischo i Haag, 2002), choć wielu go nie wskazywało (Briggs, 2001; Dang, 2007;
Ryu i Kang, 2013; Smyth, 2009; Tansel i Bir- can, 2005). Badacze zajmujący się pomocą udzielaną przez rodziców, jeżeli wskazywali mechanizm, to było to zwykle rozwijanie samoregulacji w uczeniu się (Xu i in., 2010) oraz modelowanie, wzmacnianie i rozwija- nie kompetencji (Hoover-Dempsey i Sandler, 1995; Tam i Chan, 2009).
Kontynuując prace Hawrot (2017), w badaniu przyjęto mechanizmy wskazywane przez Kathleen Hoover-Dempsey i Howarda Sandlera (1995). Autorzy określili rodzaje zaangażowania rodziców w naukę dziecka i wymienili trzy wskazane wcześniej procesy:
modelowanie, wzmacnianie oraz rozwijanie kompetencji. Mechanizmy te można z powo- dzeniem przenieść na ogół pozaszkolnej pomoc w nauce. Rodzice, pomagając dzie- cku, pokazują, że nauka to obszar aktywno- ści wart poświęcenia czasu i wysiłku, który modeluje zachowania i postawy sprzyjające osiągnięciom szkolnym. Ponadto, dysponu- jąc repertuarem nagród (np. pochwałami), rodzice wzmacniają pożądane zachowania, np. naukę do klasówek, odrabianie prac domowych. Udzielając wyjaśnień oraz ucząc strategii uczenia się i rozwiązywania prob- lemów, wchodzą w rolę nauczycieli. Mecha- nizmy te są adekwatne także w sytuacji, gdy pomocy udziela osoba inna niż rodzic.
Poświęcanie czasu i wysiłku na poszuki- wania odpowiedniej osoby czy pokrywanie kosztu korepetycji sygnalizują bowiem sto- sunek rodzica do nauki szkolnej. Osobami wzmacniającymi zachowanie, oprócz rodzi- ców (chwalących za czas i wysiłek włożony w pracę z osobą pomagającą), mogą być także osoby pomagające dziecku (mogą np. chwalić za wysiłek i postępy). One również odgrywają rolę nauczycieli.
Możemy spodziewać się dwojakich efek- tów modelowania, wzmacniania i rozwijania
kompetencji. Po pierwsze, mogą to być efekty specyficzne dla przedmiotu, którego pomoc dotyczy, np. wyjaśnianie trudnych zagad- nień z matematyki będzie istotne dla kom- petencji matematycznych. Możliwe są też efekty uogólnione. Jeżeli dziecko podczas korzystania z pomocy z matematyki rozwija umiejętności rozwiązywania problemów lub strategie uczenia się, to może je wykorzystać podczas nauki innych przedmiotów. Nie- które rozwijane w toku pomocy umiejętności mogą wpływać na nabywanie kompetencji w innych dziedzinach, np. znane jest znacze- nie rozumienia czytanego tekstu dla osiągnięć szkolnych w przedmiotach matematyczno- -przyrodniczych (Fang i Wei, 2010; O’Reilly i McNamara, 2007). Również wzmacnianie i modelowanie powinny wywierać efekty uogólnione, ponieważ dotyczą one działań i postaw, które nie są ściśle powiązane z kon- kretnym przedmiotem. Badanie znaczenia pozaszkolnej pomocy w nauce dla osiągnięć szkolnych, z uwagi na możliwość istnie- nia efektów uogólnionych, powinno więc uwzględniać osiągnięcia w wielu przedmio- tach, a nie tylko tych, których pomoc dotyczy.
Pozaszkolna pomoc w nauce a osiągnięcia szkolne nastolatków w świetle badań
Wyniki badań korelacyjnych dotyczących znaczenia bezpłatnej pozaszkolnej pomocy w nauce dla osiągnięć szkolnych młodzieży wskazują na zależności negatywne. Pol- scy gimnazjaliści korzystający z tej formy pomocy w nauce przedmiotów humanistycz- nych i matematyczno-przyrodniczych wypa- dali w odpowiednich częściach egzaminu gimnazjalnego gorzej o ok. 3–5% odchy- lenia standardowego niż uczniowie nieko- rzystający z pomocy (kontrolowano m.in.
wcześniejsze osiągnięcia szkolne i status społeczno-ekonomiczny; Dolata i in., 2013).
Podobna zależność pojawiła się m.in. wśród gimnazjalistów ze specjalnymi potrzebami edukacyjnymi (Szumski i Karwowski, 2015).
Wraz ze wzrostem nasilenia pomocy w nauce
otrzymywanej w domu spadały ich wyniki w teście matematyczno-polonistycznym (B = -1,19). Autorzy kontrolowali status spo- łeczno-ekonomiczny rodziny, jednak pomi- nęli wcześnie osiągnięcia szkolne.
Metaanalizy badań korelacyjnych prze- prowadzonych wśród nastolatków, a doty- czących pomagania przez rodziców w odra- bianiu prac domowych, dały podobne rezultaty. Efekt globalny pomagania w pra- cach domowych był negatywny (r = -0,11;
Hill i Tyson, 2009), choć znaczenie mógł mieć charakter pomocy. Gdy miała ona postać kontroli, tj. polegała na sprawdzaniu, czy dziecko odrobiło pracę domową lub czy pracuje nad nią, zależność była negatywna (r = -0,09). Jeżeli jednak pomoc polegała na udzielaniu wyjaśnień, zależność była pozy- tywna (r = 0,10, Patall i in., 2008). Żadnych efektów (ani pozytywnych, ani negatyw- nych) nie wykryto w badaniach eksperymen- talnych, w których weryfikowano wpływ rodzicielskich treningów pomagania w nauce na osiągnięcia szkolne adolescentów. Pozy- tywne efekty widoczne były jedynie wśród uczniów klas 2–5 (r = 0,22, Patall i in., 2008).
Wyniki badań nad korepetycjami prze- prowadzonych wśród nastolatków są mniej jednoznaczne. W Polsce korzystanie z kore- petycji z przedmiotów matematyczno- -przyrodniczych wiązało się z wynikami matematyczno-przyrodniczej części egza- minu gimnazjalnego niższymi o ok. 10%
odchylenia standardowego (Dolata i in., 2013). Podobne rezultaty uzyskano wśród niemieckich ósmoklasistów – uczniowie korzystający z korepetycji z matematyki uzy- skali w teście matematycznym wyniki o ok.
8–9% odchylenia standardowego niższe niż uczniowie, którzy tego nie robili (Guill i Bos, 2014). W obu analizach kontrolowano m.in.
wcześniejsze osiągnięcia szkolne, inteligencję i status społeczno-ekonomiczny.
Efekty pozytywne zaobserwowano w kra- jach kultury Wschodu. W Wietnamie ros- nące wydatki na korepetycje były związane
z większym prawdopodobieństwem zna- lezienia się dziecka w kategorii uczniów dobrych i bardzo dobrych oraz niższym – w kategorii uczniów słabych i przeciętnych (Dang, 2007). Efekt był najsilniejszy wśród uczniów klas 6–9, w wieku zbliżonym do wieku polskich gimnazjalistów. W analizach kontrolowano wiele zmiennych na pozio- mie ucznia, szkoły i lokalnej społeczności, zabrakło jednak wcześniejszych osiągnięć szkolnych. Podobne rezultaty zaobserwo- wano wśród uczniów szkół seulskich (Choi, 2012). Uczniowie korzystający z korepetycji z matematyki i języka angielskiego uzyski- wali wyższe wyniki w testach osiągnięć z tych przedmiotów, choć siła efektu różniła się na kolejnych etapach edukacji. W klasie ósmej korzystanie z korepetycji przekładało się na wyniki z matematyki wyższe o ok. 45% odchy- lenia standardowego, natomiast z języka angielskiego – o 35% odchylenia standar- dowego. Kontrolowano zmienne statusowe, jednak nie uwzględniono osiągnięć szkol- nych. Inna koreańska analiza, w której kon- trolowano zestaw zmiennych uwzględniający wcześniejsze osiągnięcia szkolne, pokazuje, że efekt – jeżeli istnieje – jest niewielki (Ryu i Kang, 2013). Podsumowując, obserwuje się ujemne zależności między korzystaniem z bezpłatnej pozaszkolnej pomocy w nauce a osiągnięciami szkolnymi uczniów.
Podobne wyniki uzyskiwano dla korepe- tycji w krajach kultury Zachodu, choć zależ- ności dodatnie pojawiły się w krajach kultury Wschodu. Różnica ta może wynikać z odmien- nego charakteru korepetycji w tych krajach – raczej kompensacyjnego w krajach Zachodu przy wzbogacającym w krajach Wschodu.
Przekłada się to na odmienną autoselekcję uczniów do pomocy ze względu na osiągnię- cia szkolne, a w konsekwencji na odmienny znak współczynnika regresji. Ujemny znak współczynników regresji w analizach prowa- dzonych w krajach zachodnich sugeruje, że korzystanie z pozaszkolnej pomocy w nauce może być niekorzystne. Interpretacja taka jest
jednak przedwczesna. Po pierwsze, nie wiemy, jak kształtowałyby się osiągnięcia uczniów korzystających z pomocy, gdyby się na nią nie zdecydowali – być może byłyby jeszcze niższe.
Ponadto ujemne wartości współczynników mogą wskazywać, że uczniowie wspomagani rozwinęli umiejętności szkolne, ale nie w stop- niu wystarczającym, by dorównać rówieś- nikom, którzy pomocy nie potrzebowali.
Po trzecie, zjawisko pozaszkolnej pomocy w nauce jest złożone; mają dla niego znacze- nie zarówno charakterystyki psychologiczne zaangażowanych w nie osób, jak i czynniki pedagogiczne czy społeczno-ekonomiczne (Hawrot, 2017), istotne także dla osiągnięć szkolnych uczniów. Jeżeli w analizach nie stosowano odpowiedniej kontroli tych czyn- ników, ujemne (a w przypadku korepetycji w krajach Wschodu – dodatnie) współczyn- niki regresji mogą odzwierciedlać wyjściowe różnice między uczniami korzystającymi i niekorzystającymi z pomocy.
Do czynników istotnych dla korzystania z pozaszkolnej pomocy możemy zaliczyć m.in. wcześniejsze osiągnięcia szkolne ucz- niów, ich inteligencję, bezradność intelek- tualną, aspiracje edukacyjne, specyficzne trudności w uczeniu się, płeć, wykształce- nie rodziców, zamożność rodziny, a nawet lokalizację szkoły, do której uczeń uczęszcza (Hawrot, 2017). W większości badań kontro- lowano jedynie niektóre z nich. Czynniki te są jednocześnie powiązane z osiągnięciami szkolnymi. Pozytywne zależności obserwuje się dla uprzednich wyników w nauce (Dolata i in., 2013; Guill i Bos, 2014; Smyth, 2009), inteligencji dziecka (Deary, Strand, Smith i Fernandes, 2007) i statusu społeczno- -ekonomicznego rodziny, mierzonego m.in.
wskaźnikami zamożności i wykształcenia rodziców (Sirin, 2005). Podobną zależność zaobserwowano dla wielkości miejscowo- ści, w której znajduje się szkoła (przynaj- mniej częściowo wyjaśniają ją różnice sta- tusowe; Federowicz i Sitek, 2011). Aspiracje edukacyjne ucznia okazują się powiązane
z osiąganym w przyszłości poziomem wykształcenia (Marjoribanks, 2005), choć wskazuje się, że są one generalnie wysokie, dlatego znaczenie tego czynnika dla osiąg- nięć szkolnych może obecnie słabnąć (St.
Clair, Kintrea i Houston, 2013). Negatywne zależności obserwuje się dla bezradności intelektualnej (Czerniawska, 2000; Sędek, 1995). Ponadto dziewczęta lepiej wypadają w testach rozumienia czytanego tekstu, choć nie obserwuje się międzypłciowych różnic w poziomie kompetencji matematycznych (MEN, 2013). Z kolei uczniowie ze specyficz- nymi trudnościami w nauce, jeżeli kontro- lujemy ich wcześniejsze osiągnięcia szkolne, wypadają nieco lepiej na egzaminie gimna- zjalnym niż uczniowie bez tych trudności (Dolata i in., 2013).
Problematyka badania
W niniejszym badaniu szukano odpo- wiedzi na pytanie o zależność między korzy- staniem z pozaszkolnej pomocy w nauce a osiągnięciami szkolnymi adolescentów.
W przeciwieństwie do wcześniejszych badań, w analizach uwzględniano różne przedmioty szkolne i różne formy pomocy w postaci wzorców korzystania z pozaszkolnej pomocy w nauce wyodrębnionych przez Hawrot (2017). Pozwoliło to uniknąć zniekształceń wynikających z uwzględniania tylko jed- nej formy pomocy, gdy dziecko korzysta z różnych form jednocześnie. W celu kon- troli efektu selekcji do pomocy, w analizach uwzględniono szeroki zestaw zmiennych psy- chologicznych, pedagogicznych i społeczno- -ekonomicznych. Zmienne te pojawiały się w badaniach innych autorów, jednak wybiór- czo. W konsekwencji efekt selekcji nie był wystarczająco kontrolowany, co zwiększyło ryzyko zniekształcenia wyników.
Próba
W analizach wykorzystano dane zebra- ne w toku badania podłużnego edukacyjnej
z bezpłatnej pozaszkolnej pomocy w na- uce matematyki, języka polskiego, historii i wiedzy o społeczeństwie oraz przedmio- tów przyrodniczych (biologia, geografia, fizyka, chemia) w drugim semestrze klasy trzeciej. Określali również intensywność tej pomocy na skali od 1 (nie) do 5 (tak, więcej niż 3 godziny tygodniowo). Na po- trzeby analizy klas latentnych sąsiadujące kategorie połączono, tworząc następujące:
(1) nie, (2) tak, do 1 godziny tygodniowo, (3) 1 godzina tygodniowo lub więcej. Ucznio- wie wskazywali także, czy uczęszczali na ko- repetycje z matematyki, języka polskiego oraz pozostałych przedmiotów w drugim seme- strze klasy trzeciej, wybierając jedną z trzech odpowiedzi: (1) nie, (2) tak, od czasu do czasu, (3) tak, systematycznie. Odpowiedzi te dycho- tomizowano do tak oraz nie z powodu niskich odsetków uczniów deklarujących uczęszcza- nie na korepetycje. Wskaźniki te są tożsame z wykorzystywanymi przez Hawrot (2017).
Osiągnięcia szkolne
Dane dotyczące osiągnięć szkolnych po- brano ze zbiorów przygotowanych na potrze- by obliczania wskaźników EWD dla gimna- zjów. Powstały one poprzez wyskalowanie wyników egzaminu gimnazjalnego w częś- ciach matematycznej, przyrodniczej, poloni- stycznej i humanistycznej za pomocą modeli IRT (Kondratek i Pokropek, 2015): dwupara- metrycznego (two-parameter logistic model, 2PLM) dla zadań ocenianych dychotomicz- nie oraz SGRM (Samejima’s graded response model) dla zadań ocenianych wielopunkto- wo (metodą estymacji marginal maximum li- kelihood). Za wskaźniki osiągnięć szkolnych przyjęto oszacowania expected a posteriori z odpowiednich modeli. Rzetelności empi- ryczne IRT wyniosły: dla części matematycz- nej: 0,87; dla części przyrodniczej: 0,76; dla części polonistycznej: 0,84; dla części huma- nistycznej: 0,85. Szczegóły dotyczące przy- gotowania wskaźników znajdują się w pracy Dolaty i współpracowników (2013).
wartości dodanej (EWD) w gimnazjach, przeprowadzonego w latach 2009–2012.
Do badania wylosowano 7237 uczniów ze 150 szkół i 291 klas. Rodzice 6046 uczniów (83,54%) wyrazili zgodę na uczestnictwo dzieci w badaniu. Szczegóły dotyczące do- boru próby znajdują się w pracy zespołu Romana Dolaty (2013). Ze względu na braki danych liczba obserwacji w analizach ule- gła zmniejszeniu; w analizach wzorców ko- rzystania z pozaszkolnej pomocy w nauce wyniosła 4939 osób (51,3% dziewcząt), na- tomiast w analizach znaczenia pozaszkolnej pomocy w nauce dla osiągnięć szkolnych – 3617 osób (51,32% dziewcząt).
W ramach badania przeprowadzono trzy rundy pomiarów. Z rundy pierwszej (pierwsza klasa gimnazjum) pochodzą dane dotyczące zamożności rodziny, wy- kształcenia rodziców i aspiracji edukacyj- nych ucznia. Z rundy drugiej (początek klasy trzeciej) pochodzą dane dotyczące osiągnięć szkolnych w czytaniu i matema- tyce. Z rundy trzeciej (koniec klasy trze- ciej) pochodzą dane dotyczące korzysta- nia przez uczniów z pozaszkolnej pomocy w nauce w drugim semestrze, inteligencji, ocen na koniec pierwszego semestru klasy trzeciej, bezradności intelektualnej w za- kresie języka polskiego i matematyki. Po- nadto z baz egzaminacyjnych pobrano informacje o specyficznych trudnościach w uczeniu, płci i lokalizacji szkoły. Wyniki egzaminu gimnazjalnego pobrano ze zbio- rów utworzonych na potrzeby obliczania wskaźników edukacyjnej wartości dodanej dla gimnazjów, przygotowanych w ramach wspomnianego projektu. Dane z badania podłużnego EWD w gimnazjach są dostęp- ne na stronie www.2013.ewd.edu.pl.
Wskaźniki Pozaszkolna pomoc w nauce
Dane zebrano za pomocą kwestionariu- sza. Uczniowie deklarowali, czy korzystali
Zmienne kontrolowane
W analizach kontrolowano następu- jące zmienne: płeć, specyficzne trudności w uczeniu się, inteligencja płynna, bezradność intelektualna w zakresie języka polskiego, bezradność intelektualna w zakresie matema- tyki, wcześniejsze osiągnięcia szkolne w czy- taniu, wcześniejsze osiągnięcia szkolne mate- matyce, średnia ocen z przedmiotów huma- nistycznych na koniec pierwszego semestru klasy trzeciej, aspiracje edukacyjne dziecka, zamożność rodziny, wykształcenie rodziców oraz lokalizacja szkoły. Nie będą one prezen- towane w wynikach analiz, dlatego zrezyg- nowano z opisu procedury przygotowania ich wskaźników. Informacje te znajdują się w pracy Hawrot (2017).
Analiza danych
Zastosowano metody analiz wykorzysta- ne przez Hawrot (2017). Umożliwiło to za- chowanie spójności z analizami autorki. Wy- odrębniła ona wzorce korzystania z pomocy za pomocą analizy klas latentnych (latent class analysis, LCA; Wołodźko, 2015). Na- stępnie, stosując metodę BCH (Asparouhov i Muthén, 2014), przewidywała przynależ- ność do klas latentnych za pomocą regresji wielowartościowej (Collins i Lanza, 2010).
By zweryfikować znaczenie korzystania z różnych wzorców pomocy (przynależno- ści do różnych klas latentnych) dla osiągnięć
szkolnych, do modeli Hawrot dodano zmien- ne zależne, tj. osiągnięcia szkolne. W pierw- szym kroku wyspecyfikowano model LCA służący wyodrębnieniu klas. Następnie dodano do niego zmienne zależne (wyni- ki poszczególnych części egzaminu gimna- zjalnego) i uzyskano informacje o średnich osiągnięciach szkolnych w poszczególnych klasach. Następnie dodano zmienne kontro- lowane, tj. zmienne, za których pomocą au- torka przewidywała przynależność do klas.
Dzięki temu uzyskano informację o średnich osiągnięciach szkolnych w poszczególnych klasach przy kontroli czynników wpływają- cych zarówno na osiągnięcia szkolne, jak i na przynależność do klas. Wykorzystano takie same wskaźniki zmiennych kontrolowanych, z jakich korzystała autorka. Analizy przepro- wadzono za pomocą oprogramowania Mplus 7.3 (Muthén i Muthén, 2012). Uwzględniają one zagnieżdżenie uczniów w szkołach.
Wyniki Statystyki opisowe
W Tabeli 1 przedstawiono odsetki ucz- niów deklarujących korzystanie z płatnej i bezpłatnej pozaszkolnej pomocy w nauce w drugim semestrze klasy trzeciej. Widocz- ne są znaczne różnice w popularności obu form pomocy – korzystanie z pomocy bez- płatnej z co najmniej jednego przedmiotu zadeklarowało blisko 54% uczniów, przy
Tabela 1
Odsetek uczniów deklarujących korzystanie z pozaszkolnej pomocy w nauce w drugim semestrze trzeciej klasy gimnazjum (w %)(a)
Przedmiot Korepetycje Pomoc bezpłatna
Co najmniej jeden 15,56 54,29
Matematyka 12,76 44,00
Przedmioty przyrodnicze 4,15 34,85
Język polski
3,36(b) 33,04
Historia i wos 24,11
(a) N = 4936; (b) W dalszych częściach tekstu – przedmioty humanistyczne.
Wzorce korzystania z pozaszkolnej pomocy w nauce
Wyniki LCA w postaci prawdopodo- bieństw korzystania (lub nie) z pozaszkolnej pomocy w nauce w poszczególnych klasach przedstawiono w Tabeli 3. Każda klasa laten- tna reprezentuje jeden wzorzec korzystania z pozaszkolnej pomocy w nauce. Model LCA został skorygowany z powodu braku inwa- riancji pomiaru ze względu na płeć dwóch pozycji. Przedstawione wyniki są powtó- rzeniem wyników Hawrot (2017), dlatego kryteria wyboru liczby klas oraz testowania inwariancji pomiaru nie są prezentowane.
Można je znaleźć w przywołanej pracy.
W toku LCA wyodrębniono pięć klas latentnych reprezentujących wzorce korzy- stania z pozaszkolnej pomocy w nauce. Klasa 1 („Częsta pomoc bezpłatna”) obejmuje ucz- niów korzystających z bezpłatnej pozaszkol- nej pomocy w nauce wszystkich uwzględnio- nych przedmiotów przez co najmniej jedną godzinę w tygodniu. Świadczą o tym wyso- kie prawdopodobieństwa udzielenia takiej właśnie odpowiedzi na pytania o pomoc bezpłatną i jednocześnie wysokie prawdo- podobieństwa deklarowania niekorzysta- nia z korepetycji. Klasę 2 („Umiarkowana ok. 16% deklarujących korzystanie z kore-
petycji. Uporządkowanie przedmiotów we- wnątrz form pomocy jest jednakowe. Naj- częściej deklarowano korzystanie z pomocy z matematyki, następnie z przedmiotów przyrodniczych i humanistycznych.
Statystyki opisowe wyników egzaminu gimnazjalnego przedstawiono w Tabeli 2.
Ze względu na ubytki obserwacji spowo- dowane brakami danych podano statystyki dla dwóch prób. Próba oznaczona literą a jest najbliższa próbie uczniów, których dane wykorzystano podczas wyłaniania wzorców korzystania z pozaszkolnej pomocy w nauce (ubytek 57 i 59 uczniów wynika z niepozy- skania wyników egzaminacyjnych). Próba oznaczona literą b zawiera się w próbie a i obejmuje uczniów, których dane wyko- rzystano w analizach znaczenia pozaszkol- nej pomocy w nauce dla osiągnięć szkolnych.
Spadek liczebności próby wynikał z wystą- pienia braków danych. Różnice w wartoś- ciach statystyk w próbach, choć obecne, są niewielkie, co pomimo ubytków obserwa- cji, świadczy na korzyść jakości próby. Nie testowano istotności statystycznej obserwo- wanych różnic z powodu zbyt dużej mocy testów istotności przy dużych próbach.
Tabela 2
Statystyki opisowe wyników egzaminu gimnazjalnego
Egzamin gimnazjalny N Średnia Mediana SD Skośność Kurtoza Min Max
Część matematyczna 4 879(a) 0,00 -0,14 1,00 0,41 -0,51 -2,75 2,32
3 617(b) 0,05 -0,08 1,00 0,36 -0,58 -2,75 2,32
Część przyrodnicza 4 879(a) 0,00 -0,09 0,99 0,40 -0,02 -2,87 2,82
3 617(b) 0,04 -0,06 1,00 0,41 -0,06 -2,56 2,82
Część polonistyczna 4 877(a) 0,00 0,05 1,00 -0,17 -0,29 -3,20 2,33
3 617(b) 0,05 0,10 1,00 -0,18 -0,26 -3,07 2,33
Część humanistyczna 4 877(a) 0,01 -0,06 1,00 0,20 -0,65 -2,83 2,41 3 617(b) 0,05 -0,01 1,00 0,18 -0,67 -2,83 2,41
(a) Uczniowie, których dane wykorzystano podczas wyłaniania klas oraz udało się pozyskać ich wyniki na egzaminie gimnazjalnym.
(b) Uczniowie, których dane wykorzystano w analizach znaczenia pozaszkolnej pomocy w nauce dla osiągnięć szkolnych.
Tabela 3
Prawdopodobieństwa odpowiedzi na poszczególne pozycje oraz prawdopodobieństwa przynależności do klas w modelu LCA (N = 4936)
Klasa 1 2 3 4 5
Odsetek 5,79 12,47 23,12 9,73 48,89
Pomoc bezpłatna Matematyka
Nie 0,04 0,08 0,26 0,32 0,92
Do 1 godz. w tyg. 0,16 0,80 0,64 0,43 0,07
Powyżej 1 godz. w tyg. 0,80 0,12 0,10 0,25 0,01
Przedmioty przyrod.
Nie 0,06 0,06 0,41 0,63 0,98
Do 1 godz. w tyg. 0,19 0,85 0,55 0,26 0,01
Powyżej 1 godz. w tyg. 0,75 0,10 0,05 0,10 0,00
Język polski
Nie 0,02/0,02 0,00/0,00 0,45/0,36 0,65/0,56 0,97/0,95
Do 1 godz. w tyg. 0,15/0,11 0,88/0,83 0,54/0,63 0,28/0,34 0,02/0,04 Powyżej 1 godz. w tyg. 0,83/0,88 0,12/0,17 0,01/0,01 0,06/0,09 0,01/0,01 Historia i wos
Nie 0,11 0,00 0,77 0,91 0,99
Do 1 godz. w tyg. 0,28 0,94 0,22 0,09 0,01
Powyżej 1 godz. w tyg. 0,62 0,06 0,01 0,00 0,00
Korepetycje Matematyka
Nie 0,81 0,89 0,98 0,21 0,95
Tak 0,19 0,11 0,02 0,79 0,05
Przedmioty przyrodnicze
Nie 0,95 0,97 0,99 0,75 0,98
Tak 0,05 0,03 0,01 0,25 0,02
Przedmioty humanistyczne
Nie 0,90/0,82 0,92/0,86 0,99/0,98 0,75/0,60 0,99/0,99
Tak 0,10/0,18 0,08/0,14 0,01/0,02 0,25/0,40 0,01/0,01
Pogrubieniem zaznaczono prawdopodobieństwa istotne dla interpretacji klas. Prawdopodobieństwa odpowiedzi na dwie nieinwariantne pozycje podano oddzielnie dla chłopców i dziewcząt, odpowiednio po lewej i prawej stronie ukośnika.
pomoc bezpłatna”) od Klasy 1 różni nasilenie pomocy bezpłatnej – jest ono mniejsze, do 1 godziny w tygodniu. Klasa 3 („Selektywna pomoc bezpłatna”) ponownie reprezentuje korzystanie z pomocy bezpłatnej, jednak z wybranych przedmiotów: matematyki, przedmiotów przyrodniczych lub języka polskiego. Uczniów korzystających z pomocy płatnej (korepetycji) i bezpłatnej w matema- tyce obejmuje Klasa 4 („Pomoc w matema- tyce”). Jest to jedyna klasa, w której pojawiły się korepetycje. Najliczniejsza, bo obejmująca blisko 50% uczniów, okazała się Klasa 5 („Bez pomocy”) reprezentująca niekorzystanie z pozaszkolnej pomocy w nauce.
Korzystanie z pozaszkolnej pomocy w nauce a osiągnięcia szkolne
W Tabeli 4 przedstawiono średnie wyniki egzaminu gimnazjalnego w poszczególnych klasach latentnych z modelu bez kontroli zmiennych odpowiedzialnych za selekcję do klas, natomiast w Tabeli 5 – średnie wyliczone z modelu ze zmiennymi kontrolowanymi.
Klasa „Bez pomocy” jest klasą odniesienia.
Średnie wyniki wszystkich części egzaminu w klasach uczniów korzystających z pomocy okazały się istotnie niższe niż w klasie uczniów, którzy z pomocy nie korzystali. Wyjątek sta- nowi Klasa „Pomoc w matematyce”, której średnie wyniki w części polonistycznej nie różniły się istotnie od wyników uczniów z Klasy „Bez pomocy” (Tabela 4).
Przy kontroli zmiennych odpowiedzial- nych za efekt selekcji zanika 14 z 15 za- obserwowanych różnic (Tabela 5). Średnie wyniki części matematycznej i przyrod- niczej egzaminu gimnazjalnego uczniów korzystających z pomocy nie różnią się istotnie od średnich wyników uczniów, którzy z pomocy nie korzystali. Podobne rezultaty otrzymano dla części polonistycz- nej i humanistycznej, z wyjątkiem Klasy
„Umiarkowana pomoc bezpłatna”. Średnie wyniki uczniów tej Klasy z polonistycz- nej części egzaminu są istotnie niższe niż
wyniki uczniów niekorzystających z pomocy (χ² Walda(2) = -3,56; p < 0,05).
Dyskusja
Celem badania była weryfikacja zna- czenia pozaszkolnej pomocy w nauce dla osiągnięć szkolnych. Nowość w stosunku do dotychczasowych badań stanowiło łączne analizowanie różnych form pomocy oraz uwzględnienie szerokiego zestawu czynników wpływających na decyzję o jej udzieleniu oraz na osiągnięcia szkolne ucz- nia. Umożliwiło to uniknięcie zniekształceń wynikających z analizowania jednej formy, gdy uczeń korzysta z wielu form pomocy, oraz lepszą kontrolę efektu selekcji.
Bez kontroli zmiennych odpowiedzial- nych za decyzję o udzieleniu pomocy średnie wyniki egzaminu gimnazjalnego w Klasach uczniów korzystających z pomocy okazały się niższe niż wyniki uczniów, którzy z niej nie korzystali. Odzwierciedla to wyjściowe różnice między tymi grupami i jest zgodne z wynikami innych badań, pokazującymi, że wsparcia udziela się przede wszystkim ucz- niom słabszym (Carter i Wojtkiewicz, 2000;
Dolata i in., 2013; Guill i Bos, 2014; Silinskas, Niemi, Lerkkanen i Nurmi, 2013). Po zasto- sowaniu kontroli niemal wszystkie różnice zanikły – osiągnięcia szkolne uczniów korzy- stających i niekorzystających z pomocy nie różniły się istotnie.
Rezultat ten można zinterpretować dwo- jako. Po pierwsze, może on świadczyć o braku znaczenia pozaszkolnej pomocy w nauce dla osiągnięć szkolnych. Jest to możliwe, bowiem wsparcie może przyjmować nieodpowiednie formy lub być po prostu nieefektywne. Poma- gający, nieumiejętnie udzielając wyjaśnień, mogą pogłębiać dezorientację ucznia, utrud- niać odrobienie pracy domowej (Balli, 1997;
Cooper, Lindsay i Nye, 2000), narzucać stra- tegie uczenia się, utrudniając przyswajanie materiału (por. Czerniawska, 1999), a nawet wykonywać zadania za dziecko (Cooper i in.,
2000). Stosowane przez nich strategie mogą być również niedostosowane do poziomu rozwoju dziecka (Hoover-Dempsey i Sandler, 1995). W konsekwencji uczniowie, pomimo czasu poświęconego na pracę pod nadzo- rem innej osoby, mogą nie rozwijać swoich umiejętności. Oznacza to również, że wysi- łek rodziny (osobisty, poszukiwanie i opła- cenie korepetytora itp.) włożony w udziele- nie pomocy jej członkowi doświadczającemu trudności, może nie dawać oczekiwanych efektów. Paradoksalnie jednak wydaje się, że pomoc – choć nieskuteczna – nie ulega wyco- faniu (korzysta z niej ok. połowy uczniów trzecich klas gimnazjum). Przyczyn można
upatrywać w przekonaniu rodziców i ucz- niów o skuteczności korepetycji (Guill i Bos, 2014; Putkiewicz, 2005) oraz przekonaniu uczniów o skuteczności pomocy udzielanej przez rodziców (Balli, 1997), które obser- wujemy w badaniach. Udzielanie wsparcia może stać się też elementem domowej rutyny (Spagnola i Fiese, 2007) i nie podlegać dzięki temu szybkim zmianom. Niewykluczone również, że dla rodziców brak znaczącej poprawy nie jest interpretowany jako dowód nieskuteczności działań, lecz stanowi sygnał, że dalsze wsparcie jest niezbędne i nie należy z niego rezygnować, pozostawiając dziecko bez pomocy.
Tabela 4
Średnie wyniki egzaminu gimnazjalnego w Klasach Klasa latentna
(wzorzec pomocy)
Części egzaminu gimnazjalnego
Matematyczna Przyrodnicza Polonistyczna Humanistyczna
Częsta bezpłatna -0,54* -0,52* -0,44* -0,46*
Umiarkowana bezpłatna -0,40* -0,41* -0,58* -0,47*
Selektywna bezpłatna 0,00* 0,03* 0,04* -0,02*
W matematyce -0,17* -0,07* 0,09 0,01*
Bez pomocy 0,28 0,25 0,25 0,27
* Średnia istotnie statystycznie różna od średniej odpowiedniej części egzaminu gimnazjalnego w Klasie „Bez pomocy”;
p < 0,05; test Walda z poprawką Bonferroniego na porównania wielokrotne.
Tabela 5
Średnie wyniki egzaminu gimnazjalnego w Klasach przy kontroli zmiennych wpływających na selekcję do pomocy i osiągnięcia szkolne
Klasa latentna
(wzorzec pomocy) Części egzaminu gimnazjalnego
Matematyczna Przyrodnicza Polonistyczna Humanistyczna
Częsta bezpłatna -0,12 -0,33 -0,39 -0,19
Umiarkowana bezpłatna -0,09 -0,02 -0,28 -0,18*
Selektywna bezpłatna -0,16 0,03 -0,31 0,02
W matematyce 0,02 0,21 0,13 0,29
Bez pomocy 0,01 -0,04 -0,15 0,10
* Średnia istotnie statystycznie różna od średniej odpowiedniej części egzaminu gimnazjalnego w Klasie „Bez pomocy”;
p < 0,05; test Walda z poprawką Bonferroniego na porównania wielokrotne.
Wyniki uzyskane przy kontroli: wcześniejszych osiągnięć szkolnych (wynik testu z matematyki oraz wyniki testu czytania w pierwszym semestrze klasy trzeciej, średnia ocen z przedmiotów humanistycznych na koniec pierwszego semestru klasy trzeciej), inteligencji, bezradności intelektualnej w zakresie matematyki i języka polskiego, aspiracji edukacyjnych ucznia, specyficznych trudności w uczeniu się, płci, zamożności rodziny, wykształcenia rodziców, lokalizacji szkoły.
Za brakiem różnic w zakresie osiągnięć szkolnych pomiędzy uczniami korzystają- cymi a niekorzystającymi z pozaszkolnej pomocy w nauce może stać zróżnicowana jakość wsparcia. Jeżeli część uczniów otrzy- muje pomoc wysokiej jakości, przekładającą się na wyższe wyniki w nauce, inni natomiast – niskiej jakości, nieefektywną, a nawet szkod- liwą, to osiągnięcia szkolne tych dwóch grup uczniów mogą się równoważyć w analizach.
Skutkuje to brakiem różnic między ucz- niami korzystającymi a niekorzystającymi z pomocy. Na przykład część uczniów może otrzymywać pomoc opartą o kontrolę, nega- tywnie związaną z późniejszymi osiągnięciami szkolnymi (Patall i in., 2008) a część – pomoc w zrozumieniu materiału, związaną z później- szymi osiągnięciami pozytywnie (wyniki dla pomocy rodzicielskiej; Patall i in., 2008).
Zróżnicowaną jakość może mieć także wsparcie udzielane jednemu uczniowi.
Wówczas wpływ nieefektywnych, a nawet potencjalnie szkodliwych strategii pomocy (np. odrabianie pracy domowej za dziecko) może być zrównoważony strategiami efek- tywnymi. Wiadomo, że niewłaściwe stra- tegie pomocy mogą pojawiać się od czasu do czasu nawet w 2/3 rodzin (Cooper i in., 2000). Niestety brakuje danych dotyczących jakości korepetycji.
Inne wyjaśnienie braku znaczenia pomocy dla osiągnięć szkolnych odwołuje się do zało- żeń tkwiących u podłoża badania efektyw- ności tego rodzaju wsparcia. Przyjmuje się zwykle, że korzystanie z pomocy jest dodat- kowym czasem poświęconym na naukę, sta- nowiącym nadwyżkę nad samodzielną pracą.
Czas ten stanowi „zysk”, mający przełożyć się na wyższe osiągnięcia szkolne, dający przewagę nad osobami niekorzystającymi z pomocy. W rzeczywistości wsparcie może zastępować pracę samodzielną. Zadania, które uczniowie niekorzystający z pomocy wykonują sami, mogą być wykonywane przez osoby wspierane w asyście pomagającego.
W efekcie otrzymywana pomoc nie stanowi
dodatkowego czasu nauki, lecz służy spro- staniu bieżącym zadaniom i wymaganiom szkolnym, nie ma więc szansy przełożyć się na wyższe osiągnięcia. Jest to odmienna stra- tegia radzenia sobie z wymaganiami szkoły – stąd bierze się obserwowany brak różnic między uczniami korzystającymi a nieko- rzystającymi z pomocy. Interpretacja ta kon- trastuje ze społecznym odbiorem pomocy pozaszkolnej – zwłaszcza korepetycji – kła- dącym nacisk na nadrabianie zaległości oraz zyskiwanie przewagi przez uczniów korzy- stających z korepetycji (Burda, 2011; Klusek, 2015; Kowalczuk, 2011). Rozstrzygnięcie, czy jest prawdziwa, wymaga badań nad moty- wami korzystania z pomocy oraz strukturą aktywności podejmowanych przez uczniów poza szkołą w celu opanowania nauczanego w niej materiału.
Porównanie średnich wyników egza- minu gimnazjalnego w wyłonionych kla- sach w analizach bez zmiennych kontrolo- wanych oraz z ich uwzględnieniem wyraźnie pokazuje znaczenie kontroli efektu selekcji do pomocy. Sugeruje również, że wyniki wcześniejszych badań, w których zwykle kontrolowano nieliczne zmienne, z dużym prawdopodobieństwem były zniekształcone.
Obserwowane negatywne i pozytywne zależ- ności między korzystaniem z różnych form pomocy mogły odzwierciedlać różnice mię- dzy uczniami, które doprowadziły do jej udzielenia. Różnice te mogą być zależne od kręgu kulturowego leżącego u podłoża zróżnicowania kierunku zależności między korzystaniem korepetycji a osiągnięciami szkolnymi w krajach kultury Wschodu (Choi, 2012; Dang, 2007) i Zachodu (Dolata i in., 2013; Guill i Bos, 2014). Do zróżnico- wania wyników badania może się również przyczyniać zróżnicowanie w zakresie kon- trolowanych zmiennych, jeżeli takie zostały uwzględnione (Choi, 2012; Ryu i Kang, 2013).
Należy pamiętać o korelacyjnym charak- terze badania, które pomimo kontroli efektu selekcji, nie pozwala wprost wnioskować
o wpływie pomocy (lub jego braku) na osiągnięcia szkolne. Nie obserwujemy róż- nic między uczniami korzystającymi a nie- korzystającymi z pomocy, nie wiemy jednak, czy bez pomocy trudności korzystających nie pogłębiłyby się. Pewne wskazówki daje nam też jedyna pozostała istotna różnica – niższe osiągnięcia szkolne z języka pol- skiego w Klasie „Umiarkowana pomoc bezpłatna”. Wynik ten może oznaczać, że uczniowie z tej klasy nie „dogonili” pod względem osiągnięć uczniów niekorzy- stających z pomocy. Wówczas brak różnic możemy zinterpretować nie tyle jako brak znaczenia pomocy dla osiągnięć, ile jako sygnał, że uczniowie korzystający z pomocy dorównali pod ich względem uczniom, któ- rzy pomocy nie potrzebowali.
Podsumowując, przeprowadzone analizy nie pozwalają na jednoznaczną odpowiedź na pytanie o zależność między pozaszkolną pomocą w nauce a osiągnięciami szkolnymi uczniów gimnazjów. Pokazują jednak nie- bagatelne znaczenie kontroli efektu selekcji dla wyników analiz, który dotychczas czę- sto zaniedbywano (Bembenutty, 2005; Choi, 2012; Driessen i in., 2005; Szumski i Kar- wowski, 2015; Ünal i in., 2010; Xu i in., 2010).
W odpowiedzi na postawione pytanie pomo- głoby uwzględnienie miar jakości wsparcia.
Pomogłyby one rozstrzygnąć, czy jej zróż- nicowanie jest przyczyną obserwowanego braku różnic między osiągnięciami uczniów korzystających i niekorzystających z pomocy.
Trudności w odpowiedzi na postawione pytanie wynikają w dużym stopniu z kore- lacyjnego charakteru badania. Przepro- wadzenie odpowiedniego eksperymentu, uwzględniającego różne formy pomocy i różne przedmioty, byłoby jednak bardzo trudne, o ile w ogóle możliwe. Z tego względu w kolejnych badaniach należy rozważyć zastosowanie innych metod analitycznych, choć krytykowanych (King i Nielsen, 2016), to opracowanych na potrzeby tego typu sytuacji, np. propensity score matching (PSM;
Caliendo i Kopeinig, 2008). Dzięki wykorzy- staniu specjalnych technik statystycznych, metoda ta umożliwia porównanie grupy, w której doszło do jakiegoś oddziaływania (np. udzielenia pomocy w nauce) do grupy, w której oddziaływanie było nieobecne, pomimo nielosowego przydziału do grup i związanych z tym wyjściowych różnic między nimi. Może więc stanowić obiecującą analityczną alternatywę. Ponadto w przy- szłości wskazane jest uzupełnienie infor- macji dotyczących pozaszkolnej pomocy w nauce o dane zebrane od rodziców. Część uczniów może nie ujawniać tych informacji (jako np. wstydliwych) i zniekształcać w ten sposób obraz zjawiska.
Literatura
Asparouhov, T. i Muthén, B. (2014). Auxiliary vari- ables in mixture modeling: using the BCH method in Mplus to estimate a distal outcome model and an arbitrary secondary model. Pobrano z https://
www.statmodel.com/download/asparouhov_
muthen_2014.pdf
Balli, S. (1997). When mom and dad help: student reflec- tions on parent involvement with homework. Referat wygłoszony podczas the Annual Meeting of the American Education Research Association, Chicago.
Bembenutty, H. (2005). Academic achievement in a national sample: the contribution of self-regu- lation and motivational beliefs beyond and above parental involvement. Referat wygłoszony podczas the Annual Meeting of the American Educational Research Association, Montreal.
Bray, M. (2011). The challenge of shadow education:
private tutoring and its implications for policy mak- ers in the European Union. Luxembourg: European Commission.
Briggs, D. (2001). The effect of admissions test prepara- tion: evidence from NELS:88. Chance, 14(1), 10–18.
Burda, P. (2011). Sezon na korepetycje rozpo- częty. Dziś korzystają prawie wszyscy. Pobrano z http://www.echodnia.eu/apps/pbcs.dll/
article?AID=/20110914/EDUKACJA/68062430 Caliendo, M. i Kopeinig, S. (2008). Some practical
guidance for the implementation of propensity score matching. Journal of Economic Surveys, 22(1), 31–72.
Caplan, N., Choy, M. i Whitmore, J. H. (1992). Indo- chinese refugee families and academic achieve- ment. Scientific American, 266(2), 36–42.
Carter, R. i Wojtkiewicz, R. (2000). Parental involve- ment with adolescents’ education: do daughters or sons get more help? Adolescence, 137(35), 29–44.
Choi, J. (2012). Unequal access to shadow education and its impacts on academic outcomes: evidence from Korea. Referat wygłoszony podczas Spring Meeting of ISA RC 28 “Economic transformation and social stratification in comparative perspecti- ves”, Hong Kong.
Collins, L. i Lanza, S. (2010). Latent class and latent transition analysis: with applications in the social behavioral, and health sciences. Hoboken: Wiley.
Cooper, H., Lindsay, J. i Nye, B. (2000). Homework in the home: how student, family, and parenting-style differences relate to the homework process. Con- temporary Educational Psychology, 25(4), 464–487.
Crozier, G. i Davies, J. (2006). Family matters:
a discussion of the Bangladeshi and Pakistani extended family and community in supporting the children’s education: family matters. The Sociologi- cal Review, 54(4), 678–695.
Czerniawska, E. (1999). Dynamika zachowań strategi- znych w uczeniu się tekstów podręcznikowych. War- szawa: Wydawnictwa Uniwersytetu Warszawskiego.
Czerniawska, E. (2000). Interprzedmiotowe zróż- nicowanie aktywności strategicznej, bezradność intelektualna i osiągnięcia w uczeniu się. Przegląd Psychologiczny, 43(4), 499–512.
Dang, H.-A. (2007). The determinants and impact of private tutoring classes in Vietnam. Economics of Education Review, 26(6), 683–698.
Deary, I., Strand, S., Smith, P. i Fernandes, C. (2007). Intelligence and educational achieve- ment. Intelligence, 35(1), 13–21. doi: 10.1016/j.
intell.2006.02.001
Dolata, R., Hawrot, A., Humenny, G., Jasińska, A., Koniewski, M., Majkut, P. i Żółtak, T. (2013).
Trafność metody edukacyjnej wartości dodanej dla gimnazjów. Warszawa: Instytut Badań Edukacyjnych.
Driessen, G., Smit, F. i Sleegers, P. (2005). Parental involvement and educational achievement. Brit- ish Educational Research Journal, 31(4), 509–532.
Fang, Z. i Wei, Y. (2010). Improving middle school students’ science literacy through reading infusion.
Journal of Educational Research, 103(4), 262–273.
Federowicz, M. i Sitek, M. (red.). (2011). Raport o sta- nie edukacji. Społeczeństwo w drodze do wiedzy.
Warszawa: Instytut Badań Edukacyjnych.
Grolnick, W., Benjet, C., Kurowski, C. i Apostoleris, N. (1997). Predictors of parent involvement in children’s schooling. Journal of Educational Psy- chology, 89(3), 538–548.
Guill, K. i Bos, W. (2014). Effectiveness of private tutoring in mathematics with regard to subjective and objective indicators of academic achievement.
Evidence from a German secondary school sample.
Journal of Educational Research Online, 6(1), 34–67.
Hawrot, A. (2017). Out-of-school learning assistance in adolescence. Educational Psychology, 1–22. doi:
10.1080/01443410.2017.1392006
Hill, N. i Tyson, D. (2009). Parental involvement in middle school: a meta-analytic assessment of the strategies that promote achievement. Developmen- tal Psychology, 45(3), 740–763.
Hoover-Dempsey, K. i Sandler, H. (1995). Parental involvement in children’s education: why does it make a difference? Teachers College Record, 97(2), 310–331.
King, G. i Nielsen, R. (2016). Why propensity scores should not be used for matching. Pobrano z http://j.
mp/1sexgVw
Klusek, D. (2015). Korepetycje coraz popularniejsze.
Z chęci czy z potrzeby? Echo Dnia Świętokrzyskie.
Pobrano z http://www.echodnia.eu/swietokrzyskie/
edukacja/art/8155999,korepetycje-coraz-popular- niejsze-z-checi-czy-potrzeby-sonda,id,t.html Kondratek, B. i Pokropek, A. (2015). Teoria odpowie-
dzi na pozycje testowe: jednowymiarowe modele dla cech ukrytych o charakterze ciągłym. W: A. Pokro- pek (red.), Modele cech ukrytych w badaniach eduka- cyjnych, psychologii i socjologii. Teoria i zastosowania (s. 15–32). Warszawa: Instytut Badań Edukacyjnych.
Kowalczuk, M. (2011). Korepetycje – przemilczany problem polskiej edukacji. Pobrano z http://www.
edunews.pl/system-edukacji/1579-korepetycje- -przemilczany-problem-polskiej-edukacji Marjoribanks, K. (2005). Family background, acade-
mic achievement, and educational aspirations as predictors of Australian young adults’ educational attainment. Psychological Reports, 96(3), 751–754.
Ministerstwo Edukacji Narodowej (2013). Program międzynarodowej oceny umiejętności uczniów OECD PISA. Wyniki badania 2012 w Polsce. War- szawa: Ministerstwo Edukacji Narodowej–Instytut Filozofii i Socjologii PAN.
Mischo, C. i Haag, L. (2002). Expansion and effec- tiveness of private tutoring. European Journal of Psychology of Education, 17(3), 263–273.
Muthén, L. i Muthén, B. (2012). Mplus user’s guide (7th edition). Los Angeles: Muthén&Muthén.
O’Reilly, T. i McNamara, D. (2007). The impact of science knowledge, reading skill, and reading stra- tegy knowledge on more traditional „high-stakes”
measures of high school students’ science achie- vement. American Educational Research Journal, 44(1), 161–196.
Patall, E., Cooper, H. i Robinson, J. C. (2008). Parent involvement in homework: a research synthesis.
Review of Educational Research, 78(4), 1039–1101.
Putkiewicz, E. (2005). Korepetycje - szara strefa edu- kacji. Warszawa: Instytut Spraw Publicznych.
Ryu, D. i Kang, C. (2013). Do private tutoring expen- ditures raise academic performance? Evidence from middle school students in South Korea. Asian Economic Journal, 27(1), 59–83.
Safarzyńska, K. (2013). Socio-economic determi- nants of demand for private tutoring. European Sociological Review, 29(2), 139–154.
Sędek, G. (1995). Bezradność intelektualna w szkole.
Warszawa: Wydawnictwo Instytutu Psychologii PAN.
Silinskas, G., Niemi, P., Lerkkanen, M.-K. i Nurmi, J.-E. (2013). Children’s poor academic perfor- mance evokes parental homework assistance-but does it help? International Journal of Behavioral Development, 37(1), 44–56.
Sirin, S. (2005). Socioeconomic status and academic achievement: a meta-analytic review of research.
Review of Educational Research, 75(3), 417–453.
Smyth, E. (2009). Buying your way into college? Pri- vate tuition and the transition to higher education in Ireland. Oxford Review of Education, 35(1), 1–22.
Spagnola, M. i Fiese, B. (2007). Family routines and rituals: a context for development in the lives of
young children. Infants Young Children, 20(4), 284–299.
St. Clair, R., Kintrea, K. i Houston, M. (2013). Silver bullet or red herring? New evidence on the place of aspirations in education. Oxford Review of Educa- tion, 39(6), 719–738.
Szumski, G. i Karwowski, M. (2015). Rodzicielskie zaangażowanie w naukę gimnazjalistów spraw- nych i ze specjalnymi potrzebami edukacyjnymi.
Edukacja, 135(4), 91–106.
Tam, V. i Chan, R. (2009). Parental involvement in primary children’s homework in Hong Kong.
School Community Journal, 9(2), 81–100.
Tansel, A. i Bircan, F. (2005). Effect of private tutoring on university entrance examination performance in Turkey [IZA Discussion Paper No. 1609]. Bonn:
Institute for the Study of Labor.
Ünal, H., Özkan, E., Milton, S., Price, K. i Curva, F. (2010). The effect of private tutoring on perfor- mance in mathematics in Turkey: a comparison across occupational types. Procedia – Social and Behavioral Sciences, 2(2), 5512–5517.
Wołodźko, T. (2015). Modele klas ukrytych. W: A.
Pokropek (red.), Modele cech ukrytych w bada- niach edukacyjnych, psychologii i socjologii. Teoria i zastosowania (s. 106–123). Warszawa: Instytut Badań Edukacyjnych.
Xu, M., Kushner Benson, S., Mudrey-Camino, R. i Steiner, R. (2010). The relationship between parental involvement, self-regulated learning, and reading achievement of fifth graders: a path analy- sis using the ECLS-K database. Social Psychology of Education, 13(2), 237–269.
Badanie przeprowadzono w ramach projektu „Badania dotyczące rozwoju metodologii szacowania wskaźnika edukacyjnej wartości dodanej” (nr UDA-POKL.03.02.00-00-010/07-04) realizowanego w Centralnej Komisji Egzaminacyjnej i Instytucie Badań Edukacyjnych i współfinansowanego ze środków Europejskiego Funduszu Społecznego, Program Operacyjny Kapitał Ludzki 2007–2013, Priorytet III: Wysoka jakość systemu oświaty.
Tekst złożony 25 października 2017 r., zrecenzowany 12 lutego 2018 r., przyjęty do druku 22 lutego 2018 r.
Out-of-school assistance in learning and school achievement during adolescence
This study investigated the relationship between out-of-school learning assistance and school achievement among lower-secondary school students. It used data gathered from 3617 students during the EVA study for lower secondary schools. Latent class analyses demonstrated that students were provided with four types of assistance: frequent non- -paid assistance in all subjects, moderate non-paid assistance in all subjects, selective non-paid assistance, assistance in mathematics. One type represented students receiving no assistance. Students receiving assistance scored lower on the lower-secondary school exam in comparison to those who received no help. The differences disappeared after controlling for the variables affecting both school achievement and selection for assistance.
Keywords: educational psychology; adolescence; private tutoring; school achievement; out-of-school learning assistance.
