Kinek használ az évvesztés?

Altwicker-Hámori Szilvia–Köllő János [1] 2016. március 13.

Havas 70 – I. kötet >>> [3]
Havas 70 – II. kötet>>> [4]

Az óvodából való kimaradás, a szegény gyermekeket az iskolakezdéskor érő hátrányok és az iskolai szegregáció kérdései kulcsszerepet játszanak Havas Gábor munkásságában (lásd például Havas–Liskó–Kemény 2002, Havas 2004, Havas–Liskó 2006, Havas 2008). Az ünnepelt azok közé tartozik, akik műveikkel és megszólalásaikkal látványosan cáfolják „a szociológia csak amolyan rossz közgazdaságtan”, szociológusok között is meghökkentően elterjedt téveszméjét. Kivételes terepismerete, éles meglátásai és elemzései nélkül sokkal nehezebben jutnának el az értelmes és fontos kérdésekhez azok a (kétségkívül inkább közgazdászok vagy álruhás szociológusok által művelt) extenzív, nagymintás ökonometriai vizsgálatok is, melyek közé az itt összefoglalt kutatás tartozik.

Tanulmányunk szerintünk értelmes és fontos kérdése így hangzik: vajon a késleltetett iskolakezdés segíti vagy hátráltatja-e a legfontosabb alapkészségek elsajátítását? Ha segíti, kiket segít inkább, és miért?

Az eredmények arra utalnak, hogy az évvesztes, hétévesen beiskolázott gyermekek jobban teljesítenek a kompetenciateszteken, mint a hatévesen beiskolázott társaik, és a késleltetésből fakadó előny sokkal nagyobb az általános iskolát végzett, mint a diplomás anyák gyermekei körében. Ezt a többlethatást alapvetően a hosszabb óvodába járásnak (az iskola-előkészítő év megismétlésének) tulajdonítjuk, és ezt alátámasztani látszik, hogy az évvesztés hatása különösen a szegregált osztályokban ott erős, ahol nagyon éles a váltás az óvodai és iskolai környezet között. Úgy gondoljuk, az eredményeink messzemenően alátámasztják azt a különleges figyelmet, amelyet Havas Gábor kutatóként és politikusként a megfelelő mértékű és színvonalú óvodáztatás és az iskolai integráció ügyeinek szentelt és szentel.

Írásunk egy korai változata megjelent magyarul, jelentősen átdolgozott verziója pedig angolul (Hámori–Köllő 2011, Altwicker-Hámori–Köllő 2012). Ebben az összefoglalóban csak röviden térünk ki a publikált cikkekben részletesen tárgyalt technikai kérdésekre, az eredmények bemutatásakor is elhagyjuk a modellek és a becsült paraméterek jóságát tesztelő statisztikai próbákat, vagy csak szóban utalunk rájuk: inkább a mögöttes megfontolásokra, a mérés elvi nehézségeire és az eredmények értelmezésére koncentrálunk.

A beiskolázási életkor lehetséges hatásai és a mérés nehézségei

Tanulmányunkban a beiskolázási életkor és a kompetencia teszteredmény oksági összefüggését vizsgáljuk az Országos Kompetenciafelvétel (OKM) 2006-os hulláma és néhány más adatbázis alapján, a negyedik, illetve nyolcadik évfolyamos tanulók körében. Azonnal felvetődik a kérdés, miért várjuk, hogy a késleltetett iskolakezdés hatással lesz a tanulók teljesítményére?

A beiskolázási életkor hatása több csatornán keresztül érvényesül. Az irodalomban (Black et al. 2008, Cascio–Schanzenbach 2007, Datar 2006, Fredrikkson–Öckert 2006, Leuven et al. 2010, McEwan–Shapiro 2007) három összetevőt különböztetnek meg: a méréskori életkor különbségből fakadó hatást (age-at-test effect), valamint az abszolút és relatív életkori hatásokat. Ami az elsőt illeti, a hétévesen beiskolázott gyerekek a teszt időpontjában többet tudnak, egyszerűen mert idősebbek és/vagy mert tovább jártak óvodába. Amennyiben ez a hatás dominál, akkor a beiskolázási életkor hatása az iskolai pályafutás folyamán gyengül, vagy teljesen elenyészik, mivel a korai életkorban felhalmozott tudás a későbbi tudásmennyiségeknek egyre kisebb részét teszi ki. Más a helyzet, ha az abszolút életkori hatás dominál, ami a késleltetett beiskolázással együtt járó jobb tanulóképességen nyugszik. Ha az idősebben beiskolázott gyermek az iskola minden évfolyamán gyorsabban tanul, akkor azt várjuk, hogy az iskolai pályafutás folyamán a beiskolázási életkor hatása konstans vagy növekvő. Hasonlóan maradandó hatást várunk, ha a relatív életkori hatás dominál. A hétévesen beiskolázott gyermek idősebb, mint az osztálytársai, és ez a relatív korkülönbség több okból is előnyére válhat: például nagyobb az önbizalma, ami javíthatja az iskolai teljesítményét (Cascio–Schanzenbach 2007), vagy hasznot húz abból, hogy a tananyagot az átlagos életkorú gyermekre szabták (Datar 2006). Összegezve, az iskolai pályafutás folyamán mért múló hatás a méréskori életkorkülönbségek dominanciáját bizonyítja, míg a mara- dandó hatás az abszolút vagy relatív életkori hatás meghatározó szerepére enged következtetni.

Az iskolakezdési életkor és a tanulmányi eredmény kapcsolatának empirikus becslése nem egyszerű feladat. Magyarországon a törvény bizonyos korlátok között a szülőkre, illetve az óvónőkre és a nevelési tanácsadókra bízza az iskolakezdés időpontjának meghatározását. A főszabály szerint a gyermek, ha iskolaérett, abban a naptári évben kezdi meg a tankötelezettség teljesítését, amelyben a hatodik életévét május 31-ig betölti (1993. évi LXXIX törvény). A szülő kérelmére a gyermek elkezdheti az iskolát akkor is, ha a hatodik életévét december 31-ig tölti be. A szabály lehetőséget ad arra, hogy a gyermek egy év késéssel menjen iskolába, de legkésőbb nyolcéves korig meg kell kezdenie a tanulmányait.¹

A tanulók túlnyomó többsége szabály szerint kezdi el az iskolát, az előre hozott beiskolázás nem gyakori, ugyanakkor körülbelül 15-20 százalék él a késleltetett iskolakezdés lehetőségével. Mivel a gyengébb képességű gyerekek körében várhatóan gyakoribb a késleltetett kezdés, az iskolakezdési életkor és az iskolai teljesítmény között negatív korreláció mutatható ki, ami azonban nemcsak az érdeklődésünk tárgyát képező oksági kapcsolatot, hanem a képességek különbségét is tükrözi. Az átlagos évvesztes rosszabbul teljesít, mint az átlagos „normál” iskolakezdő, de ebből nem vonhatók le a kései iskolakezdés hatására vonatkozó következtetések.

Az iskolakezdésre és a teljesítményre egyidejűleg ható, meg nem figyelt tényezők hatásának kiszűrésére számos empirikus tanulmány az instrumentális változók (IV) módszerét használja, azaz olyan identifikáló változót keres, ami hat az iskolakezdési korra, de csakis ezen keresztül hat a teljesítményre (Bedard–Dhuey 2006, Black et al. 2008, Cascio–Schanzenbach 2007, Datar 2006, Elder–Lubotsky 2009, Fertig–Kluve 2005, Fredrikkson–Öckert 2005, Leuven et al. 2004, McEwan–Shapiro 2008, Puhani–Weber 2007, Strom 2004). Instrumentumként a várható beiskolázási életkort használják, ami a gyermek születési hónapja és a tankötelezettség kezdetéről szóló szabály alapján határozható meg.

Az IV -módszerrel becsült együttható az úgynevezett helyi kezelési hatást (local averagetreatmenteffect, LATE) identifikálja, az átlagos oksági hatást azon alcsoporton belül, amelynek a magatartása az instrumentum hatását tükrözi: ez az úgynevezett szabálykövető (complier) alcsoport (Imbens–Angrist 1994). Egy instrumentális változós modellben a populáció három alcsoportra osztható: szabálykövetőkre (compliers), lehetőségmegragadókra (always-takers) és lehetőségelutasítókra (never-takers). A kezelt csoportba azok a gyermekek tartoznak, akik az iskolát hétéves korukban kezdték el. Ez az utóbbi csoport két alcsoportra bontható: a szabálykövetőkre, akik a születési hónapjukból adódóan kezdték hétévesen az iskolát, és a lehetőség- megragadókra, akik határnap előtt születtek, és önkéntesen kezdték el hétévesen az iskolát. A nem kezelt csoport szintén két alcsoportból tevődik össze: ez esetben a szabálykövetők azok, akik a születésnapjuknak megfelelően kezdték el hatévesen az iskolát, míg a lehetőségelutasítók alcsoportja azokat a tanulókat tartalmazza, akik önkéntesen (a határnap utáni születésük ellenére) kezdték el hatévesen az iskolát. A LATE csupán a szabálykövető alcsoportokra becsült hatást identifikálja. A másik két alcsoportról – amelynek a magatartását nem az instrumentum befolyásolta – nem vonhatók le következtetések a szelekcióra vonatkozó megszorító feltevések nélkül (Angrist 2004, Angrist–Pischke 2009).

Esetünkben tehát a LATE azokra a tanulókra vonatkozik, akik azért kezdték az iskolát hétévesen, mert a beiskolázási határnap után születtek, az IV módszer csak a klasszikus évvesztesekre mért hatást identifikálja. Az IV-módszerrel becsült életkorhatás csak akkor méri torzítatlanul, hogy a késleltetett iskolakezdés milyen hatást gyakorol a populáció egy véletlenszerűen kiválasztott tagjára, ha az önkéntes késleltetés, illetve a klasszikus évvesztés azonos hatással van az iskolai teljesítményre (lásd Angrist 2004, Angrist–Pischke 2009).

Ezt a problémát orvosolhatjuk az ún. kontrollfüggvény (Garen 1984, Card 1999, 2001) alkalmazásával. A modell feloldja azt a feltevést, hogy a késleltetett iskolakezdés minden gyermekre azonos módon hat, és ezzel lehetővé teszi az átlagos kezelési hatás (ATE) azonosítását, nem különösebben erős megszorító feltevések (a hatások linearitása) mellett.

A tanulmányban is követett becslési módszereket az a gyakori kritika éri, hogy a gyermekek születési hónapja nem véletlenszerű, így önmagában is hatást gyakorol az iskolai teljesítményre (Bound et al. 1995, Bound–Jaeger   2000).² Az ilyenféle kritika kivédésére az újabb irodalom szűkített mintákon (discontinuitysamples) becsüli a beiskolázási életkor hatását (Elder–Lubotsky 2009, Puhani–Weber 2007, Strom 2004). Tanulmányunkban mi is ezt az eljárást követtük: az IV regressziókat lefuttattuk úgy is, hogy csak azok szerepelnek a mintában, akik két hónappal a beiskolázási küszöb előtt, illetve után születtek. Továbbá megvizsgáltuk a születési hónap és a Kompetenciafelvételben megfigyelt összes releváns változó közötti korrelációt, és nem találtunk 0,03-nál magasabb értékeket.

A beiskolázási életkor jelentősége egy szegregált iskolarendszerben

Várakozásunk szerint a késleltetett iskolakezdés – ami többnyire az óvodai iskola-előkészítő év megismétlését jelenti az erősen szegregált iskolarendszerbe való belépés helyett – sok hátrányos helyzetű gyermeket segít abban, hogy felzárkózzon a kedvezőbb helyzetből induló társaihoz. Mivel az óvodáztatás ötéves kortól kötelező és majdnem teljeskörű (a „majdnemről” lásd Havas 2008 írását), a kulcskérdés az, hogyan fejlődnek az alacsony státusú gyermekek szerencsésebb társaikhoz képest az óvoda utolsó, illetve az iskola első évfolyamain.

Afelől nem lehet kétségünk, hogy az iskolába lépve a hátrányos helyzetű magyar gyerekek a fejlődésüket igen kevéssé segítő környezetbe kerülnek. Mint ismeretes, a PISA-mérések szerint a 27 vizsgált ország közül Magyarországon a legerősebb a kapcsolat a családi háttér és az iskolai teljesítmény között (Jenkins et al. 2008). Ugyanez a felvétel rámutatott, hogy sehol sem nagyobb az iskolák közötti szórás szerepe a teljes teljesítményszórás meghatározásában, mint Magyarországon, amihez Csapó et al. (2009) TIMMSés PIRLS-adatokon alapuló tanulmányára támaszkodva hozzátehetjük: az, ami első lépésben iskolán belüli szórásnak tűnik, valójában igen nagy részben osztályok és iskolaépületek közötti szórást jelent. A szegregáció a nagyvárosokban a legerősebb (Kertesi–Kézdi 2005), de a kisebb falvakból is megkezdődött a középosztály menekülése: a diplomás szülők gyermekeinek 40 százaléka, míg a 0–8 osztályt végzett szülők gyermekeinek 20 százaléka jár más település iskolájába (Kertesi–Kézdi 2009a). Ezek a tények nem meglepők az adott intézményi környezetben, ami nem korlátozza a szülők és alig korlátozza az iskolák jelentkezési, illetve felvételi szabadságát; ahol korai a specializáció, a gyengén és jól teljesítők szétválasztása; az iskolák felügyeletét pedig a legutóbbi időkig csaknem háromezer önkormányzat végezte, rajtuk a kormányzat, ha akarta volna, sem tudta volna számon kérni a szegregációt mérséklő lépéseket.³

Különösen erős a romákat sújtó szegregáció, ők a nyolc osztályt vagy azt sem végzett felnőtt népesség hozzávetőlegesen egynegyedét alkothatják, gyermekeik pedig a hasonló hátterű iskolások valamivel több, mint egyharmadát.⁴ Mint Havas–Liskó (2005) rámutatnak, miközben a roma tanulók arányában kétszeres, a tiszta roma osztályok számában nyolcszoros növekedés zajlott le 1980 és 2003 között. Továbbá a cigányok arányát 30 százalékra becsülték a normál osztályokban, 15 százalékra a tagozatokon és 70 százalékra a kisegítő osztályokban. Kertesi–Kézdi (2009) megállapítja: az elkülönítésre irányuló társadalmi erők csak akkor erősek, ha a hátrányos helyzetű tanulók nem kis része roma tanuló is egyben. A hátrányos helyzetű tanulók relatíve magasabb részarányából önmagában nem következik hátrányos helyzet szerint nagyobb mértékű iskolai szegregáció.

Sajnálatos módon alig állnak rendelkezésre olyan adatok és mérések, amelyekből pontosan megítélhető lenne, hogy milyen mértékű az óvodai szegregáció az iskolaihoz képest, illetve hogy az óvodai nevelés programja hatásosabban kezeli-e a fejlődési fáziskülönbségeket, mint az iskola. A közmegegyezés szerint azonban a szegregáció kisebb fokú, és nem is lehet olyan erős a két-három évjáratra méretezett óvodai hálózatban, mint a tizenkét évfolyamot oktató, négy, hat, nyolc és tizenkét évfolyamos, állami, egyházi és magániskolákra, elitképzőkre, „mezei” középiskolákra és zsák- utcás szakképzésre tagozódó közoktatásban, és ezt az Oktatási Hivatal néhány éve végzett ellenőrzése (Rozmis 2010) is megerősíti. Abban széles körű egyetértés uralkodik, hogy a játékos, a készségfejlesztésre épülő óvodai nevelési program nem vezet olyan szakadékszerű – a társadalmi hátteret tükröző – egyenlőtlenségekhez, mint a fejlődési fáziskülönbségekre elkülönítéssel válaszoló iskolai oktatás (Nagy 2009).⁵

Ha így van, akkor várakozásunk szerint a késleltetett iskolakezdésnek (többnyire: meghosszabbított óvodáztatásnak) sokkal erősebb hatást kell gyakorolnia a hátrányos helyzetből induló gyerekekre, mint a társadalmi „elit” sarjaira. Ezt a hipotézist az alacsony és magas státusú anyák gyermekeire külön-külön elvégzett becslésekkel teszteljük, kihasználva az OKM különlegesen nagy méretét.

Az adatokról

A vizsgálathoz az OKM mellett két további adatbázist (PIRLS, TIMSS) használunk.⁶ Az elemzési minták csak a hat- és hétéves iskolakezdőket tartalmazzák (ehhez az adatok kevesebb mint két százalékát kellett kihagynunk). A hátrányos helyzetű gyerekek csoportját az anya iskolázottsága alapján képezzük. A „hátrányos helyzetű gyermekek” csoportjába az iskolázatlan anyák gyermekei tartoznak, akik legfeljebb nyolc osztályt végeztek, őket a diplomás anyák gyermekeivel hasonlítjuk össze.

A tanulmányunk fő eredményei a 2006. évi OKM negyedikes, illetve nyolcadikos tanulókra vonatkozó adatain alapulnak. Az adatfelvétel 2006- ban teljes körű volt, így a használt minták rendkívül nagyok, nyolcvanezernél több tanulóra terjednek ki. Az OKM a nyolcadikos tanulók olvasási- szövegértési és matematikai eszköztudását, illetve a negyedik évfolyamos tanulók alapkészségeit méri; mennyire képesek az elsajátított tudásukat életszerű közegben, mindennapi helyzetekben alkalmazni, milyen mértékben rendelkeznek a továbbfejlődésükhöz szükséges kompetenciákkal.

A két évfolyamon különböző jellegű teszteredmények állnak rendelkezésünkre. A negyedikesek esetében használt összetett kompetencia teszteredmény az írás, olvasás, számolás, valamint a rendszerező, illetve kombinatív gondolkodás teszteredményeinek összege (minden rész-tesztpontszám terjedelme 0–100 pont). Nyolcadikban is egy összetett kompetencia teszteredményt képzünk, mely a matematikai és az olvasási-szövegértési pontszámok átlaga. Minden teszteredményt a teljes mintában mért szórás százalékában fejezünk ki, a becsült iskolakezdési életkorhatások tehát szórásegységben mérnek: egy 50-es érték azt jelenti, hogy a késleltetés a szórás felével növeli meg a tesztpontszámot.

Az OKM számos, a tanulókra, a családi körülményeikre, valamint az iskolákra és azok telephelyeire vonatkozó változót tartalmaz. Ezen változók lépcsőzetes bevonásával három modellt becsülünk. Az első csupán a beiskolázási életkor hatását méri, kontrollok nélkül. Második modellünkbe bevonjuk a nemzetközi irodalomban szokásosan használt tanulói, családi, illetve iskolai jellemzőket: a gyermek nemét, az óvodában töltött évei számát, a család összetételét, az apa iskolai végzettségét, a család anyagi és szociális helyzetét megragadó proxy változókat és az osztály, illetve iskola jellemzőit. Harmadik modellünket további hét változóval bővítjük, melyek az Early Adolescent Home Observation for Measurement of the Environment (EA HOME) Inventory bizonyos tételeit⁷ ragadják meg (lásd Elardo et al. 1975, Bradley et al. 2000, Kertesi–Kézdi 2009b). Az EA HOME a kamaszkorúak (10–15 évesek) otthoni környezetének azon komponensei felmérésére szolgál, melyek hozzájárulnak a gyermek pszichikai és testi fejlődéséhez. A fejlődést segítő otthoni környezet, cselekvések, események megragadásához a közös családi programokra, a különórai részvételre, a gyermek könyvolvasási szokásaira, illetve a saját íróasztal birtoklására vonatkozó változókat használjuk fel.

Hangsúlyozzuk, hogy noha rendelkezünk egy, az óvodázás hosszára vonatkozó kategorikus változóval (nem járt; egy évnél kevesebbet járt; egynél több, de kettőnél kevesebb évet járt; több mint két évet járt), de az csak az óvodázás részleges vagy teljes hiányának mérésére alkalmas. A vizsgált gyerekek zöme ugyanis kettő vagy három (szélső esetben négy) évet járt óvodába, és éppen ebben nyílik olló az évvesztesek és a hatévesen kezdők között. A becsléseinkben tehát lényegében nem tudunk kontrollálni az óvodázás hosszára, a becsült paraméterek ennek különbségeit is tükrözik.

Az F1. táblázat az OKM-re vonatkozó leíró statisztikákat mutat be. Jól látható, hogy az iskolázatlan anyák gyermekei alacsonyabb tesztpontszámot érnek el, mint a diplomás anyák gyermekei. Míg a diplomás anyák gyerme- keinek 90 százaléka járt óvodába két évnél hosszabb ideig, az iskolázatlan anyák gyermekeinél ez az arány jóval alacsonyabb: 76 százalék. A többi változónak az anya iskolázottsága szerinti megoszlása a vártnak megfelelő képet nyújt. A hátrányos helyzetű gyermekek ritkábban olvasnak saját szórakozásukra könyveket, és ritkábban vesznek részt kulturális programokon a családjukkal.

A PIRLS a negyedik évfolyamos tanulók olvasási-szövegértési képességét méri, illetve az otthoni és az iskolai olvasási-tanulási szokások vizsgálatát tűzte ki célul. Az olvasási-szövegértési teszteredmények standardizált formában állnak rendelkezésre, 500 pontos nemzetközi átlaggal és 100 pontos nemzetközi szórással. A PIRLS-adatokon becsült modellben az OKM 2. modelljéhez hasonló magyarázó változók szerepelnek: a gyermek beiskolázási életkora mellett a gyermek nemét, az apa iskolázottságát, az otthoni olvasási szokásokat, a család méretét, a család anyagi helyzetét, illetve a könyvek számát megragadó mutatók. A PIRLS-adatok leíró statisztikái (melyeket itt nem mutatunk be) az OKM-hez hasonló képet nyújtanak. 

A 2003. évi TIMSS a nyolcadik évfolyamosok matematikai tudását méri fel.⁸ A teszteredmény standardizált formában áll rendelkezésre, 500 pontos nemzetközi átlaggal és 100 pontos nemzetközi szórással. Bár a TIMSS-adatbázisban rendelkezésre álló háttérváltozó-készlet az OKM-hez viszonyítva szegényes, a TIMSS-adatokon becsült modellt az OKM 2. modelljéhez hasonlóan magyarázó változókkal próbáltuk kialakítani. Jelen írásban a TIMMS leíró statisztikáit sem közöljük.

Eredmények

Becsléseink főbb eredményeit itt tömörítve ismertetjük, és grafikusan jelenítjük meg. Továbbá csak a HOME-indexre is kontrollált 3. modellverzió eredményeit mutatjuk be.

Az 1. ábrán a három adatbázison, különböző eljárásokkal elvégzett becslések eredményei láthatók. Az oszlopok magassága (illetve itt: hossza) a késleltetett iskolakezdés hatását mutatja a kompetenciaszintre a negyedikeseknél és a nyolcadikosoknál, a teljes mintában mért szórás százalékában. A becsült hatások az OKM-ben minden esetben szignifikánsak, a két nemzetközi adatfelvételben a sokkal kisebb, az OKM-minta 3–5 százalékára rú-   gó mintaméret miatt inszignifikánsak, de az irányuk megfelel az OKM-ben mértnek.

Mint látható, a legkisebb négyzetek módszerével (OLS) becsült hatás mindkét évfolyamnál negatív, azaz rosszabb teljesítményt jelez az évveszteseknél. A minden esetben pozitív IV -eredmények azonban világosan jelzik, hogy itt nem oksági összefüggésről van szó, hanem arról, hogy különféle meg nem figyelt tényezők egyidejűleg késleltetik az iskolakezdést, és rontják a teljesítményt.

1. ábra. Az egy évvel későbbi iskolakezdés hatása a teszteredményekre

Az ábra két további fontos tanulsággal szolgál. Egyfelől a mért hatások kisebbek a nyolcadikosoknál, mint a negyedikeseknél, ami arra utal, hogy a kései iskolakezdés pozitív hatása idővel gyengül, azaz, a teszteléskori életkorhatás (ageat test effect) dominál. A magyar iskolarendszerben jellemző korai szelekció miatt azonban a negyedikes teljesítményeltérések is fontosak, továbbá a nyolcadikban mért hatások sem elhanyagolható mértékűek. Másfelől a kontrollfüggvénnyel becsült hatások kisebbek, mint az IV -val mértek, amire akkor számíthatunk, ha az önkéntes (szülői, pedagógusi) késleltetés hozama átlagosan alacsonyabb, mint a tisztán a véletlennek köszönhető késleltetésé. Úgy tűnik, az önkéntes évvesztők között valóban kevesebb az iskolaérett gyerek.

A 2. ábra az alacsony és magas iskolai végzettségű anyák gyermekeire vonatkozik. Látható, hogy az előbbiek esetében a halasztás hatása a negyedikes teszteredményre sokkal nagyobb (és ami itt nem látható: a magas státusú gyerekeknél mért hatás az esetek egy részében nem is szignifikáns). Náluk a hatás 0,4–0,8 szórásegységnyi, míg a diplomás anyák gyermekeinél csupán 0,2–0,3 mértékű. A nyolcadikosoknál a hatások mindkét csoport esetében gyengébbek, a csoportközi különbségek is kisebbek, különösen a kontrollfüggvényt használó modell esetében, de a pontbecslések kivétel nélkül erősebb hatást mérnek a hátrányos helyzetű, mint a diplomásgyerekek esetében.

2. ábra: Az egy évvel későbbi iskolakezdés hatása a teszteredményekre különböző társadalmi hátterű tanulók esetében

Megjegyezzük, hogy a becsléseket elvégeztük a tesztelés területe szerinti bontásban is, és azt találtuk, hogy a teljesítménykülönbségekre gyakorolt hatás lényegesen erősebb az olvasás- és íráskészség, mint a matematika esetében, ahol a veleszületett képességek befolyása minden valószínűség szerint nagyobb.        

Az eredmények értékelése

Az eredmények összhangban állnak a várakozással: a legfeljebb általános iskolát végzett anyák gyermekeinek esetében az évvesztés pozitív hatása a teszteredmény szórásának 40-80 százalékára rúg a negyedikesek és 25-40 százalékára a nyolcadikosok körében, a tesztelt kompetenciáktól függően. A diplomás anyák gyermekeinek körében a hatás a negyedikeseknél csak 20-30 százalékra, a nyolcadikosoknál 10-20 százalékra tehető. A becslések arra utalnak, hogy a késleltetett iskolakezdés segíti az alapvető készségek elsajátítását, bár ez a hatás idővel halványulni kezd.

Az az eredmény, hogy a később kezdők teljesítménye ceteris paribus jobb, nem tekinthető újnak, és összhangban van azzal a magyarázattal, hogy ők idősebbek a tesztelés időpontjában, minden pillanatban idősebbek az átlagos osztálytársuknál, továbbá sikeresebbek az átlagos tanulóra szabott tananyag elsajátításában. Ugyanakkor ezek a mechanizmusok nem magyarázzák a feltűnően nagy csoportközi különbségeket. Ezek, meggyőződésünk szerint, az óvodáknak, az iskoláknak és a különböző társadalmi állású családoknak a készségfejlesztés terén meglévő hatékonyságbeli előnyeivel-hátrányaival függnek össze, melyek országról országra és társadalmi csoportonként is változnak.

Magyarországon az alacsony státusú családok (melyek általában sem tudják hatékonyan segíteni az iskoláskorú gyermekeiket mint arra Kertesi– Kézdi 2010 rámutatnak) valószínűleg kevésbé sikeresek abban, hogy elhárítsák az osztályátlagnál fiatalabb gyermeiket sújtó, ez esetben negatív abszolút és relatív életkorhatásokat. Ezért a késleltetés hozama különösen erős lehet.

Egy sajátos összetételhatás is hozzájárulhat a megfigyelt eredményekhez: az önkéntes halasztás a szegény és különösen a roma családok esetében a többséghez hasonulás (amit „acting white” néven is tárgyal a szakirodalom Fryer–Torelli 2005 nyomán) jele lehet. Ennek a törekvésnek köszönhetően a jó képességűek aránya magasabb lehet az alacsony, mint a magas státusú halasztók között.

Mindazonáltal azt gondoljuk, hogy a legfontosabb mögöttes tényező a meghosszabbított óvodázás, illetve az, hogy a magyar óvodák sikeresebben fejlesztik az alapkészségeket, mint a szegény gyerekek számára elérhető iskolák. Az óvodai nevelés programja még ma is sokat őriz a Montessori-gyökerekből, és általában a játékos, részt vevő tanulás-tanítás hagyományaiból. Az óvoda sokkal kevésbé tud és akar kirekesztéssel válaszolni a fejlődési fáziskülönbségekre, mint az iskola (erről lásd Nagy 2009).

Legalább ennyire fontos, hogy az óvodák sokkal kevésbé szegregáltak, mint az iskolák. A legtöbb gyerek a lakóhelyéhez legközelebbi óvodába jár. Az OH már említett ellenőrzése csupán 8,2 százaléknyi körzeten kívüli gyereket azonosított a megvizsgált óvodákban, és belső szegregációra utaló jeleket sem talált. Ugyanakkor az általunk vizsgált OKM-mintákban a tanulók 29, illetve 31 százaléka járt körzeten kívüli iskolába.

Eredményeink összhangban állnak a Kertesi–Kézdi (2012) tanulmányéval, amely kimutatja, hogy a társadalmi státus szerinti teszteredmény-különbségek csökkennek az óvodázás hosszával. A hosszabb óvoda késleltetett pozitív hatása sokkal erősebb az alacsony, mint a magas státusú gyerekek között. Ugyanakkor a társadalmi szakadék szélesedik az iskolába járás hosszával: az OKM-mintában a diplomás és képzetlen szülők gyermekei közötti teszteredmény- különbség 1,02 szórásegység negyedikben, de 1,21 nyolcadikban.

A rendelkezésünkre álló adatokból nehéz közvetlen bizonyítékot találni arra, hogy az iskolai szegregáció befolyásolja-e a késleltetett iskolakezdés teszteredményekre gyakorolt hatását. Ha a szegregáció számít, akkor gyengébb életkorhatást várunk azoknál a gyerekeknél, akik integrált osztályokba járnak, azaz akiknek az esetében az óvodai és az iskolai környezet közötti kontraszt nem olyan éles. Az OKM-ben, jobb híján, csak a negyedikes (és nem az elsős) osztályszerkezetre vonatkozó adatokat tudunk használni: ennek alapján különböztetünk meg integrált és szegregált osztályokat. Az előbbi csoportba azokat soroljuk, ahol a 0–8 osztályt végzett anyák gyermekeinek aránya nem éri el a 20 százalékot, az utóbbiba azokat, ahol az 50 százalékot is meghaladja. (Az osztópontokat az eloszlás 25. és 75. percentilisénél helyeztük el). A becslést csak azokra a tanulókra végezzük el, akiknek az édesanyja nem végzett nyolc osztálynál többet. Noha most sokkal kisebb mintával és zajos adatokkal dolgozunk, így is nagy különbséget találunk az életkorhatás mértékében: specifikációtól függően 0,75–0,95 szórásegységnyit a szegregált osztályokban tanulóknál (a hatások 0,05 és 0,1 szinten szignifikánsak) és inszignifikáns, 0,25–0,36 mértékűeket az integrált osztályokban.

Az itt bemutatott eredményekből nem következik, hogy a társadalmi egyenlőtlenségek mérséklése céljából érdemes lenne a beiskolázási kort egy évvel feljebb tolni. Ha az óvodát is magában foglaló kötelező és ingyenes közoktatás nem a 6–16 éves, hanem a 7–17 éves korosztályokra terjedne ki, abból valószínűleg semmilyen előny nem származna. A bemutatott eredmények is erősítik azonban az alapkészségek fejlődésével foglalkozó oktatáskutatók következtetését, amely szerint hasznos lenne az alsó tagozatos oktatási programot szellemében, eszközeiben és a nevelt gyermekek kiválasztásában az óvodaihoz közelíteni. 

Jegyzetek

1. A rugalmasabb iskolakezdés arra biztosított lehetőséget, hogy a nyári gyerekek közül a kicsit éretlenebbek egy évvel tovább maradhassanak óvodában, az évveszteseknek viszont, ha kellően felkészültek, ne kelljen még egy évet az óvodában tölteniük. A várakozások szerint hasonló arányban kellett volna döntéseknek születniük az iskolába lépés elhalasztása, illetve előre hozása mellett. Az adatok szerint ez az elvárás nem teljesült, lényegesen több a késleltetett, mint az előre hozott iskolakezdés. A 2011. évi CXC. számú törvény 45. § (2) bekezdés megváltoztatta az iskolakezdésre vonatkozó szabályokat, korlátozza a szülő döntési szabadságát, és a döntést egy szakértői bizottságra bízza.

2. A születési hónap véletlenszerűsége vitatott a szakirodalomban. Például Angrist– Kruger (1992) két különböző tanulmány álláspontját állítja szembe egymással: míg az egyik szerint léteznek úgynevezett genetikus születési hónap hatások (az iskolázatlanok inkább nyáron, az iskolázottak viszont az évben egyenletesen elosztva nemzenek gyermeket), a másik hivatkozott eredmény szerint a gyermek születési hónapja teljesen független a szülők anyagi, illetve társadalmi hátterétől.

3. Nem bocsátkozunk annak a kérdésnek a boncolgatásába, hogy egy szegregált iskolarendszer hátráltatja vagy segíti-e a hátrányos helyzetű gyermekek fejlődését. Kertesi–Kézdi (2005) a nemzetközi szakirodalmat is áttekintő cikke alapján elfogadjuk, hogy a spontán szegregáció nem segíti a legrosszabb körülmények közül induló gyermekek fejlődését.

4. A Kemény et al. (2004) által közölt adatokat a Munkaerő-felméréssel összevetve 2003-ban a romák arányát az iskolázatlan férfinépességben 21 százalékosra becsülhettük (Köllő 2009). Az arány azóta valószínűleg növekedett. A Kertesi–Kézdi (2010)-tanulmányban elemzett mintában az iskolázatlan szülők gyermekei között a romák aránya 37 százalékos volt.

5. Mindkét kérdésre visszatérünk a tanulmány végén.

6. Az OKM-, PIRLS-, illetve TIMSS-adatokról bővebben lásd Hermann–Molnár (2010) és Kertesi– Kézdi (2009b), Gonzalez–Kennedy (szerk.) (2003), illetve Martin (2005).

7. Az OKM-ben szereplő változók listája nem nyújt lehetőséget az EA HOME azon tételei megragadásához, melyek a kérdezőbiztos megfigyelése alapján jönnek létre, mint például „a lakás sötét/sivár”.

8. A negyedik osztályosokra vonatkozó TIMSS nem nyújt információit a szülők iskolai végzettségéről, így tanulmányunkban a negyedik évfolyamos tanulókat nem vizsgáljuk.  

Hivatkozások

Altwicker-Hámori, S.–Köllő, J. (2012): Whose Children Gain from Starting School Later? Evidence from Hungary. Educational Research and Evaluation: An International Journal on Theory and Practice, Volume 18, Issue 5, 459–488. (2012)

Angrist, J. D. (2004). Treatment Effect Heterogeneity in Theory and Practice. The Economic Journal, 114 (494), C52–C83.

Angrist, J. D.–Kruger, A. B. (1992). The effect of age at school entry on education attainment: An application of instrumental variables with moments from two samples. Journal of the American Statistical Association, 87 (418), 979–1014.

Angrist, J. D.–Pischke, J-S. (2009). Mostly Harmless Econometrics: An Empiricist’s Companion. New Jersey: Princeton University Press

Bedard, K.–Dhuey, E. (2006). The Persistence of Early Childhood Maturity: International Evidence

Black, S. E.–Devreux, P.–Salvanes, K. G. (2008). Too Young to Leave the Nest? The Effects of School Starting Age. NBER Working Paper 13969.

Bound, J.–Jaeger, D. A. (2000). Do compulsory school attendance laws alone explain the association between earnings and quarter of birth? Research in Labor Economics, 19, 83–108.

Bound, J.–Jaeger, D. A.–Baker, M. A. (1995). Problems with Instrumental Variables Estimation When the Correlation Between the Instruments and the Endogenous Explanatory Variable is Weak. Journal of the American Statistical Association, 90 (430), 443–450.

Bradley, R. H.–Corwyn, R. F.–Caldwell, B. M.–Whiteside-Mansell, L.–Wasserman, G. A.–Mink I. T. (2000). Measuring the Home Environments of Children in Early Adolescence. Journal of Research on Adolescence, 10 (3), 247–288.

Card, D. (1999). The causal effect of education on earnings.In: O. Ashenfelter– D. Card (Eds.) Handbook of Labor Economics 3 (1801–1863). Amsterdam: Elsevier

Card, D. (2001). Estimating the Returns to Schooling: Progress on Some Persistent Econometric Problems. Econometrica, 69 (5), 1127–1160.

Cascio, E.–Schanzenbach, D. W. (2007). First in the Class? Age and the Education Production Function. NBER Working Paper 13663.

Csapó, B.–Molnár, Gy.–Kinyó, L. (2009). A magyar oktatási rendszer szelektivitása a nemzetközi vizsgálatok tükrében. Iskolakultúra, 4, 3–13.

Datar, A. (2006). Does delaying kindergarten entrance give children a head start? Economics of Education Review, 25, 43–62.  

Elardo, R.–Bradley, R.–Caldwell, B. M. (1975). The relation of infants’ home environments to mental test performance from six to thirty-six months: A longitudinal analysis. Child Development, 46, 71–76.

Elder, T. E.–Lubotsky, D. H. (2008). Kindergarten Entrance Age and Children’s Achievement: Impacts of State Policies, Family Background, and Peers. The Journal of Human Resources, 44 (3), 641–683.

Fertig, M.–Kluve, J. (2005). The Effect of Age at School Entry on Educational Attainment in Germany. IZA Discussion Paper No. 1507.

Fredrikkson, P.–Öckert, B. (2005). Is Early Learning really More Productive? The Effect of School Starting Age on School and Labor Market Performance. IZA Discussion Paper No. 1659.

Fryer, R. G. Jr.–Torelli, P. (2005). An Empirical Analysis of ‘Acting White’. NBER Working Paper 11334. Garen, J. (1984). The returns to schooling: a selectivity bias approach with a continuous choice variable. Econometrica, 52, 1199–1218.

Gonzalez, E. J.–Kennedy, M. A. (Eds.) (2003). PIRLS 2001 User Guide for the International Data-base. International Study Center, Lynch School of Education, Boston College.

Hámori, Sz.–Köllő, J. (2012). Kinek használ az évvesztés? Közgazdasági Szemle, LVIII . évf., 2011. február, 133–157

Havas, G.–Kemény, I.–Liskó, I. (2002): ’Cigány gyerekek az általános iskolában’. Oktatáskutató Intézet, Research Papers 231, Budapest

Havas, G. (2004): Halmozottan hátrányos helyzetű gyerekek – és az óvoda, Iskolakultúra, 4, 3–15.

Havas, G. (2008). Equality of opportunity, desegregation.In: K. Fazekas–J. Köllő–J. Varga (Eds.) Green Book for the Renewal of Public Education in Hungary (131–149). Budapest: Ecostat

Havas, G.–Liskó, I. (2006). Óvodától a szakmáig. Budapest: Oktatáskutató Intézet– Új Mandátum

Hermann, Z.–Molnár, T. L. (2010). Országos Kompetenciamérési Adatbázis. Elérhető: http://adatbank.mtakti.hu/files/dokum/7.pdf [5]

Imbens, G. W.–Angrist, J. D. (1994). Identification and Estimation of Local Average Treatment Effects. Econometrica, 62 (2), 467–475.

Jenkins, S. P.–Micklewright, J.–Schnepf, S. V. (2008). Social Segregation in Secondary Schools: How Does England Compare with Other Countries? Oxford Review of Education, 34 (1), 21–38.

Kemény, I.–Janky, B.–Lengyel, G. (2004). A magyarországi cigányság, 1971– 2003. Budapest: Gondolat Kiadó–MTA Etnikai-nemzeti Kisebbségkutató Intézet

Kertesi, G.–Kézdi, G. (2005). Általános iskolai szegregáció – Okok és következmények. Közgazdasági Szemle, 52 (4–5), 317–356., 462–480.

Kertesi, G.–Kézdi, G. (2009). Iskoláskor előtti egyenlőtlenségek,In: K. Fazekas (Ed.) Oktatás és foglalkoztatás (107–121). Budapest: IE HAS

Kertesi, G.–Kézdi, G. (2009a): Általános iskolai szegregáció Magyarországon az ezredforduló után. Közgazdasági Szemle, november, 959–1000.

Kertesi, G.–Kézdi, G. (2010). Segregation of Primary Schools in Hungary. A Descriptive Study Using Data from the National Assessment of Basic Competencies of 2006.In: K. Fazekas–A. Lovász–Á. Telegdy (Eds.) The Hungarian Labour Market 2010 (99–119.) Budapest: IE HAS, Hungarian Employment Foundation

Kertesi, G.–Kézdi, G. (2012). Az óvodáztatási támogatásról – Egy feltételekhez kötött készpénztámogatás. Budapest: Institute of Economics, mimeo

Köllő, J. (2009: A pálya szélén – Iskolázatlan munkanélküliek a poszt-szocialista gazdaságban, Budapest, Osiris

Leuven, E.–Lindhal, M.–Oosterbeek, H.–Webbnik, D. (2010). Expanding schooling opportunities for 4-year-olds. Economics of Education Review, 29, 319–328.

Martin, M. O. (Ed.) (2005). TIMSS 2003 User Guide for the International Database. Chestnut Hill, MA: TIMSS – PIRLS International Study Center, Lynch School of Education, Boston College

McEwan, P. J.–Shapiro, J. S. (2007). The Benefits of Delayed Primary School Enrollment: Discontinuity Estimates Using Exact Birth Dates. The Journal of Human Resources, 43 (1), 1–29.

Nagy, J. (2008): Az alsó tagozatos oktatás megújítása. Megjelent: Fazekas Károly– Köllő János–Varga Júlia (szerk.): Zöld könyv a magyar közoktatás megújításáért (53–70.) Ecostat, Budapest

Puhani, P. A.–Weber, A. M. (2007). Does the Early Bird Catch the Worm? Instrumental Variable Estimates of Educational Effects of Age of School Entry in Germany. Empirical Economics, 32, 359–386.

Rozmis, A. (2010). Összegző jelentés az esélyegyenlőségi project keretében szervezett, egyenlő bánásmód követelményének érvényesülésére irányuló hatósági ellenőrzés tapasztalatairól – kiemelten az óvodai felvételek és a gyermekek csoportba sorolása. http://www.oh.gov.hu/kozoktatas/kozoktatasi-hatosagi/ [6] elvegzett-hatosagi

Strom, B. (2004, September). Student Achievement and Birthday Effects. Paper presented at the conference of CE Sifo/PEGP on Schooling and Human Capital Formation in the Global Economy: Revisiting the Equity-Efficiency Quandary, Munich, Germany

Képbeszúrás

kollo_abra14.jpg [7]

kollo_abra18.jpg [8]

kollo_abra24.jpg [9]

kollo_abra28.jpg [10]

• Emléknyom [11]