sou · GPB357d3 · 2002-01-01 00:00:00 — Variationen har minskat för avgångseleverna 1990/91 mellan modell A och B (från 0,013 till 0,004), och för avgångseleverna 1997 (från 0,024 till 0,007).29 Varianserna är dock fortfarande signifikanta, och fortfarande kvar- står en större variation mellan skolor än 1990/91, som vi inte kunnat hänföra till sammansättningen av eleverna.30 Man bör dock ha i åtanke att det kan finnas sammansättningseffekter som vi ej kunnat kontrollera för. Även om modellen innehåller omfattande kontroller – inte minst är den sociala bakgrunden och elevernas etniska bakgrund mätt med stor precision – så är det inte möjligt att med tillgängliga data till exempel mäta skillnader i elevers ambitioner och studiebegåvning. I och med de ökade möjligheterna att välja skola 1997 i jämförelse med 1990/91 kanske fler ambitiösa föräldrar (oberoende av t.ex. samhällsklass) väljer annan skola för sitt barn slutskede. Sådan självselektion är också den svår att kontrollera för. Modell C är den för våra syften mest intressanta modellen, då den redovisar effekten på betyg av skolors etniska sammansättning. I modellen ingår även effekten av skolans sociala sammansättning. Denna effekt har dock inte någon signifikant påverkan på elevers betygsmedelvärde för någon avgångskohort.31 Däremot har den etniska sammansättningen viss effekt för de kohorter som lämnade åren 1990/91, men inte för kohorten som gick ut : för avgångseleverna i början på decenniet påverkades betygs- medelvärdet negativt av att gå i invandrarrika skolor (-0,18). Eftersom variabeln andel invandrare varierar mellan 0 () och 1 () innebär detta att en elev i en skola med enbart 29Detta är ett litet förenklat och ungefärligt sätt att bedöma hur stor del av skolvariationen som förklaras av de individuella prediktorerna. Om man vill vara statistiskt mer exakt bör man tillämpa de beräkningar som till exempel Snijders och Bosker (1999) anvisar. 30Den elevegenskap som har den absolut största inverkan på minskningen av variationen mellan skolor är social bakgrund (detta syns ej i tabellen). 31Möjligen kan detta tyckas märkligt med tanke på att social bakgrund har en sådan stark individuell effekt. Kom dock ihåg att denna effekt är vad vi kan kalla skolans effekt i sig av social sammansättning, dvs. den effekt som den sociala sammansättningen har när vi tagit hänsyn till varje individs sociala bakgrund. Om de individuella effekterna av social bakgrund inte inkluderas i modellen blir effekten av social sammansättning i skolan starkt positiv. Etnisk segregation i skolan elever med invandrarbakgrund erhåller ett betygsgenomsnitt som är 0,18 enheter lägre än vad en jämförbar elev får i en skola helt utan invandrarbarn. Anta att en skola istället har elever med utländsk bakgrund (ett mer realistiskt exempel). I en sådan skola skulle eleverna i genomsnitt erhålla betyg som låg 0,09 betygsenheter under eleverna i skolan utan invandrarbarn (0,18/100 * 50) och har den lilla skillnad som fanns 1990/91 alltså helt försvunnit. De samhällsförändringar som vi diskuterat i tidigare avsnitt – minskad modersmålsundervisning, minskad lärartäthet, ökad enisk segregation etc. – har i dessa analyser inte visat sig ha några negativa effekter på sambandet etnisk skolsegregation och elevers betygsgenomsnitt. Om något har förändringarna varit positiva, det vill säga skillnaden i betyg mellan de elever som studerar i invandrartäta respektive invandrarglesa skolor har försvunnit vid decenniets slut. Detta är den utveckling vi kunnat registrera, men vi kan inte säga vad den beror på. Kan det vara så att de invandrartäta skolorna, trots en generell minskning av resurser till hemspråks- undervisning och annan undervisning, ändå i större utsträckning än andra skolor lyckats behålla sina resurser?32 Skolvariationerna kvarstår intakta mellan modellerna B och C. Effekten av den etniska sammansättningen har inte inverkat på denna variation, vilket också är ett tecken på att dess effekt är svag. Vad den återstående variationen mellan skolor, där eleverna i vissa skolor erhåller bättre betyg än i andra, beror på kan vi inte uttala oss om. Det kan vara en kombination av faktorer, kanske slumpmässiga variationer i begåvning, skillnader i betygssättning givet samma begåvning och skolfaktorer som vi ej kunnat mäta (resurser, lärarnas kvalitet etc.). 6.7.2Övergång till 3- eller 4-årig teoretisk gymnasielinje eller program I Tabell 2 redovisas resultaten från en analys av övergång till 3- eller 4-årig teoretisk gymnasielinje eller program. Analysstrategin är densamma som i den tidigare analysen av betygsgenomsnitt (jämför modellerna A, B och C). Den stora analystekniska föränd- ringen är att vi nu genomför en serie logistiska regressioner. Den beroende variabeln antar endast värdena 1 (övergång till 3- eller 32 Notera att detta inte säger någonting om att eleverna presterade bättre, eller uppnådde bättre kunskaper, 1997 än 1990/91. Etnisk segregation i skolan 4-årig teoretisk gymnasielinje/program) och 0 (ej övergång). Estimaten i modellerna motsvarar nu logaritmerade oddskvoter (kategorivariabler) och logaritmerade odds (kontinuerliga vari- abler).33 I modell A, den så kallade nollmodellen, kan vi utläsa att inter- cepten skiljer sig åt ganska mycket mellan åren. Detta beror på att det har skett en generell ökning av andelen elever som läser vidare på längre teoretiska gymnasieprogram jämfört med tidigare. Enligt modell A blev av grundskoleeleverna /91 antagna till teoretiska gymnasiestudier,34 medan 50 pro- cent antogs . Variationen kring dessa skilda genomsnitt synes dock vara väldigt lika mellan åren. Det framgår också klart att elever från olika grundskolor läser vidare på 3- eller 4-åriga teoretiska gymnasielinjer alternativt program i olika hög grad: /avgångselever är variansen 0,251 och för eleverna som gick ut skolan 1997 är variansen 0,241.35 33Man behöver inte förstå den exakta innebörden av logaritmerade odds och oddskvoter för att följa med i resultatbeskrivningen, det bör framgå av texten hur estimaten ska tolkas. 34(e-0.27/1+e-0.27) 35Variansen på elevnivå är satt till 1, vilket betyder att vi anpassar en modell med en binomial fördelning. Om vi estimerar variansen så kommer den att ligga väldigt nära 1. Etnisk segregation i skolan Övergång till 3–4-årig teoretisk gymnasielinje/program. Effekter estimerade i flernivåmodeller (logistisk regression) för 46 936 elever i 216 skolor /91 och 58 721 elever i 634 skolor år 1997.ab -0,27* -0,46* -0,15* -0,43* -0,13* -0,01 -0,12 -0,26 -0,11 -0,26 -0,15 -0,15 0,60* 0,57* 0,80* 0,83* 0,78* 0,81* 0,82* 0,76* 0,80* 0,74* 0,81* 0,48* 0,80* 0,48* 0,87* 0,28* 0,86* 0,83* 0,78* 0,79* 0,76* 1,06* 0,96* 1,04* 0,94* 1,11* 1,17* 1,09* 1,15* 0,64* 0,38* 0,61* 0,36* Utland A + B 0,44* 0,42* -0,02 0,57 (,21) 0,44 (,11) 0,57 (,05) 0,59 (,05) Nivå 2: skolor (82) 0,251 (,027) 0,241 (,016) 0,070 (,009) 0,103 (,009) 0,038 (,006) 0,076 (,007) Nivå 1: elever (82) aEstimeringsteknik är PQL andra ordningen. bEn effekt bedöms signifikant på nivå om den är minst två gånger så stor som sitt standardfel. Om de fixerade effekterna på elevnivå är signifikanta i enlighet härmed markeras detta med en asterisk (*). För övriga effekter skrivs standardfelen ut inom parantes. cSverige är referensland (= 0). dÖvrigt motsvarar kontrollvariablerna social bakgrund, kön, familjetyp, antal syskon och invandringsålder. Etnisk segregation i skolan Från modell B kan vi utläsa i vilken utsträckning dessa rätt så betydande skillnader mellan skolor i gymnasieövergångar beror på att grundskolorna i är segregerade med avseende på elevers skilda individ- och familjekarakteristika. Såväl /91 som 1997 kan en stor del av skolvariationen i övergångar hänföras till att elever med liknande egenskaper delvis tenderar att gå i samma skola. Precis som fallet var med betygsgenomsnitt är det framför allt skillnader mellan skolor i elevernas sociala bakgrund som ligger bakom skolvariationen. Effekten av att vara uppvuxen i en invandrarfamilj på övergång till teoretiska gymnasiestudier är på det hela taget positiv. Faktum är att samtliga elever med invandrar- bakgrund påbörjade längre teoretiska gymnasiestudier i lika stor eller större utsträckning, som elever med svenska föräldrar gjorde.36 Ungdomar med helsvensk bakgrund är referenskategori och mot- svarar värde 0. De länder som har positiva och signifikanta värden (t.ex. ) visar alltså att chansen att läsa vidare på någon 3- eller 4-årig teoretisk gymnasielinje eller program ökar om man har föräldrar som är födda i dessa länder. Från modell C kan vi återigen utläsa resultatet av vår huvud- frågeställning kring förändrade effekter av etnisk skolsegregation på skolframgång. Men vi kan börja med att konstatera att den sociala sammansättningen i skolan har en tydlig och signifikant positiv effekt såväl åren 1990/91 som 1997. Med andra ord, när många elever på en skola har föräldrar som är högutbildade, högre tjänstemän och har goda inkomster, kommer detta att öka sanno- likheten för alla eleverna i skolan att välja en 3- eller 4-årig teoretisk gymnasielinje eller program. Ingen förändring har registrerats för denna effekt mellan skilda avgångskohorter. Också andelen elever med utländsk bakgrund utövar en signifikant positiv inverkan på övergång till längre teoretiska gymnasiestudier såväl 1990/91 som 1997. Om många elever med invandrarbakgrund går i en grundskola ökar detta således sanno- likheten för att eleverna i denna skola ska fortsätta att studera på någon av de längre teoretiska gymnasielinjerna. Denna positiva effekt uppkommer dock endast om kontroller även genomförs för den sociala sammansättningen i skolan. Anledningen är att det finns ett samband mellan dessa två kontextuella variabler: många invandrarbarn i en grundskola innebär ofta en mindre gynnsam social sammansättning (dvs. lågutbildade föräldrar, föräldrar i 36 Modellanpassning med hjälp av –2loglikelihood är inte tillämpbart i denna logistiska analys och redovisas ej (se t.ex. Snijders och Bosker 1999). Etnisk segregation i skolan arbetaryrken och med förhållandevis låga inkomster), och vice versa. Den positiva effekten av invandrartät skola verkar dock vara något mindre avgångselever än vad den var för de tidigare, den är dock fortfarande klart signifikant positiv. Eftersom analyserna genomförs i två separata modeller bör man vara försiktig vid tolkningen av om denna skillnad är reell eller inte. För båda avgångskohorterna har variansen på skolnivå sjunkit något ytterligare i modell C jämfört med modell B. Detta tyder på att skillnaderna mellan skolor i övergångssannolikhet, förutom att bero på egenskaper hos varje enskild elev, också till viss del beror på kamrat- och/eller skoleffekter. Sammanfattningsvis är den kontextuella effekten av andel elever med invandrarbakgrund positiv för teoretiska gymnasieval, såväl /91 som 1997, när hänsyn har tagits till andra effekter på elev- och skolnivå. Det är osäkert att uttala sig om en förändring i denna effekt, men möjligen är effekten något mindre positiv vid decenniets slut. Sammantaget finns det således en liten antydan om att de förändrade samhälls- förhållandena som trätt i kraft mellan åren 1990/91 och 1997 försämrat möjligheterna att studera vidare för de elever som går i invandrartäta skolor. Dock är det fortfarande ändå till fördel att gå i en sådan skola, allt annat lika. Allt annat lika är ett viktigt tillägg här, för i verkligheten har många invandrartäta skolor en oför- delaktig social sammansättning. Det innebär att om man vill räkna ut hur bra det är att totalt sett att gå i en viss skola bör man utöver skolans etniska sammansättning också ta hänsyn till dess sociala sammansättning. 6.7.3Låga eller ofullständiga betyg Så här långt har analyserna visat att ungdomars utbildningsfram- gång påverkats förhållandevis lika av skolans invandrarsamman- sättning i slutet och . Vi har således inga belägg för att de invandrarrika skolorna har förändrats mer till det sämre än vad de invandrarglesa gjort. Betygsgenomsnitt och övergång till gymnasieskolan lyckas dock inte riktigt beskriva hur sambanden ser ut för de ungdomar som det går allra sämst för. I denna analys söker vi därför ringa in utsatthet för ofärd med hjälp av måttet låga/ofullständiga betyg. Eftersom utfallsvariabeln endast antar två värden (1 för låga betyg/ofullständiga betyg, och 0 för övriga) genomförs även logistiska regressioner. Etnisk segregation i skolan Låga betyg/ofullständiga betyg. Effekter estimerade i flernivåmodeller (logistisk regression) för 47 189 elever i 216 skolor /91 och 58 877 elever i 634 skolor år 1997.ab -2,52* -2,56* -2,34* -2,46* -2,34* -2,46* 0,75* 0,73* -0,66 -0,68 -0,76 -0,86* -0,09 -0,04 -0,34 -0,42 -0,40 -0,47* -0,37* -0,06 -0,42* -0,16 -0,13 -0,18 -0,26 -0,42* -0,35 -0,56* -0,39 -0,48* -0,46 -0,57* -0,96* -0,74* -1,02* -0,83* -0,03 Utland A + B -0,06 -0,11 0,15* 0,28* 0,26* 1,08 (,31) 0,58 (,18) 0,11 (,09) 0,22 (,08) Nivå 2: skolor (82) 0,175 (,024) 0,319 (,028) 0,079 (,015) 0,176 (,020) 0,069 (,014) 0,158 (,019) Nivå 1: elever (82) aEstimeringsteknik är PQL andra ordningen. bEn effekt bedöms signifikant på nivå om den är minst två gånger så stor som sitt standardfel. Om de fixerade effekterna på elevnivå är signifikanta i enlighet härmed markeras detta med en asterisk (*). För övriga effekter skrivs standardfelen ut inom parantes. cSverige är referensland (= 0). dÖvrigt motsvarar kontrollvariablerna social bakgrund, kön, familjetyp, antal syskon och invandringsålder. Etnisk segregation i skolan I modell A i Tabell 3 framgår en tydlig skillnad mellan åren för skolvariationen. Medan variansen /91 ligger på 0,175 så stiger den till 1997. Det är således, precis som också var fallet med betygsgenomsnitt, större skillnad mellan skolorna 1997 än 1990/91 med avseende på hur stor andel av skolans elever som erhåller låga/ofullständiga betyg. Även om det i genomsnitt är ungefär lika många elever som drabbas av denna slags ofärd och hinder i utbildningskarriären som tidigare (intercepten är lika), är alltså eleverna som det går dåligt för mer ojämnt fördelade mellan skolorna jämfört med /91. Mot bakgrund av vad som sagts om att det kan finnas en polariseringstendens bland barn till utländska föräldrar – på så sätt att det visserligen går bra för många men att det också finns en relativt stor grupp som klarar skolan mycket dåligt – är effekterna av invandrarbakgrund i modell B högst intressanta. Man bör betänka att beroendevariabeln här är omvänd jämfört med tidigare analyser, det vill säga vi studerar nu risken att drabbas av något negativt istället för något positivt. Detta betyder att negativa estimat i modellerna i Tabell 3 minskar risken att utsättas för ofärd (dvs. ett negativt estimat är i substantiell mening positivt för eleven). Effekten av de olika invandrarkategorierna visar att majori- teten av eleverna med invandrarföräldrar inte skiljer sig från sina helsvenska kamrater i risken att få låga eller ofullständiga betyg. Sambandet mellan etnisk bakgrund och låga/ofullständiga betyg skulle dock sannolikt vara mer till invandrarbarnens nackdel om även barn som invandrat inkluderats i ana- lysen (se t.ex. SOU 2000:39, sid. 149–150). Men om man, som vi har gjort här, jämför barn som har gått större delen av sin grund- skoletid i den svenska skolan, finner man inget stöd för att det skulle gå väldigt illa i utbildningshänseende för en relativt stor grupp barn med invandrarbakgrund. Om vi tar som exempel är det endast barn med en svensk och en utländsk förälder som har en överrisk att få låga eller ofullständiga betyg, relativt barn från helsvenska familjer, och är risken förhållandevis mindre för de elever som har föräldrar från , eller . Precis som vid de tidigare analyserna av betygsgenomsnitt och gymnasieövergång minskar skolvariationen även för låga/ofull- ständiga betyg när hänsyn har tagits till såväl elevernas invandrar- bakgrund som deras kön och familjeförhållanden i övrigt. Varia- tionen som kvarstår är dock långt ifrån negligerbar, speciellt inte . Etnisk segregation i skolan I modell C sjunker variationen mellan skolor ytterligare när de kontextuella variablerna tas med, dock ganska marginellt. Den sociala sammansättningen ökar risken , men inte /91, för att få låga eller ofullständiga betyg: en mer ofördelaktig social sammansättning (lågutbildade föräldrar, föräldrar i arbetarklass- yrken etc.) ökar risken att utsättas för ofärd (signifikansen är dock inte speciellt stark). Effekten av andel invandrare förefaller å andra sidan vara sådan att den ökar risken mer för låga/ofullständiga betyg vid decenniets inledande skede än vid dess avslut (jämför 1,08 med 0,58). Därmed förefaller det som om 1990-talets samhällsomdaningar närmast har minskat skillnaden mellan invandrartäta och invandrarglesa skolor vad gäller risken att drabbas av ofärd i utbildningshänseende. Dock, att komma ihåg, att gå i en skola där många elever har utländska föräldrar medför fortfarande en förhöjd risk för att hamna i en utbildningsmässig återvändsgränd. Och möjligen är inte den positiva trenden heller så positiv som den verkar. Anledningen är att risken för låga/ofull- ständiga betyg är större 1997 än 1990/91 om den sociala samman- sättningen är låg, vilket den ju ofta är i invandrartäta skolor. I denna studie har tre skilda mått på framgång inom utbildnings- systemet använts i syfte att studera förändringar av sambandet etnisk skolsegregation och utbildningsframgång. För de elever som lämnade årskurs 9 gäller följande: Betygsgenomsnittet var något lägre i skolor där många elever kom från invandrarfamiljer i jämförelse med skolor där få elever hade sådan utländsk bakgrund. fanns det också en klar överrisk att erhålla ofullständiga eller mycket låga betyg i invandrartäta skolor. Men trots det sämre utgångsläget läste eleverna i de invandrarrika skolorna oftare än elever i andra skolor vidare på teoretiska gymnasielinjer. Sex till , det vill säga , kan vi registrera ett par positiva förändringar. Elevers betygsgenomsnitt påverkas nu inte längre negativt av att gå i en invandrartät skola, och risken för att erhålla låga eller ofull- ständiga betyg i denna slags skola har minskat, även om den allt- jämt är högre än i andra skolor. är chansen att gå över till teoretiska gymnasiestudier större i invandrartäta skolor än vad den är i övriga. Även om en liten nedgång kan skönjas i detta Etnisk segregation i skolan avseende får den betraktas som liten och statistisk osäker. En minskning av denna effekt behöver inte heller ses som något negativt, målet kan ju knappast vara att det ska vara bättre att gå i en invandrarrik skola än i en invandrargles. Hur tillförlitliga är då resultaten? I denna uppsats har för- tjänsterna med metodvalet framhävts. Genom att i de statistiska beräkningarna estimera så kallade flernivåmodeller kan vi med större säkerhet uttala oss om vilka effekter i sig som olika slags skolor kan ha på skolframgång. Medan metoden fått en ganska stor spridning i länder som t.ex. och har den mer sällan tillämpats inom svensk utbildnings- och segregations- forskning för att studera skoleffekter och andra kontextuella effekter. Studien innehåller dock en del begränsningar, av vilka några ska nämnas. Till att börja med är det en översiktlig bild av förändringarna som presenterats. Mer detaljerade frågeställningar kring utvecklingen för specifika grupper, till exempel med avseende på etnicitet eller kön, i olika typer av skolor (flernivåinter- aktioner) har lämnats obesvarade.37 Vidare skulle precisionen i mätningen av en del variabler kunna förbättras. Detta gäller också vår huvudvariabel andel invandrare. För avgångseleverna såväl 1990/91 som 1997 saknas uppgifter om ursprungsland för de invandrare som anlänt ålder. Även om det kan finnas skäl till att inte inkludera elever som invandrat i analyserna, mot bakgrund av att det är effekter av den svenska skolan vi vill studera, kan det ändå vara av viss vikt att ta med dessa elever när vi konstruerar en variabel för skolors etniska sammansättning. Visserligen torde skolorna spridningsmässigt för- dela sig väldigt lika vare sig de nyanlända invandrarna medräknas eller ej – det vill säga, de skolor som beräknas ha en stor andel invandrarbarn när de nyanlända invandrarbarnen medräknas har vanligtvis också en stor andel invandrarbarn när de inte medräknas – men förvisso kan det finnas en del skolor som skiljer sig från detta huvudsakliga mönster. Därutöver kan man kanske tycka att måttet på skolors invandrarsammansättning är väl trubbigt, exempelvis med tanke på att ingen hänsyn har tagits till vilka ursprungsländer som eleverna eller deras föräldrar kommer ifrån. 37 Preliminära analyser visar till exempel att för avgångseleverna 1990/91 är effekten av invandrartät skola på övergång till teoretiska studier mer positiv för pojkar än vad den är för flickor. Även om flickorna i de invandrartäta skolorna mer sannolikt läser vidare på teoretiska gymnasielinjer än vad flickorna gör i mer invandrarglesa skolor, är denna skillnad större mellan pojkar i invandrartäta och invandrarglesa skolor. Etnisk segregation i skolan Självfallet bör också mer komplicerade modeller i framtida forskning prövas för att se om huvudsambanden är robusta. Invändningarna ovan ger vid handen att man bör tolka resultaten med viss försiktighet, detta också mot bakgrund av bristen på liknande studier. Men en inte alltför våghalsig slutsats är denna: Vi ser inga alarmerande tecken som tyder på att utvecklingen för barnen i utbildningshänseende i de invandrarrika skolorna varit sämre än vad den varit i andra skolor . Istället visar den sammantagna bilden snarare på motsatsen, en tendens till att de invandrarrika och invandrarglesa skolornas effekt på elevers skolframgång närmat sig varandra under de studerade åren.38 Med dessa resultat har vi sålunda kunnat följa utvecklingen . Men även om vi också har kunskap om ett antal sam- hälleliga förändringar som har kommit till stånd , har vi inte kunnat uttala oss om vad utvecklingen mer exakt beror på. Däremot har vi kunnat besvara den empiriska frågan vad den totala summan eller resultatet blir av alla dessa samhälls- förändringar. Men även om utbildning är en mycket central välfärds- komponent finns det andra aspekter att beakta när man vill uttala sig om effekter av etnisk segregation. Möjligen skulle den bild vi här presenterat, som inte tyder på några stora skillnader i utbildningsframgång mellan barn från skolor med skilda etniska sammansättning, modifieras om möjligheten att få ett arbete eller vara vid god hälsa är sämre i invandrarrika områden än vad den är i invandrarglesa, och har utvecklats i en mer negativ riktning . Det kan också vara viktigt att fundera över om sambanden mellan etnisk segregation och människors olika levnadsvillkor ger oss hela svaret på vad det betyder för samhället som helhet att människor med skilda etniska ursprung i ganska stor utsträckning bor rumsligt åtskilda. Anta till exempel att vi genomgående skulle finna positiva eller inga effekter av att bo i invandrartäta områden, gå i sådan skola, på ett antal välfärdsaspekter (utbildning, lön, arbete, hälsa, sociala kontakter etc.). Trots detta kan negativa effekter framträda om exempelvis en hög grad av tillit uppstår inom 38 Vi bör dock observera att därav följer inte att eleverna i de invandrartäta skolorna har större framgångar inom skolan än vad de hade i dess början. En ökning av övergången till teoretiska gymnasiestudier kan visserligen noteras för elever generellt sett , men detta betyder t.ex. inte att de har uppnått bättre kunskaper i än vad tidigare generationer gjort. Se vidare m.fl. (SOU 2000:39, sid. 203-204) om problem med nuvarande uppföljnings- och utvärderingssystem för . Etnisk segregation i skolan den egna etniska gruppen i invandrartäta områden men tilliten är låg till andra grupper i samhället, speciellt till dem som bor i andra områden. På detta sätt kan ett samhälles sociala sammanhållning undermineras (2000).