11 ..

REBR PR JEKTET

Delstudier

NIV.A OCHMOTIVATION

Psykologiska institutionen

Stockholms universitet

SAM MAN

-,

Psykologiska lnstitutionen

Box 6801

113 86 Stockholm

Tel. 34 08 60/427

Professor David Magnusson

'\,! •• ••

: ' .• l :_) -· ': •

Forord

Foreliggande rapport utgor en fortsattning pa en tidigare inom forsk­

ningsprojektet 'An pas sning, beteende och pre station : Orebroprojektet"

utarbetad rapport rorande social differentiering i brebro skolor. (Ny­

gren, 197 0).

Foreliggande arbete soker belysa vilka effekter klassens sociala sam­

mansattning har dels pa elevernas prestationsniva, dels pa spridning­

en i motivation bland eleve rna.

Rapporten utgor sista delen i ett psykologexamensarbete av fil .. kand.

Anna Nygren.

Stockholms i december 1970

David Magnusson Professor

KAP I

I-<AP II

INNEH.ALLSFOR TECE~NING

SAMJviANF A TTNING

INLEDNING

PRESTA TIOT,TSNIV A OCH KLASS ENS SOCIALA

SAJ:v1MANSATTNII',J"G

!:;._ _ _ pi_o_E~~ .20 _hyp_.2~ ,!?. ___ _ygd~E_s_£1~~~E.O_F~~i_En

~ _ _y~ri_a_E~-ll:..n.Se_E~o!s_ni_:q_g

i. ') t ....

3.

4,

5.

ICon

Prestation (P6, P3)

Intelligens (I)

Farniljens utbildningsniva (UN)

Klassens sociala sammansattning (KS)

12~ _ _10~t?c!_ i, Den regressionsanalytiska modellen

2. Moderatoranalys

3. ~v'I edel va rden sorn data

sid.

1

7

7

8

9

12

4. I-\.ombinerad moderator - och regressions-

analys

E. Korrelationer mellan variabler --------------------E ~ _ .!t~.s-2:1~~

i. Samband 1nellan prestationsniva och

klassens sociala sammansattning vid

given utbildningsniva i hemmen.

2,. Samband mellan prestationsniva och

klassens sociala sammansattning vid

given l~tbildningsni va i hemmen och

given intelligens.

3. Sainband mellan prestationsniva och

klassens sociala sammansattning vid

given utbildningsniva i hemmen, samt

given intelligens och :Jidigare presta.,.

tion.

4. Sammanfattande kommentarer

9 ~ - _pi_s~u_E §i<?_P--

15

17

23

KAP III SPRIDNING I MOTIVATION I KLASSER MED

OLIKA SOCIAL SAMJVIANSATTNING

!:::· _ _ .J>!.o.!.>~IE- 20 _hyp_£>t~ ~e.!. ]?. _ _ _!!!!_d~~s£k,Ei_E[:SE.O.P~~i_£>~

_g ·~ _ _y ~ri_aJ?~ ~e ~l~i_.yl2i12_g f?~- _!:II_~~<r

i. Extremgrupper

2. Residualvarians kring genomsnittliga

sam band

3. Variabler i regressionsanalyser

4. Praktiskt utforande

~·- _]YI~~e!_v~rj.~nj~xt~ep_gl~:ep~r­

Resultat

L Residualvarians i prestation vid

given intelligens tidigare presta­

tion och utbildningsniva i hernmen.

2. Residualvarians i prestation da

motivation info res som en ytterli­

gare regressor.

3. Samband mellan prestation och mo­

tivation vid given intelligens, tidi­

gare prestation och utbildnil!; sniva

i hemmen.

G, Di skus sion ---------LITTERA TURFb R TECir\:NING

BILAGA

25

25

27

28

29

30

31

35

TABELLFORTECKNING sid.

Tabell i. Antal elever i undersokningspopulationen forde- 9

lade efter kon och utbildningsniva i hemmen.

2. Utbildningsnivaer med uppdelning i sju respek- 1 i

tive tva kategorier.

3. Rangordning av klasser efter procent elever fran 12

hemmed Hig utbildningsniva (UI\f 6-7).

4. Beroende och oberoende variabler samt kombina- 14

tioner av kontrollvariabler i regres sionsanaly-

ser vid provning av hypotes i.

5. I-<.orrelationsmatriser over variablerna presta- 16

tion i ak 6 (P6) och i ak 3 (P3), intelligens (I),

foraldrarnas utbildningsniva (UN) och klassens

sociala samrnansattning (K.S) for de fyra elev­

kategorierna: pojkar och flickor fran hem med

hog resp. Hig utbildningsniva.

6a. Samband nJ.ellan prestation i ak 6 och klassens 18

sociala samrnansattning vid given utbildning s-

niva i he1nrnen, dels for var och en av fyra elev­

kategorier, dels genomsnittligt for kombinatio-

ner av dessa.

6b. Provning av interaktion samt av skillnader mellan 18

genomsnittliga regressionskoefficienter for pojkar

jamfort med flickor san1.t for elever fran hog UN

jamfort med elever fran lag UN. Analys sam-

rna som for tabell 6a.

7 a. Sam band 1nellan pre station i ak 6 och klas sens 19

sociala sammansattning vid given utbildnings-

niva i her.cnnen och given intelligens, dels for

var och en av de fyra elevkategorierna, dels

genomsnittligt for kombinat:i.oner av dessa.

7b. Provning av interaktion samt a"\J skillnader mel- 20

lan genomsnittliga regressionskoefficienter for

pojkar jamfort med flickor samt for elever fran

hog UN jan1.fort med elever fran lag UN. Analys

samma son1. for tabell 7 a.

Tabell 8a. Samband raellan prestation i ak 6 och klassens 21

sociala sar.nmansattning vid given utbildningsni

va i hemmen samt given intelligens och tidigare

prestation, dels for var och en av de fyra elev­

kategorierna, dels genomsnit ligt for kombina-

tioner av dessa.

8b. Provning av interaktion samt av skillnader mellan 21

genor.nsnittliga regressionskoefficienter for pojkar

jamfort med flickor sanJ.t for el.ever fran hag UN

jam.fort med elever fran lag UN. Analys samma

som for tabell 8a.

9. Antal elever i undergrupperna i de tva extrem- 28

grupperna saint totalt.

10. Medelvarde (t/i) och spridning ( s) for variable rna 31

intelligens (I), prestation ak 6 (P6), prestation

ak 3 (P3) utbildningsniva i hemmen (UN) samt

motivation (Mo) for olika elevkategorier i hog­

respektive lag- extrer.nklasser.

11 a. Residualvarians er och frihetsgrader ( df) for olika 32

elevkategorier i hog- och lag-extremklasser.

Regressand: prestation ak 6. Regressorer:

intelligens, prestation ak 3 och foraldrarnas ut­

bildning sni va.,

11 b. Provning av skillnader i residualvarianser och 33

sammanvagda residualvarianser for elever i de

tva extremgrupperna. A.nalysen samr.na som

for tab ell 1 1 a.

12. Residualvarianser och frihetsgrader (df) for olika 33

elevkategorier i hog- resp. lag- extremklasser.

Regressand: prestation ak 6. Regressorer:

intelligens' pre station ak 3' foraldrarnas ut­

bildnine;sniva samt motivation.

13. Forandring i residualvarians vid in forandet av mo- 34

tivation son1 regressor. Forandringen uttryckes

som procent av den ursprungliga residualvariansen.

14. Regressionskoefficienter i hog- resp. lag-extrem- 35

klasser, differensen mellan dessa, medelfelet for

differensen (Mfdiff), antal frihetsgrader ( df), samt

t-test, for de fyra elevkategorierna samt tctalt vid

en sammanfattningsprovning.

Figur 1.

FIGURFOR TECKNING

Skiss over de pa moderatorvariablerna grun­

dade fyra elevkategorierna.

sid.

14

Bilaga 1.

BILAGEFOR TECKNING

Formel for signifikansprovning av differenser mellan

regres sionsko efficiente r.

SAMMANF A TTNING

I foreliggande undersokningar har hypoteser om vissa effekter av

klassens sociala samrnansattning provats.

Undersokningen grundas pa data som insamlats inom brebroprojek­

tet for elever i arskurs 6, 1967-68 i Orebro grundskolor Under­

sokningspopulationen har begransats till de skolor, som tillhort

samma klassavdelning rninst ett lasar.

Matt pa klassens sociala sammansattning och elevers sociala bak­

grund grundas pa utbildningsniva i hemmen. Intelligens har matts

rned sex deltest ur DBA-testen. Prestationsrr1atten hanfor sig till

re sultat av stand;::utdprov i svenska och matematik fran tva tidpunk­

ter, ak 6 och ak 3. Elevskattningar i forrn av rangordningar bildar

underlag for mottvationsmatten.

I kapitel II redovisas provningen av en hypotes sonJ. forutsager att

mellan prestationsniva och klassens sociala sanJ.r.nansattning £inns

ett samband av den art, att prestationsnivan ar lagre ju storre

andel av eleverna, som kommer fran hemmed lag utbildningsniva.

Provningen av denna hypotes har skett med anvandandet av moderator­

och regressionsanalyser, dar data utgjorts av klassmedelvarden,

bestamda for fyra elevkategorier: pojkar och flickor fran henJ. med

hog respektive lag utbildning sniva. Denna del av undersokningen

omfattar 729 elever fran 33 klasse.r

I analyserna har prestation i ak 6 behandlats som beroende Mariabel

och klassens sociala sammansattning som oberoende. Kontroll­

variabler har varit utbildningsniva i hemmen, intelligens samt

tidigare pre station.

Resultaten bekraftar ej hypotesen om ett samband mellanprestations­

niva och klassmiljo for elever mdd liknande social bakgrund. Det­

sanl.ma galler elever som aven tir lika i fraga orn intelligens. Nar

tidigare prestati.on konstanthalles erhalles en svag tendens till sarn­

band i hypote sens riktnin8.

En mindre snav definition av prestationsvariabeln samt tillampning

av nagon form av icke-linear regres sionsmodell foreslas for nog­

grannare provning av hypotesen.

I kapitel III gors ett antagande on1 olika spridnine i motivation bland

eleverna i klasser rre d olika social sammansattning. Vissa hypo­

teser som gygger pa detta antagande provas i en extremgruppsunder­

sokning, som omfattar 362 elever fran sex resp. elva klasser med

en social sammansattning av hogst 40o/o resp. lagst 60% elever fran

hemmed lag utbildning.

Eleverna inon1. vardera extrerngruppen har delats in i fyra kt:..tego­

rier efter kon och hemmens utbildningsniva. For var och en av

elevkategorierna i vardera extremgruppen har genomforts regres­

sionsanalyser rrinom klass 11' sa att "'0agda genomsnittliga samband

erhallits. Pr estation har darvid utgjort regressand.

Hypotesen om storre spridning i prestation vid given intelligens,

tidigare prestation och utbildningsniva i hemmen, for elever som

tillhor lag-extremklasser an for elever so1n tillhor hog-extrem­

klas ser, bekraftas. Skillnaden rnellan klasstyper ar dock liten

for pojkar fran hem Ined la8 utbildning. For denna elevkategori

ar variationen i 1prestation r.ned ovan namnda variabler konstant­

hallna jamforelsevis stor i bada typerna av kla.:.oaer.

Antagandet att skillnaden r.nellan klasstyper minskar om elevernas

motivation konstanthalles, stammer for tre av elevkategorierna.

For pojkar fran hemmed lag utbildningsniva sker i bada klass­

typerna en kraftig rninskninB av spridningen i prestation da aven

motivation halles under statistisk kontroll. Resultaten har ej

si gni'fikan sp rovat s.

Vid provning av hypotesen om ett starkare samband mellan pres­

tation och rnotivation i lag- extremklasser an i hog- extremklasser

erhalles ej signifikanta resultat, men starka tendenser i hypote­

sens riktning £inns for alla elevgrupper utom for pojkar fm n hem

med l<ig utbildningsniva.

De hypoteser som uppstallts utifran antagandet om en skillnad mel­

Ian klasser i fraga Onl spridning i motivation bekraftas saledes endast

delvis i foreliggande undersokning. Vissa riktlinjer for fortsatt

forskning pa detta omrade har skisserats.

1

KAP I. INLEDNING

Manga forskare har pavisat ett samband mellan social bak3rund och

skolprestation set ex Harnqvist och Svensson, 1964) Detta sam­

band kvarstar, aven dar den socialt influerade variabeln resultat

pa begavningsprov" hall£ under kontroll. Vid lika intelligens tenderar

barn fran hemmed hog utbildningsniva att prestera battre an barn

fran her.n med lag utbildning.a.niva.

Kahl 1963), vars studier gallde enbart pojkar, har natt liknande re

sultat. Enligt Kahl a dock social bakgrund ingen viktig faktor i

de lagre arskurserna, men far med aren en alit storre betydelse.

Han fann att pojkar fran 111<1gstatushem'' ide hogre klasserna pres­

terade samre och hade Higre aspirationsniva an 11 hogstatuspojkarfl

med samma intelHJens aven1 om de tidigare varit lika i £raga om

skolprestation.

Kahl har i omfattade intervjuer med elever och foraldrar sokt finna

en forklaring till detta. Han n1.enar att den avgorande faktorn ar av

motivationell art. Pojkar fran '1agstatushem11 mater sarskilda

svarigheter. For att komma ouer dessa kravs speciell motivation.

Kahl tar ir~.te upp skolmiljons inverkan, men han namner press fran

kamratgruppen sor.n en av de svarigheter pojkarna maste overvinna.

Klasska1nraterna ar i dettta sammanhang en viktig grupp.

Wilson (1959) har studerat olika skolmiljoers effekter pa elevernas

aspirationsniva oc:hdkolprestation. De stud~rade skolorna skilde sig

at i fraga om elevernas socio- ekonomiska bakgrund och i £raga om

subjektivt bedomd ''skolatmosfar 11• Tyvarr redogor han inte nar­

mare for detta begrepp. Wilson begransade liksom Kahl st:u.Bien att

galla endast pojkar.

Wilson drar foljande slutsatser fran sina korstabellanalyser: rrDif­

ferences in the "contextual va·riabel " attributes of: the member­

ship) group, are shown to affect aspirations when relevant "personal

variables/ attributes of reference persons, are controlled. The--

- 2

ethos of the school seems also affect acadenl.ic

occupational aspirations and political preferences".

I Sverige har problemet om social differentiering i skolorna aktuali­

serats bl a eenom en tidningsartikel av Swedner och Ed ( 19

dar de dels redogjorde for resultaten fran en kartlaggning ZLV den

sociala strukturen i Malmo skolor, dels skisserade nagra hypote­

ser om tankbara effekter av social segregation

Swedner och Edstrand antog att "ur socio-ekonomisl< synpunkt en­

sidigt sammansatta klas:savdelningar och skolenheter har vissa all­

varliga, negativa foljder for barnen i dessa klasser". De negativa

foljderna skulle framfor allt galla barn i klasser och skolor med

hog andel elever fran socialgrupp III. Samre meriterade larare,

lagre standard pa skollokaler och utrustning samt samre studie

motivation generellt hos eleverna ar nagra faktorier, de namner.

De antar vidare att det for elever fran 11 arbe:!:arhem 11 kan uppkomma 11 ett slags negativ trippeleffekt" dade "lever sitt liv i en miljo, dar

varken deras foraldrar, deras larare eller deras skolkamrater fun­

gerar sam studiemotiverade faktorer 1• Dessa klasser torde, meli!ar

de, upplevas som 11mindre attraktiva av bade larare~ foraldrar och

elever.

Ensidigt s·ammansatta klasser skulle dessutom for eleverna leda

till "en begransning av deras kunskap om hur olika grupper av man­

niskor i vart samhalle tanker, kanner och lever 11•

Sedan Swedners och Edttrands artikel skrevs, har det skett en hel

del forskning pa detta omrade. Attner och Sisak 1969) har i atta

klasser i lvialmo studerat 11 effekter av social segregation" pa ele­

vernas prestationer, attityder till vissa yrkesgrupper och kunska­

per om olika yrkesgruppers levnadsforhallanden och politiska prefe-

renser.

Inom Projekt Ungdor.n i Goteborg har Andersson, Ekholr.n och I-Iall­

borg ( 1970) med hjalp av en enkat till eleverna i arskurs 8 studerat

effekter av klassnJ.iljon pa elevernas val av linje till ak 9' svarigheter

nar det gall.er att traffa dessa val, intresse for olika skolamnen

samt uppfattning om vilket yrke som ar !!finast''.

3 -

Ljung m £1 1970) har inom Vastmanlandundersokningens ram lagt

frnm en preliminar rapport gallande effekter n.v klassers socio­

ekonomiska struktur, dar de tagit upp fragestallningar som ror resul­

tat pa intelligenstest och kunskapsprov, over/ - underprestation,

betyg, linjeval, socialgruppstillhorighet for onskat yrke samt skol­

trivsel enligt en retroaktivt stalld £raga.

Inom_ Orebroprojektet har Duner ( 1970) studerat effekter av social

differentiering pa sadana va:riabler som val av linje i ak 9' planerad

verksamhet efter grundskolan, planerad studietid, intelligens, pres

tation- rnatt saval med standardprov som betyg- samt elevernas

varderingar av olika forhallanden i ett framtida yrke.

I alla dessa undersokningar har i stort sett samma design tillampats.

Klasser hJ.ed extrem social sammansattning har uttagits. Eleverna

i dessa har sedan delats upp efter social bakgrund, vanligen i tva

kategorier. I vissa fall har ocksa skett in indelning efter kon. Jam­

forelser har sedan gjorts mellan medelvarden i relevanta yariabler

for dessa elevkategorier i de tva extrerngrupperna. Detar emeller­

tid av flera skal svart att dra nagra sakra slutsatser fran resultat

erhallna med ovan beskrivna 1netod,

Den grova uppdelningen av elever i tva kategorier efter social bak­

grund ger ej i detta avseende homo gena grupper. Da den varians

sonJ. £inns kvar inom grupperna kan tankas samvariera med klassens

sociala struktur, blir det svart att tolka nagra resultat, sa lange

denna inomgruppsvarians lamnas okontrollerad. En skillnad mellan

extremgrupper t ex i prestation behover inte innebara, att det fore­

ligger ett samband mellan dessa variabel och klassens sociala

sammansattning. Den kan i stallet vara resultat av ett samband mellan

prestation och social bakgrund hos eleverna.

Pa grund av att vissa faktorer forutom klassens sociala samman­

sattning tenderar att paverka flera elever i enld~ss pa sam1na satt,

kan statistiskt beroende uppsta nJ.ellan observationerna. Dade flesta

metoder for signifikansprovning forutsatter statistiskt oberoende

varden, kan provningar av skillnader mellan.unedelvarden for extr em-

- 4 ..

grupper av denm. anledning blir missvisande. Risken for detta mins­

kar dock om antalet i undersokningen ingaende klassavdelningar ar

stort. Likasa okas naturligtvis tilltron till erhallna resultat om de

aterkommer vid replikationer av undersokningar )a nya populationer.

Med reservation for att de kausala sambanden ej ar sakerstallda,

skall har kortfattat namnas nagra av de tendenser som framkommit

da det galler variabler med anknytning till elevernas motivation,

prestation och aspirationsniva. Det grundlaggande antagandet ar

darvid att elever, som i socialt avseende tillhor minoriteten i sin

klass, paverkas sa att deras beteende blir mer likt det, som ut­

marker klassmajoriteten (Duner, 1970).

Resultaten tyder pa att klassens sociala sammansattning har betydel­

se for elevernas attityder till skolan och olika skolamnen (Anders­

son m ~1, 1970). Enligt samstammiga resultat fran undersokningarna

i Orebro och Goteborg paverkas ocksa elevernas val av linje till

ak 9. Detta galler sarskilt elever fran hemmed hog utbildnings-

niva soc. gr. 1+2), vilka i storre utstrackning valjer mellanteore-

tisk eller praktisk linje, om de tillhor en klass dar de fiesta kam­

raterna har en annan social bakgrund an de sjalva. For elever fran

he1n med lag utbildning (soc. gr. 3) marks en motsatt tendens: fler

val av mellanteoretisk i stallet for praktisk linje, om de tillhor

klasser, dar de utgor en minoritet i socialt avseende.

Resultaten fran Vastmanlandsundersokningen rorande linjeval komp­

liceras av att tillgangen till gymnasium varierar for olika orter,

vilket speciellt tycks paverka eleverna ur soc. gr. 3 vid deras

linjeval.

Vad betraffar planer for tiden efter avslutad grundskola marks for

e1ever med hog utbildning·sniva i hemmen samma tendenser som

redovisats i det foregaende. Daremot ar for elever fran hem med 1

lag utbildningsniva skillnaderna har betydligt mindre an da det

galler linjeval. Likasa tycks endast elever som tillhor hogutbild­

ningsgruppen paverkas i £raga om planerad studietid (Dtmer ,1970).

- 5 -

I de undersokningar som haft prestation som beroende variabel

har en rad olika matt anvants for att indicera prestation: betyg i

olika kombinationer av amnen, standardprovsresultat for de amnen

dar sadana forekommer, resultat fran kunskapsprov samt fran

intelligenste st.

Enligt de undersokningar som jamfort betyg finns endast sma skill-

1nader i detta avseende mellan elever i klasser med olika samman­

sattning. Det ar emellertid ytterst tveksamt om betyg ar en lamp­

lig indikator pa prestation i den typ av undersokning det har galler,

da betygens jamforbarhet over klasser starkt kan ifragasattlas.

Manga larare har vid betygssattningen normalfordelningen som

rattesnore for varje enskild klass. Harigenom kommer bedom­

ningen av en elev prestationa tt vara beroende av klasskamrater-

nas prestationer. Foljden blir att samma prestation kan ges olika

betyg i olika klasser. Detta galler sarskilt amnen dar standard­

prov ej forekommer. I en klass med val motiverade, hogpresterade

Qlever kan en viss prestation darf5r komma ett ges lagre betyg an

motsvo.rande prestation i eu~klass, dar konkurrensen om betygen

ar mindre hard. Pa sa satt kan betygen dolja ett samband mellan

prestation och klassens sociala sammansattning av det slag, som

har studeras.

Med anvandande av standardprov som matt fann Duner (1970) i sin

unders5kning, att elever fran hem med hog utbildning presterar

samre resultat om de tillhor klaseer dar majoriteten av eleverna

kommer fran hem med lag utbildning jamf.Ort med om de tillhor

klasser med annan social sammansattning. For Eil.ever vars for­

aldrar har lag utbildning £inns en svag , tendens i samma riktning.

Ljung m fl { 1970), vilka anvant resultat fran kunskapsprov som

matt pa prestation, redovisar endast varden for de elever fran

soc. gr. 3 vilka i ak 9 tillhort gymnasielinjen eller nagon av de mel­

lanteoretiska linjerna. For dessa elever £inns inga signifikanta

skillnader i prestation mellan klasser med olika social samman­

sattning.

6

D~ det Galler intelligenstestresultat framkom i Duners studie samma

monster i dd£ferenser mellan elevgrupper som for standardproven.

Detta kan tolkas pt3. olika satt. Skillnaderna i intelligens kan antingen

ses som annu ett exemp:Cl pa effekter av klassens sociala samman­

sattning eller tas som forklaring till de erhallna skillnaderna pa stan­

dardproven.

Klart ar att intelli_,.;enstesten inte mater nagon 11medfoddff, av miljon

opaverkad intelligens. Dock kan resultaten pa intelligenstest antas

vara mindre paverkbara av en sadan variabel som klassens sociala

sammansattning an vad standardprovsresultaten ar.. Standardproven

ar ju konstruenade just for att differentie ra eleverna efter pre station

da det galler amnesomraden som ingatt i de aktuella kursplanerna.

De kan darfor vantas sarskilt val avspegla motivationella faktorer

som har samband med klassmiljon.

For att man i en undersokning om effekter av klas sens sociala sam­

mansattning overhuvudtaget skall kunna dra nagra slutsats er, torde

det vara nodvandigt att kontrollera for intelligensskillnader med hjalp

av de intellige:astest som star till buds, aven om man darigenom ris­

kerar att eliminera en del av de effekter man vill at.. Tankbart ar ju

ocksa att intelligensskillnaderna~ i vissa fall har en sadan riktning,

att det forst dar denna variabel kontrollerats blir mojligt att pavisa

ett samband mellan prestationsniva och klassens sociala sammansatt­

ning.

Som onmmanfattning av denna genomeang kan konstateras att me.dan

mycket talat for att klas sens sociala sammansattning kan ha effekter

pa eleverna attityder, pre stationer, studie- och yrkesval m. m", ar

det dock ej mojligt att utifran de undersokningar som har redovisats

dra nagra sakra slutsatser em detta.. Dels ar det ej klar 1 agt att de

grupper som ja.mforts varit lika i fraga om social bakgrund samt

intelligens vid den tidpunkt nar den har studerade miljofaktorn ev.

borjar ha effekt, dels har ej tagits hansyn till klassvis verkande

osystematiska faktorer.

- 7 -

KAP II. PRESTA TIONSNIV A OCH KLASSENS SOCIALA SAMMAN­

SATTNING

Ett av syftena med foreliggande undersi>kning ar att med en metod

som medger kontroll av relevanta variabler och klassvis verkande

osystematiska faktorer prova om ett samband £inns mellan elevers

prestationsniva och klas sens social a sammansattning. For att inte

effekter av elevernas sociala bakc,rund skall sammanblandas med

eventuella effekter av klassens sammansattning, halles denna vari­

abel under kontroll.

Tankbart ar att elever i klasser med en viss social sammansattning

- pa grund av i detta sarnmanhang ovidkommmande faktorer - be­

gavningsmassigt skilJer sig fran elever i klasser med annan samman­

sattning. Det kan darfor vara av intresse att prova om ett samband

mellan prestationsniva och klassens sammansattning finns, ~ven

da systematiska skillnader i intelligens kan uteslutas som forklaring.

Eftersom matt pa prestation finns fran tva tidpunkter ar det mojligt

att analysera effekter av klassens sociala sammansattning med tidi­

gare prestation under kontroll. Harigenom kan man fa svar pa £ragan, om elever som i ak 3 legat pa samma prestationsniva genom

paverkan av klassmiljo:m. k~L1. komma att prestera olika mycket i

ak 6.

Foljande fragestallningar har bearbetats:

Finns det nagot samband mellan prestationsniva och klassens sociala

sa1nmansattning for elever med liknande social bakgrund?

Finns det nagot sadant samband for elever som ocksa ar lika i £raga

om intelligens?

= 8

Hur ser sambandet ut mellan prestationsniva och klassens samman­

sattning da tidigare prestation hEHls under kontroll?

Om index for 'social bakgrund" anvandes i denna undersokning matt

foraldrarnas utbildningsniva. Dessa matt anvandes ocksa for att

bestamma klassens sociala sammansattning. (Se

beskrivningen sid 9.)

variabel-

Elever, som ar lika i £raga om foraldrarnas utbildningsniva, upp­

visar lagre pre station ju storre andel av klas skamraterna, som

kommer fran hemmed L3.g utbildningsniva. Detsamma galler elever

som - forutom i fraga om foraldrarnas utbildning - ocksa ar lika

i avseende pa intelligens.

Den ursprungliga populationen bestod .av alla de elever i ak 6 1967-68

i Orebro som tillhorde normalklasser och for vilka fanns matt i de

har aktuella undersokningsvariablerna.

Undersokningspopulationen har ernellertid begranoats till de elever,

som enligt klasslistorma tillhort samma klassavdelning minst sedan

varterminen i ak 5. Eventuella effekter av klassens sociala samman­

sattning pa elevernas pre station antage s da ha hunnit gora sig gallande.

Antalet individer oom £inns r.ned i den ursprungliga populationen, men

som ej upp fyller detta kriterium ar 25. Av den slutliga undersok­

ningspopulationen har alla ttom 22 av eleverna tillhort samma klass­

avdelning under minst tya Hisar.

Observeras bor att "klassens sarnmansattning' 1 beraknats pa de ele­

ver, sorn varterminen i arskurs 6 tillhorde respektive klass. Bort­

sett fran en avdelning, som av denna anledning uteslutits ur under­

sokningen, ar antalet elever som tillkommit sedan varterminen i

arskurs 4 emellertid fa per klass och inverkan av dessa pa klasser­

nas sammansattning darfor liten.

- 9

Undersokningspopulationen omfattar 729 elever fran 33 klassavdel­

ningar. Fordelning pa kon och utbildningsniva i hemmen frar.ngar

av tabell 1. For en beskrivning av variabeln familjens utbildnings­

niva se sid 10.

Tabell 1.

Hog UN ( 1- 5)

Lag UN (6-7

S:a

I denna undersokning ingar foljande variabler: kon, familjens ut­

bildningsniva, prestation vid tva tidpunkter, intelligens, samt klas­

sens sociala sammansattning~ For en utforlig beskrivning av dessa

variabler hanvisas till Orebroprojektets huvudrapport V ~Magnusson,

Duner, Beckne, 1967c).

Skilda analyser har utforts for pojkar (P) och flickor (Fl).

Som prestationsmatt har anvants resultat fran standardprov i svenska

och matematik dels fran skurs 6 (P6), dels fran arskurs 3 (P3).

Matten utgores av summa rapoang.

10

Data grundar sig pa resultat i ak 6 fran Harnqvists DBA-test omfat­

tande de sex deltesterna: Likheter, Motsatser, Bokstavsgrupper,

Figurserier, Klos sar och PHl.tvikning. Rapoangen for varje deltest

har transformerats till stanine poang och darefter summerats

I denna undersokning, liksom allmant inom Orebroprojektet, anvands

sorn social bakgrundst.oariabel familjens utbildningsni viL Valet C!V

denna variabel grundas pa ett antagande om att utbildningstraditio­

nerna i familjen ar den mest relevanta bakgrundsvariabeln vid

studiet av elevers prestation och anpassning i skolan. Dessutom kan

individer med relativt stor objektivitet grupperas i denna variabel.

Uppgifter om foraldrarnas utbildning har erha1lits genom en foraldra­

enkat. Familjens position i utbildning har bestamts av den foralder

som har den hogsta utbildningen.

I de fall, da vederborande innehaft ett yrke eller en befattning, som

normalt kraver en hogre utbildning an den redovisade, har vederboran~

de han!urts till denna hogre utbildningsgrupp. For narmare upp­

lysningar om forfarandet vid kodningen och om objektiviteten i

bedomningssystemet, se Orebroprojektets rapport IV. Datainsam­

ling och bakgrundsvariabler {lv1a.gnusson, Duner, Beckne, 1967b)., .

En gruppering gjorde s i sju kate gorier, vilka kortfattat kan definieras

som i tabell 2. I vissa fall har har gjorts en sammanslagning av de

sju kategorierna till tva grupper: hog UN omfattande utbildnings:ru\r&

i- 5 och lag UN omfattande niva 6-7. Gransen gar saledes mellan

dem, som har minst realskoleutbildning eller motsvarande och dem,

som inte har nagon teoretisk utbildning utover den obligatoriska

skolan.

Med utbildningsniva asyftas i denna undersokning alltid foraldrarnas

utbildning sni va.

Tabell 2.

- 11 -

1.. Akademisk utbildning.

2. Kvalificerad utbildning over studentexamen, men rned kortare utbildningstid. Lararhogskola, s narium, socialhogskola, socialinstitut eller mot­svarande.

Hog UN 3. Gymnasia! utbildning:

Lag UN

gymnasieingenjor, t3ymnasieekonom eller motsva­rande.

4. Utbildning pa fackskoleniva: institutingenjor, teknikerutbildning, handelsinsti­tut eller motsv.:::trande med realexamen eller mot­svarande linjer inom enhetsskola, grundskola grund.

5_ Realskoleutbildning, flickskola, folkhogskola elle motsvarande utan specialutbildning som

6. erad yrkesutbildning:

7

yrkesskola eller motsvarande hantverksutbild­ning.

Ej yrke sutbildad arbetare

I-<lassens amman -----

Ett varde i variabeln klassens sociala sammansattnins har bestamts

for varje klass pa grundval av de-n procent av eleverna, vars for­

aldrar varterminen i ak 6 tillhorde utbildnir:gnnivaerna 6 och 7. I

tabell 3 ges en pa denna variabel grundad rangordning av de har

ingaende klasserna. Klassnurnren hanfor sig till en uppstilllning

i en rapport om social differentiering i Orebro (Nygren, 1970).

'-12

Tabell 3.

s

18 81,7 2 6 71,4 3 30 69, 6 4 16 68,4 5 8 67,8 6 7 66,7 7 9 66,7 n 38 66,7 0

9 22 65, 5 10 29 63,3 1 i 19 61, 3 12 34 59,3 13 Zi 58,6 14 10 57> 1 15 35 54,2 i6 1 53,3 17 31 52,0 18 37 50,0 19 24 48,8 20 27 48,3 21 28 LJ:81 3 22 33 48, 0 23 i2 48,0 24 36 44,0 25 15 44,0 26 17 41,7 28 14 37,0 29 23 32, 1 20 ~-:J 30,8 31l 2 30,0 32 4 26,9

it 26,9

Vid databearbetningarna har anvants en regressionsanalytisk modell

Mycket forenklat uttryckt innebar denna att man anpassar en yta till

punktsvarmen av data i det flerdimensionella rum, dar de i: analy­

sen ingaende variablerna bildar dimensionerna. I den enklaste mo-

13 -

dellen, den linjwra eller o k "stela' modellen, anpassar man en

plan yta. For en utforligare beskrivning av denna regressions­

analytiska: .modell hanvisas till brebroprojektets rapport III.

For att denna modell skall vara tillampbar kravs bl a att samban­

det mellan regressanden och en enskild regressor ar linjart da

ovriga variabler konstanthalles, och att sambandets lutning cj ar

beroende av vilka varden de ovriga variablerna har. Har antages

att data approximativt uppfyller dessa krav.

Den regressionsanalytiska metod.en i och for sig staller inga krav

pa att antalet variabler begransas. Daremot kan resultaten bli

mindre overskadliga samt svara att tolka, om alltfor manga vari­

abler rnedtages. Lampligt ar darfor att kombinera denna metod

med moderatoranalys. Detu innebar att ytterligare va:riabler

kan hall as under en vis s :-trad av kontroll, genom att de utgo r . .;::rund

for uppdelning av materialet i undergrupper. Sedan regressions­

analyser genomforts i var och en av dessa 7 kan sambandsmatten

jamforas och interaktionen mellan moderatorvariablerna provas.

~v1edelvarden sorn data

For att undvika att sambandet mellan prestaion och klassens sam­

mansattning stores av sadana os)'""3tematiska fak.torer, som tende­

rar att paverka alla elever i en klass pa samma satt, kommer har

analys:-er att utforas med klassen som enhet. Data kommer saledes

att utgoras av 1nedeltal.

I denna undersokning har eleverna i varje klass delats in i fyra

kategorier efter kon och fa1niljens utbildningsniva. Se gur 1.

14 .;.

I\: on

P Fl

hog

UN

lag

Figur 1.

Regressionsanalyser har genomforts med medelvarden for dessa

elevkategorier bestamda for varje klass. Samband har beraknats

mellan prestution i arskurs 6 och klassens sociala sammansti.tt­

nine;. Som kontrollvariabler har anvants intelligens 1 familjens

utbildningsniva samt prestation i arskurs 3.

De kombinationer av kontrollvariabler so1n anvants i regressions­

analyserna fr:nmgar av tabell 4.

Tabell 4. Beroende och oberoende variabler samt kombinationer

av kontrollvariabler i regressionsanalyser vid prov:­

ning av hypote s 1.

P6

P6

KS

KS

UN+ I

Ur den forsta analysen erhalles ett narmevarde till den skillnad

i prestation (P6) som kan vantas 1nellan elever som ar lika i £raga

om foraldrarnas utbildningsniva (UN) men som skiljer sig en

enhet i variabeln klas sens sociala sammansattning (KS).

15

Ur den andra analysen erhc'Hles ett narmevarde till den skillnad i

pre station (P6) som kan forvantas r~rcllnn elever som tlr lika i £ra­

ga om foraldrarnas utbildningsniva (UN} och egen intelligens (I),

men som skiljer sig en enhet i fraga om klassens sociala samman­

sattning.

Ur den tredje analysen ·olutligen erhalles ett narrr1evarde till den

skillnad i prestation (P6} som man kan vanta sig mellan elever som

ar lika i fr12.:3a om foraldrarnas utbildningsniva (UN}, egen intelli­

gens (I) och tidigare prestation (P3) men som skiljer sig en enhet

vad betraffar klas sens sociala sarnrnansattning.

Databearbetningarna har skett rned datarnaskinprogramrnet BMD03R

hamtat ur Biomedical Computor Programs.

I tabell 5 ges korrelationskoefficienterna for de i analyserna ingaen­

de variablerna for var och en av de fyra elevkategorierna: pojk<!\.r

och flickor fran hen'l med hog resp. lag utbildningsniva. K.oeffici­

enterna har beraknats pa medelvarden for varje klass. Da antalet

klasser for alla fyra samplen ar 33, maste koefficienterna over­

stiga 0, 349 for att kunna sagas signifikant avvik.a fran noll.

Trots indelningen av eleverna i tva kategorier efter fanliljens

utbildningsniva, kvarstar en betydande variation i denna variabel

inon1. resp. kategori. Av korrelationsmatriserna i tabell 3 £ram­

gar att familjcns utbildningsniva samvarierar signifikant med

klassens sociala samrnansattning for pojkar hoe UN och for flickor

hog UN. ICoefficienterna ar 0, 525 resp. 0, 369. Dessa positiva

korrelationer innebar att ju storre andel av eleverna i en klass

sorn kornrner fran hem rned lag utbildningsniva, desto lagre genom­

snittlig utbildningsniva tenderar pojkar och flickor fran hem med

hog utbildningsniva att ha.

Tabell 5.

KS p I

hog UN UN

P3

P6

KS

l p I I

lag UN UN

P3

P6

KS

Fl I

hog UN !UN

P3

P6

KS

Fl I

lag UN UN

16 -

(P6) och i ak 3 (P3), intelligens (I), fora1drarnas utbild­

ningsniva (UN) och klassens sociala sammansattning (KS)

P6 I'(S I UN P3

- . - . , 1.000 -o. 156 0. 525~:< -0. 132

1. 000 -0. 132 o. 72i"'

1.000 -0.007

1.000 ,t_. o. 879>!< 1. 000 0.048 0. D69''' -0. 170

1. 000 0.022 -0. 137 0. 123 ,,,

1. 000 0.241 o. 81 f''

1.000 -0. 195

1.000

1. 000 o. 071 o. 649>:< 0.001 0. 58i:<

1.000 I

0. 104 o. 369>!< o. 076

I 1.000 -0.271 o. 41 6>:<

1.000 -0.122

1.000

o. 700'/,< ,,, o. 7 84>!< 1.000 -0. 180 -0. 390'''

1. 000 -0. 155 0.249 o. i 38

1.000 -0.255 o. 76d"'

1.000 -0.348

* .. ....,_ A vv1ker s tgnlflkant fran 0 •

For flickor lag UN har sambandet samma riktning men ar ej signifikant.

Sambandet ttr for pojkar lag UN n1ycket svagt och har motsatt tecken ..

Ovanstaende resultat bekraftar r.6..dvandgheten av att halla variabeln

foraldrarnas utbildningsniva under kontroll utover vad som sker vid en

uppdelning av eleverna i tva kategorier.

17 -

Ingen av korrelationskoefficienterna for sambandet mellan intelligens

och klassens sociala sammansiittning ar signifikant. l\Aen for pojka r

hog UN och for flickor lag UN £inns en svag tendens till Higre genom­

snittlig intelligens ju storre andel av klassens elever som kommer

fran hem rned lag utbildningsniva.

Korrelationskoefficienterna for sambandet rnellan klassens sociala

sammansattning och prestation i ak 6 avviker i ingendera gruppen

signifikant fran noll. Samma forhallande galler prestation i ak 3.

F

Resultaten av regressionsanalyserna presenteras forst for de tre

olika analy.serna var for sig. Diirefter [5es en sammanfattande kom­

mentar. Av a-tabellerna framgar dels regressionskoefficienter

for var och en av de fyra elevkategorierna, dels genomsnittliga re­

gressionskoefficienter for olika kombinationer av elevkategorier.

I b-tabellerna presenteras resultaten av signifikansprovningar av

interaktioner med kon och familjens utbildningsniva. Dessutom ges

resultaten fran signifikansprovningar av skillnader mellan de genom­

snittliga sambanden for pojkar jarnfort med flickor och for elever fran

hog UN jamfort med elever fran lag UN.

Signifikansbedomningen for genomsnittliga regressionskoefficienter

och skillnader mellan sadana ar nagot problematisk, eftersom elev­

kategorierna pa vilka de baseras komrner fran samrr1a klasser.. Trots

detta behandlas de har som oberoende observationer, vilket kan tankas

leda till for stort antal signifikanser. I nagon man kan detta tankas

bli kompenserat genom aterhallsamihet vid frihetsgradsbedomningen.

Berakningarna av medelfel for genornsnittliga regressionskoefficienter

sker med utgangspunkt fran komponenternas medelfel. Sorn frihets­

grader tas det minsta antal frihetsgrader sorn tillkommer nagon av

komponenternas medelfeL Signifikansnivan ar 5o/o och provningen

dubbelsidig.

i

18

och klas sarnman-

~ !j:~l]JS_vi_d _g!_v~n _ ~ bj}£nl.n_g fLni_v!_ !_ l.!..e!!l!!\~.11-!.

Ett studium av tabell 6a visar att ingen av regressionskoefficienter­

na - varken de enkla eller de genomsnittliga - signifikant avviker

fran noll. Av de fyra enkla koefficienterna ti.r tva negativa och tva

positiva. Ett negativt samband innebar lagre prestation ju storre

andel av klassens elever som har forti.ldrar med lag utbildnings­

niva, dvs ett samband i hypotesens riktning.

Tabell 6a.

p

p

Fl

Fl

p

Fl

P + Fl

P + Fl

Totalt

Tabell 6b.

hog -0.3271 0.2492 30 -1.312

H1g 0.0298 o. 2118 30 o. 141

hog 0.0675 o. 1615 30 0.418

lag -0.0762 o. 1484 30 -0.513

totalt -0. 1486 0. 1635 30 -0.909

totalt -0.0043 0. 1095 30 -0.039

hog -0. 1298 o. 1485 30 -0. 874

lag -0.0232 0.1293 30 -o. 179

-0.0765

Provning av interaktion samt av skillnader mellan genom­

snittliga regressionskoefficienter for pojkar jamfort med

lskillnad I

( Z) IJamforelse ! Medelfel Sign. provn.

1 o. 5006 I I

o. 3936 !Inte raktion I

-1. 272

,P- Fl 1-0. 1443 o. i 968 I -0.733 i .. .o ~ I I c:: - . - -!Hog UN lag UN j 0. 1066 o. 1968 0.:::>42

- 19 -

Av tabell 6b framgar att ingen statistisk signifikant interaktion med

kon och utbildningsgrupp forekommer. Vidare ses att det genom­

snittliga sambandet for pojkar ej skiljer sig . 8iGnifikant fran det

for flickor. Inte heller ar skillnaden mellan genomsnHtliga sam­

band for elever fran hog UN resp. lag UN signifikant.

2. Sarnband n1.ellan stationsniva och klassens sociala samman--=---------,._ --- """"""""---~--------..,..,_.,. ------

Ingen av de i tabell ?a redovisade regressionskoefficienterna,

varken de enkla eller de genomsnittliga, - avviker signifikant fran

noll. Av de forra har tre negativt och en positivt tecken.

Tabell ?a.

kategori~erna, dels senomsnittligt for kombinationer

lag 0. Ot119 o. 1077 29 0.389

hog -0.0720 o. 1243 29 -0.580

1a8 -0.0225 o. 1124 29 -0.200

totalt -0. Q9L15 0 1076 29 -0.878

totalt -0.0472 0.0838 29 -0. 563

-0. 1515 0.1121 - L 351

- 20 -

Tabell 7b.

0 1364 -1. i 82

Tabell 7b visar :1tt ingen signifikant interaktion forekommer. Skill­

naderna nJ.ellan genomsnittliga regressionskoefficienter ar ej sig­

nifikantu.

1_. _ _8.§;.rg_b...§Jl.d_I"f!..e!J.~_giv~n_p_£~s!_ag9_n.§_n_!yj_ _9~h_k!._a~s~ll.S_S£C.i~a­

~al_Yl_E~ll,S~t!_n!_ng y_i£ gi_y_e_p _Et.l?i..!_d_gi_pg_sg_i_y_a_i.J1.£!"£.r£ell _ ~ap!_

:g_i_y_e_p _in_!el_l!_g.£n~ _E~h J:ij.i_g~r.£ :e.r~ ~~io:t.!:

Koefficienterna for alla fyra elevkategorierna ar som synes i tabell

8a negativa i overensstammelse med hypotesen. Varken dessa eller

nagon av de genomsnittliga koefficienterna n.vviker emellertid signi­

fikant fran noll.

Tabell 8a.

Tabell 8b.

- 21 -

lag 0.0228 0.0890 28 -0.048

hog 0.0865 o. 1109 28 -0.780

la:J -0. 02.98 0.0986 28 -0.302

totalt -0.0931 0.0883 28 - i. 054

totalt -0.0581 0.0742 l 28 -o. 7 83

hog -0. 1250 0.0943 28 1.326

lag -0.0263 0.0664 28 -0.396

Provning av interaktion samt av skillnader mellan ge­

nomsnittliga reg res sionskoefficienter for pojkar jam­

~!..!:....!.!.!.~....!:!:..:!..'::.:~.!......!~:.::.!.!:~~~~~~f:.:::r&n hog UN jamfort

med elever fran lag UN. Analys samma som for tabell 8.

]Jamforelse Skillnad Medelfel

Interaktion -0.0840') 0.2308

P- Fl -0.0350 0. 1154 -0.303

Hog UN-lag UN - o. 0987 0. i 154 -0.855

Av tabell 8b framgar att varken interaktion med kon och utbildnings­

grupp eller skillnaderna mellan genomsnittliga regressionskoeffici­

enter ar statistiskt signifikanta.

- 22

Av de i foregaende avsnitt redovisade resultaten framgar att nagot

signifikant samband mellan elevers prestationsniva och klassens

sociala sammansattning vid given utb.ilc1J.¥ng_sniva i hemrr1en ej kun­

nat pavisas, vare sig intelligensvariabeln ha1lits under kontroll

elle r ej. (A vsnitt i re sp. 2).

Inforandet av intelligens som kontrollva:riabel har olika effekter

for olika elevkategorier. I tva av grupperna sker en forsvagning av

de riegativa sambanden, r.nedan det svaga positiva sambandet i de

tv!cl. aterstaende grupperna i ett fall overgar till ett svagt negativt

samband och i det andra fallet forblir i start sett oforaridh:tt.~.

(N egativt sam band innebar ett san1.band i hypotesens riktning.)

Av den tredje analysen (avsnitt 3) framgar att bland elever, som

ej systemati skt skiljer sig at vare sig i £raga om fortildrarnas

utbildningsniva, egen intelligens ellcr tidigare prestation, finns

det en s vag tendens till samr e pre station ju storxe andel av klas s­

kamraterna son1. kommer fran hemmed lag utbildningsniva. Denna

tendens kannetecknar alla fyra elevkategorierna, men sambanden

ar ej signifikanta. For de tva flickgrupperna innebar konstant­

hallandet av tidigare prestation nastan ingen forttndring jamfort

med foregaende analys For pojkar hog UN sker en ytterligare

forsvagning i sambandet n1ellrru oberoende och beroende variabel,

medan sambandet for pojkar lag UN skiftar fran positivt till nega­

tivt.

En jamforelse mellan de tre analyserna visar att skillnaderna mel­

Ian de fyra elevkategorierna i fraga on1. regressionslinjens lutning

ar storst i den analys dar foraldrarnas utbildningsniva ar enda

kontrollvariabel. Interaktionen med moderatorvariablerna tir

deck ej signifikant och skillnaderna mellan kategorier avtar da fler

kontrollvariabler medtages.

- 23

I denna undersokning om inverkan av klassens sociala sammansattning

pa elevernas genomsnittliga prestationsniva har anvants en regressions­

analytisk metod. Harigenom har det varit mojligt att konstanthalla sa­

dana variabler som annars kunde .blandat sina effekter med eventuella

effekter av den oberoende variabeln. Av denna anledning har i dessa

analyser foraldrarnas utbildningsniva och elevernas intelligens hallits

under kontroll.

Genom att data utgjorts av klassmedelvarden for olika elevkategorier

har vid signifikansprovningarna hansyn tagits till klassvis verkande

slumpfaktorer, vilka annars kunde gjort provningnrna missvisande.

Resultaten fran undersokningen bekraftar inte den uppstallda hypotesen

om lagre prestation for elever i klasser med genomsnittligt Uig utbild­

ningsniva i hen1men jamfort med elever med samma intelligens ,och

sociala bakgrund men tillhorande klas ser med genomsnittligt hogre

utbildning sni va.

Detar inte heller mojligt att utifran analyser, dar prestation i ak 3

ingatt som kontrollvariabel, avgora om barn i den fo rstnamnda typen

av klass gradvis forsamras i fraga om prestation jamfort med barn i

andra klasser. Svaga tendenser i denna riktning .!inns dock.

De resultat som natts i denna undersokning kan naturligtvis inte tas

som bevis for att klassens sammansatthing ar utan betydelse for ele­

vernas prestationsniva. Nagra tankbara forklaringar till att eventuella

samband ej signifikant givit sig till kanna skall namnas.

En mojligt forklarirLS ar den ganska begransade operationella defini­

tion, som har givits prestations:vn.riabeln, i det endast prestation i

amnen svenska och matematik beaktats. Det skulle kunna ·tankas att

prestationer i andra skolamnen ar mer kansliga for nlotivationspa­

verkan fran klasskamrater. En motsvarande undersokning, dti:r han­

syn tas till prestation i flrera skolamnen, utan att darfor ::tvknll ges pa

kravet om mattens jamforbarhet over klasser, vore darfor av intresse.

24

En annan tankbar forklaring, till att inga signifikanta samband erhallits,

a r att met0den kan ha Varit Sa II grOV 11 att den endaSt kunnat ge UtSlag

for mycket kraftiga samband. Flera olika satt att forf1.na metodiken

kan tankas. En -linear regressionsmodell skulle t ex kunna provas.

Ir\.anske kan man fran denna undersokning vaga dra den slutsatsen, att

om klassens sociala sammansattning har effekter pa elevernas genom­

snittliga prestationsniva, sa ror det sig om effekter av betydligt lTiind­

re storleksordning an t ex de, som kan foras tillbaka pa hernmiljo,

- 25 -

KAP III. SPRIDNING I MOTIVATION I KLASSER MED OLIKA SOCIAL

SAl\/Il\AANSATTNING

Den undersokning om prestation som redovisats i foregaende kc.pitel

gallde skillnader i genomsnittliJ pre station for elever i klasser med

olika social .sammansattning. grund av lagre motivation i klasser

med stor andel barn fran hem n1.ed lag utbildning, antags prestations­

nivan i dessa klasser bli Higre ani klasser med mindre andel barn

fran hemmed lag utbildningsniva.

Resultaten gav dock ej belagg for nagra sadana skillnader i prestations­

niva. Darmed star ocksa antagandet om skillnader i genomsnittlig

motivation o styrkt.

Da det galler motivation kan klasser med olika social sammansattning

ocksa tankas skilja sig at pa ett annat satt, namligen i graden av sprid­

ning i denna variabel.

Bland eleverna i ... klasser dar men med hog utbildning utgor majoriteten,

ar god skolprestation troligen ett mycket allrnant accepterat mal. Ele­

verna arbetar i en motivationsframjande atmosfar och motivationen ar

genomgaende hog. I klasser dar flertalet clever kommer fran hemmed

H1g utbildningsniva ar insUillningen till skola och studier kanske mer

delad. Nagra av elevcrna for m&handa n1.ed sig fran dina hem en indif­

ferent eller rent av klart negati v installning till skolarbetet.. Hari­

genom kan Skapas en klassatrnosfar som negativt paverkar ocksa andra

elever i klassen. Denna paverkan kan vara olika stark for olika ele­

ver. En del av dem har en sa hog egen motivation, att de kan over­

vinna svarigheter i form av press fran kamraterna. I overenstammel­

se med detta resonemang torde eleverna i dessa klasser visa star

variation i graden av motivation.

- 26 -

De matt pa skolmotivation som £inns att tillga inom drebroprojektet

har-- liksom de flesta sadana matt - klassen som referensram och

kan Jarfor ej anvandas clirekt, nar rnan vill prova antagandet om en

skillnad i spridning i motivation. Daremot kan detta antagande pro­

vas indi rekt.

Skillnader i spridning i motivation inom klasser bor leda till skillna­

der rnellan klasser, da det galler mojligheten att med hja.lp av vari­

abler son1 intelligens, social bakgrund och tidigare prestation vid

given niva i dessa variabler kan alltsa vantas i klasser med genom­

snittligt lag utbildningsniva i hemmen jamfort med klasser, dar ut­

bildningsnivan i hemmen ar hogre. Genom regressionsanalys kan

erhallas matt pa denna spridning i form av residualvarians.

Om dessa regressionsnaalyser utfores 11 inom klass 11, blir det sedan

mojligt att i ett andra steg prova om dessa effekter kan foras tillba­

ka pa motivationsvariabeln. Matt i denna v.ariabel kan, aven om de

ej ar jamforbara over klasser, anvandas i inomklass-analyser.

Under forutsattning att antagandet om en skillnad i spridning i moti­

vation ar riktigt, bor inforandet av motivationamatt i ovan namnda

analyser leda till att residualvariansen minskar mer i klasser med

genomsnittligt Hig utbildningsniva i hemmen ani klasser n1.ed genoln­

snittligt hog utbildningsniva i hemmen. Foljden blir en 1ninskning

av skillnaden i residualvarians mellan olika klasstyper.

Emellertid ar det svart att finna en metod for att s:(~nifikansprova

en sadan minskning. I stallet kan man studera regressionskoeffi­

cienterna for sambandet mellan prestation och motivation med ov­

riga variabler konstanthallna.

I klas.ser dfir spridningen i motivation ar stor bor finnas ett starkt

samband mellan prestation och motivation da intelligens, tidigare

prestation och foraldrarnas utbildningsniva halles under kontroll.

Detta samband bor vara svagare i klasser, dar spridningen i mo­

tivation ar liten.

27 -

Foljande fragestallningar har bearbetats:

Finns det skillnader mellan klasser med olika social sammansatt­

ning, da det galler spridning i elevernas motivation?

Ar resudualvariansen i prestation, da intelligens, tidigare presta­

tion och foraldrarnas utbildningsniva utgor regressorer, storre i

klasser rned genomsnittligt Hig utbildningsniva i hem1nen ani klas­

ser dar den genomsnittliga utbildningsnivan ar hogre?

Minskar denna skillnad i residualvarians da motivation infores som

y:tterligare regressor?

Finns det en skillnad mellan klasstyper vad betraffar styrkan av

sambandet mellan prestationoch moti vration da ovriga variabler kons­

tanthalles?

I klasser n1.ed genomsnittligt lag utbildningsniva i hemmen ar resu­

dualvariansen i prestation i ak 6, da intelligens, ~prestation i ak 3

och foraldrarnas utbildn.ingsniva utgor regressorer, storre an den

ar i klasser med genomsnittligt hogre utbildningsniva.

Sambandet mellan prestation och motivation, da intelligens, forald­

rarnas utbildningsniva och tidigare prestation konstanthalles, ar

starkare i klasser .. med genomsnittligt lag utbildningsniva bland

foraldrarna an i klasser dar den genomsnittliga utbildningsnivan ar

hogre.

B. Undersokningspopulation

Bland de elever, som ingick i den undersokning som redovisats i

kapitel II, har uttagits de, som tillhor klasser rned extrem social

sammansattning. (Se metod sid 29 ).

28

Foreliggande undersokning omfattar totalt 362 elever, varav 124

tillhor de sex klasser, som har genomsnittligt hog utbildningsniva

i hemmen, och 238 tillhor de elva klasser, som har genomsnittligt

L[g utbildningsniva i hemmen. Eleverna inom vardera extrem

gruppen har delats in efter kon och foraldrarnas utbildningniva.

Antal elever inom varje kategori frarngar av tabell 9.

Tabell 9.

hog lTotalt

hog 44 44 88

la~-' 20 69 89

hog 42 44 86

lag 18 8i 99

Undersokningen ornfattar foljande variabler: kon, prestation i ak 6,

pre station i ak 3, intelligens, foraldrarnas utbildningsniva och

klassens sociala sammansattning. For en beskrivning av dessa

variabler hanvisas till kapitel II sid 9. Dessutom ingar variabeln

motivation, vilken kortfattat beskrivs nedan.

Motivation (1\/Io) ------

l\11att i denna variabel utgores att till z varden transformerade me­

delvarden for klr:o.ratskattningar av motivation. Skattningarna har

erhallits genom att eleverna fatt utfora totala r.angordningar av klass­

kamraterna med avsecride pa skolmotivation. Matten har medelvar­

det 3. 00 och .!=l.?ridningen 1, 00 inom varje klas s.

- 29

V:id provning av hypoteserna som ror antagandet om storre spi"id­

ning i motivation bland elever i klasser med genomsnittligt lag ut­

bildningsniva i hemmen jamfort med elever i klasser dar den genonl­

snittliga utbildningsnivan ar hogre, har har valts en extremgrupps­

design. I en forsta studie, kan detta anses befogat da : tectoden med

inomklass- e.nalyser ar arbetskravande.

Klasser som har stor resp. liten procent elever fran hemmed lag,

utbildningsniva bildar de tva extremgrupperna. Granserna har dra­

gits sa, att till hog:extremgruppen raknas ldasser, dar minst 60o/o

av eleverna kommer fran hem med hog utbildning (UN 1- 5), och

till L3.g- extremgruppen klasse1·, dar minst 60o/o av eleverna kommer

fran hemmed lag utbildning (UN 6-7).

Inom vardera extremgruppen har skett en uppdelning av eleverna i

fyra kategorier efter kon och foraldrarnas ubildningsniva.

For var och en av de fyra elevkategorierna inon1. respektive extrenl­

grupp har regressionsanalyser genomforts sa att ett vagt Genom­

snittligt sam band for de ingaende klasserna beraknats. De·~ ta sam­

band ar detsamma, sorn det man skulle fa, om eleverna fran varje

klass placerades med tyngdpunkterna i samma punkt i ett tankt

koo rdinatsystem.

Vinsten av att pa detta satt genomfora be rakningarna inom klas s,

ar att sambanden d3.rigenom ej paverkas av eventuella skillnader

mellan klasserna i fraga om ;3onor.nonittlig intelligens, tidigare pres­

tation eller utbildningsniva i hemmen. Dessutom mojliggors an­

vandandet av motivationsrnatt.

30

Fran regressionsanalyserna erhalles dels matt pa residualvarians,

dvs varde· 3-S genomsnittliga spridning runt regre ssionslinjen, dels

matt pa san'lbande~JS styrka i form av regressionskoefficienter.

y ~._r.Lal?_l~r-i_r~&.!'~S E_ion

Regressionsanalyser har utforts med prestation i ak 6 som regressand

och intelligens, foraldraJ:na.s utbildningsniva samt prestation i ak 3

som regressorer. Dessutom har genornforts analyser med motiva­

tion som fjarde regressor.

Praktiskt utforande ______ *-""'lt ____ __

Berakningarna har utforts 1ned hjalp av datarr. a:;kinprogrammet

BMD03R, dar s k 'dun1myvariabler' har inforts, en for varje klass.

Varje durnmyvariabel har givits vardet 1 for eleverna i en viss klass,

och 0 for alla ovriga.

I tabell 10 ges medelvarden och spridningar for variablerna intelli­

gens, prestation i ak 6, prestation i ak 3, utbildningsniva i hero­

men samt motivation, for de fyra elevkategorierna, i hog- respek­

tive lag- extremgrupper.

Av tabell 10 framgar att skillnaderna mellan klas styperna i intelli­

gens liksom i prestation ak 6 och ak 3 ar mycket sma for alla fyra

elevkategorierna.

Da det galler hemmens utbildningsniva finns klara skillnader mellan

klasstype:t·na endast for kategorin pojkar fran hem med hog utbild­

ningsniva. For ovriga kate._prier ar skillnaderna obetydliga.

- 31 -

Tabell 10.

P6 P3 UN 1:-Ao

s

P hog hog

lag

35.91 7. 92 115.32 26. o6j87. 48117. 87l3. 1411. 59!3. 2310.69

I . 1 I ~

32.80 7. 80 103.34 29.0183. 11 120.484.25 o. 873.39 10.82

1 hog 128.65 18.44 l ss. 95 26.48 59.70 19.9616.45 o. 6zj

)1:]:.__: 1 a. g I 2 s 4 6 1 7 . o 1 I e s. 7 s z 3. 51 6 7 . s s 1 6. o 7116. 4 3 o. 7 5

1

1

i I hOg 107.29 27.4680.71 18.7713.2611.563.15 0.84

lhog! i I I.

1 h1g 132. 14 107. 25 26. 9ojsz. sz 17. 68!3. 59 !1. 263. 33 o. 68 r-~----r--------r----~----~------+---~------+---~~--~---+----~---1 . 1 hOg i29.ii J6.42 96.22f3.51 173.22 !t5.97\6.5o o.512.77 o.76t

\Fl!lil.g lil.g j28.64 ;7.93 91.80,29.76171.44 ;15.95 16.53 :0.50~.83 0.761

Vad betraffar motivation finns klara skillnader i medelvarden mellan

elever fran hem med olika utbildningsniva. Daremot ar skillnaderna

sma mellan elever som tillhor klasser med olika sammansattning .

.!_._ ,!3-~s!_d~al.v.2ti~2. .i_p_r~s_!ation_vi_d_gi_v~n iE-~ll,i_ge_E J:jj.~~r~ E.r~~a-

3<2.!1 _o _£h uJ:_bj},S!ni_~ ~i_v! i. ~e!!lm~n--

Resultat i form av residualvarians kring genomsnittliga samband

for de fyra elevkategorierna i vardera extremgruppen ges i tabell

11 a.

- 32

For alla fyra kategorierna galler att residualvariansen ar storre i

L1g-extremklasser ani hog-extremklasser.

Tabell 1 i a.

df

248.068 30

173.251 55

Signifikansprovningar av skillnader i residualvarians for elever i

hog-extren1klasser jamfortmed. ilag-extremklasser har utforts.

Vid dessa provningar har F-test anvants, dels for varje elevkate­

gori for sig, dels fllr olika kombinationer av kategorier. Genom att

i det senare fallet ingen hansyn tagits till att eleverna tillhor samma

klassavdelningar, uppstar for de sammanslagna kategorierna en okad

risk for slumps~gnifikanser.

Tab ell 11 b visar att skillnaden mellan de tva extrema klas styperna

ar signifikant dels nar det galler pojkar fran hem med hog utbildnings­

niva (p < . 05) och dels nar det galler sammanvagd residualvarians

for all a fyra elevkate go ri ern a (p < . 0 1). Signifikan i3 e rhalle s a ven

vid sammanvagning av varianserna for de tva flickgrupperna (p < . 02)

och likaledes for pojkar och flicker som har foraldrar med hog ut­

bildningsniva (p < . 05). Signifikansnivaerna for de samrnanslagna

kategorierna far anses ungefarliga rned hansyn till den ovan · patalade

risken for slumpsighifikanser.

- 33 -

Tabell 11 b.

si gnifikan sni va

hog 1.554 31 32

FL lag 2 .. 530 67 9

!p totalt 1 .. 515 85 44

Fl totalt 98 41 p < -· 02 I

P + Fl !hog 61 66 p < . 05

P + Fl j1a.g

Totalt

Resultaten stoder saledes hypotesen om storre residualvarians i

prestation i lag-extremklasser ani hog-extremklasser. vid given

intell~gens, tidigare pre station och utbildning.snivai hemmen.

~·- g.e sid~.:y~ri_,an i_p!_eSt_§-ti_oE j.~ IE~i.:y~~12:... i..!_lf6!_e~ .§_O_En

gg_a.E,e_r~g_r_£sso

_yt_!e_E-

I de analyser dar motivation infilr som regressor, finns det fort­

fara.nde skillnader mellan olika klasstyper i £raga om residualvari­

ans i prestation. Detta framgar av tabell 12.

Tabell 12. Residualvarianser och frihetsgrader (df) for olika elevkate­

gorier i hog-resp. lag-extremklasser. Regressand: pres­

tation i ak 6. Regressorer: intelligens, prestation ak 3,

foraldrarnas utibldningsniva samt motivation.

evkategori:

htl la .. I

UN Residualvarians df Residualvarians I df

hog 119.671 184.349 29

lag i13.436 138.022 53

hog 98.807 120.850 30

34 -

En jamforelse mellan tabell 1 ia och 12 visar emellertid en storre

minskning i residualvarians for L3.g-extremklasserna an for hog­

extremklasserna for tre av elevkategorierna. For flickor lag UN

i hog-extrernklasser sker tom en okning i residualvarians vid

inforandet av n1.otivation som regressor. Pojkar lag UN uppvisar

i bada typerna av klasser en kraftig minskning.

Tabell 13 ar avsedd att belysa skillnaderna i residualvarianser mel-)

lan de analyser, som inte har rnotivation son1. regressor, och de

son1 har detta. Skillnaderna uttryckes so1n procent av residualva­

rianderna i de forstnamnda analyserna.

Nagra signifikansprovningar av skillnader mellan extremklasser

har ej utforts, da Himplig metod harfor saknas.

Tabell 13. Forand ring i residual varians vid inforandet av motivation

som regressor. Forandringen uttryckes som procent av

den ur sprungli p;a residual varians en.

14 -32

}.._ §.apJ?c_gl£ gJ.f.l!_ag E~~~i_2ll. <2_c_h p.2_ti-_v~ti_o!2_ ~i£ giye.EJ.I!.!eJ.li.g~_§,

1i_di_g_§-!_e _p.E_e-E~t!.OE _E<jl_u!}Jgqp!_n_g_s_!].ty~ i_ h~~~~

I tabell 14 ges regressi.onskoefficienterna for sambandet mellan pres­

tation ak 6 och motivation, med intelligens, prestation ak 3 och for­

aldrarnas utbildningsniva konstanthallna. Differenser mellan .lag­

och hog- extremklas ser ges samt re sultat fran signifikansprovningar

av dessa differenser. Vid provningarna har anvants t-test. (For

formel se bilaga 7).

35 -

Tabell 14.

Diff :l\!Ifdiff df gn. provn ..

UN lag KS bl bh ( t)

hog I 5.797 12.744 6.947 5.045 62 1.377

Hig I 1z.s4o 10.292 -2. 548 7 038 62 -0.362

Inga signifiltanta diffe.renser mell.an klasstyper kan redovisas, men

tendenser i hypotesens riktning £inns for tre av elevgrupperna och

sanlmanlagt for allal~tegorier. For pojkar fran lag UN £inns svaga

tendenser i hypotesens riktning.

I denna undersokning har gjorts forsok att prova ett antagande om

att spridningen i rn.otivation ar storre i klasser med genomsnittligt

lag utbildningsniva i hem1nen an den ar i klas ser dar den genom­

snittliga utbildningnivan ar hog.

For att nedbringa arbetsrnangden har i denna forsta studie tilHimpats

en extremgruppsdesign. Detta medforem.ellertid en viss osakerhet

vid tolkningen av resultaten och en fornyad undersokning, som inte

inskranker sig till klasser rned extrem social sammansattning, bar

folja.

36 -

Eftersom tillgangliga motivationsmatt ej ar jamforbara over klasser,

har en indirekt provning av antagandet blivit nodvandig.

Det har forutsatts att variationen i prestation for elever med lika

intelligens, tidigare pre station och utBi ldningsniva i hemmen ar

storst~ i de klass er, dar spridningen i rnotivation ar storst. Denna

hypotes har provats i regressionsanalyser som senomforts 'inom

klass '. Harigenom har det blivit mojligt att i en andra serie ana­

lyser infora motivation som en ytterligare regressor.. Da motiva­

tion p a detta satt ar underkontroll har skillnaden mellan klasstyper,

vad avser residualvariansen i prestation, antagits minska.

Resultaten kan sagas i viss man stodja hypotesen om skillnader

mellan klasstyper i £raga om kvarvarande variation i prestation,

da vissa andra variabler, men ej motivation, konstanthalles. Sig­

nifikanta skillnader erhalles for kategorin pojkar hog UN. Aven

for ovriga kategorier £inns skillnader i hypotesens riktning. For

pojkar lag UN ar skillnaden mellan klasstyper dock liten. Signifi­

kanta resultat erha1les vid sam1nanvagnins av residualvarianser

for vissa kombinationer av elevkategorier, namligen for flickor

och for elever hog UN samt for eleverna totalt,. Dessa resultat

kan tolkas sa, att det ar svarare att predicera prestation med hjalp

av intelligens, tidigare prestation och foraldrarnas utbildningsniva

i klasser med stor procent barn fran hem nl.ed la[~ utbildningsniva

an det ar i klas ser med motsatt sammansattning. For pojkar lag

UN fir det jfimforelsevis svart savfil i hog- som lag-extremklasser.

Det kan inte uteslutas att de resultat som uppnatts i dessa analyser

kan Vlra av tillfallig art. Det ar t ex tfinkbart att en ovanligt hog

spridning inom en eller ett fatal klasser kan ha paverkat resultaten.

Detar aven tankbart att variationer mellan klasser i £raga om sam

bandens l:utning kan ha liknande effekt, da residualvarian·nen berfik­

nats kring genomsnittliga samband. Vid variansanalyserna har de

individuella observationerna behandlats som .oberoende, och gar­

dering har ej skett for alla de felkallor, sorn paverkar flera obser­

vaJioner, t ex hela klasser, samtidigt. Risken for tillfalliga siBnifi­

kanser fir sarskilt stor vacl betrfiffar sammanfattningsprovningar.

Dessa felkallor gfiller naturligtvis aven for ovriga analyser i under­

sokningen.

- 37 -

Vid inforandet av motivation som regressor i analyserna minskar sorn

vantat skillnaden mellan klasstyper i fraga om residualvarians. For

pojkar lag UN sker en kraftig minskning av residualvariansen i bada

extremgrupperna. Om man vid prediktion av elevers prestation inte

bar a tar hansyn till intelligens, tidigare pre station och foraldrarnas

utbildningsniva utan aven anvander sig av skattningar av elevernas

motivation, kan prediktioner tydligen goras lika bra i lag- extremklas­

ser som i hog- extremklasser och lika bra for pojkar fran hem med

lag utbildningsniva som for andra elevkategorier.

Nagra signifiakansprovningar av minskning i residualvarians har ej

kunnat goras. I stallet har styrkan av sambandet mellan prestation

och motivation - med ovriga variabler givna - studerats. Hypotesen

har darvid varit att detta samband skulle vara starkast i de klasser,

dar den fakti ska spridningen i motivation var stor st. Skillnade rna

mellan klasstyper ar ej signifikanta, men tendenserna i denna rikt­

ning ar starka for tre av elevkategorierna. For pojkar lag UN ar

skillnaderna sma och har motsatt riktning.

Vid en replikation av denna undersokning bor fler klasser inga for att

risken for tillfalliga.. signifikanser skall minska. Desautom bor over­

vagas om matten pa elevs.kattad motivation kan kompletteras med na­

gon annan typ av matt i denna variabel.

For att antagandet om en skillnad i spridning i n~otivation for klasser

n'led olika social samrnansattning eventuellt skall kunna godtas, qor

ocksa provas den alternativa forklaringen, att det kan foreligga en

skillnad n'lellan klasstyper i hur r.notivation sarLVarierar med ovriga

regressorer.

LITTERA TURF OR TECKNING

Andersson, B E , Ekholm, M. och Hallborg, M. Skolsegregation

och vis sa effekter dttrav. Rapport i Projekt UG, Ung­

dom i Goteborg, Goteborg, 1970.

Attner, & Sisask, A. Effekter av social segregation i skolklas-

ser En :pHotstudie av atta skolklas ser i Malmo, Lund

19 69, Stencil

Duner, A. Effekter av social differentiering. Preliminar rapport.

Stockholn1., 197 0. Stencil.

Harnqvist, I<. & Svensson, A. Social bakgrund, skolprestation och

Kahl, J.

utbildningsval ur Jansson, C- (red.). Det differentie

rade samhallet. Stockholm, 1968.

Educational and occupational aspirations of "common

man 11 boys. I-Iarv. Educ. Rev., 1953, 23.

Ljung, B 0., I-Iansson, G., Jansson, S. och Lundman, ,L:. Preli

minar rapport gallande effekter av klassers socio.-ekono-

miska struktur inom Vastmanlandsundersokningen.

Stockholm, 1970. Stencil.

Magnusson, D., Duner, A. och Beckne, R. Anpassning, beteende

och prestation Orebroprojektet. Rapport nr III, Meto­

der och modeller. Stockholm, 1967a_

Magnusson, D., Duner, A. och Beckne, R. Anpassning, beteende

och prestation - brebroprojektet. Rapport nr IV, Data­

insamling och bakgrundsvariabler. Stockholm, 1967b ..

Magnusson, D., Dunar,. A. och Beckne, R. Anpassning, beteende

och prestation - Orebroprojektet, Rapport nr V, Under­

sokningsvariabler. Stockholm, 1967co

Nygren, A. Social differentiering i skolan. En empirisk studie vid

Orebro grundskolor. Orebroprojektets rapportserie.

Stockholn1., 1970.

Swedner, H. och Edstrand, G. Skolsegre3ation - visst finns den ..

Kommunal skoltidning, 1969, 201-211.

Swedner, H. och Edstrand, G. Skolsegregation i 1v1almo, Lund, i 969.

Stencil.

VVilson, A. Residental segregation of social classes and aspirations

of high school boys. Amer. SociaL Rev., 1959,

Bilaga 1.

t = ----Mfdif£