Faktory podmiňující vzdělanostní aspirace a vzdělanostní segregaci u dívek a chlapců v v českém vzdělávacím systému Xxxxx, Tomáš Katrňák
Úvod
…
Většina až dosud provedených výzkumů ukazuje, že vzdělanostní aspirace jsou silným prediktorem toho, jakou školu dívka nebo chlapec bude studovat a s jaký vzděláním nakonec vzdělávací systém opustí. V tomto textu se budeme nejdříve zabývat vzdělanostními aspiracemi u dívek a chlapců a pokusíme se odpovědět, co podmiňuje jejich velikost. Konkrétně se zaměříme na vyjadřované aspirace u žáků devátých tříd základních škol v ČR a budeme analyzovat jejich determinanty s ohledem na pohlaví žáků. Poté se zaměříme na vzdělávací systém ČR a pokusíme se ukázat jednak jak je segregován podle pohlaví žáků a co tuto segregaci podmiňuje. Konkrétně se zaměříme na dívky a chlapce po základní škole a budeme analyzovat faktory, které ovlivňují to, zda studují školu neukončenou nebo ukončenou maturitou. První analýza se tedy bude týkat determinant vyjadřovaných vzdělanostních aspirací podle pohlaví. Druhá analýza se bude týkat determinant studia po základní škole podle pohlaví ve vzdělávacím systému.
Teorie
…
1
Data V této kapitole se pokusíme odpovědět na dvě otázky: a) jaké faktory podmiňují vzdělanostní aspirace dívek a chlapců devátých tříd základních škol v ČR; b) jaké faktory podmiňují vzdělanostní segregaci u patnáctiletých dívek a chlapců. V obou případech budeme pracovat s daty, které pocházejí z výzkumu PISA 2003 (Programme for International Student Assessment). Soubory, s nimiž budeme pracovat, byly v rámci České republiky upraveny tak, aby jednak byly reprezentativní na populaci žáků devátých tříd základních škol a jednak byly reprezentativní pro populaci patnáctiletých žáků (bez ohledu na to, zdali už opustili základní školu, nebo na ní ještě studují). V případě první analýzy, týkající se faktorů ovlivňujících vzdělanostní aspirace dívek a chlapců, budeme pracovat se souborem žáků devátých tříd základních škol, jelikož vzdělanostní aspirace nemohou nebýt poznamenány typem školy, na které dívky a chlapci studují. Z tohoto důvodu budeme analyzovat pouze dívky a chlapce základních škol. V případě druhé analýzy, týkající se faktorů podmiňujících vzdělanostní segregaci, budeme pracovat se druhým souborem – patnáctiletých žáků.
Determinanty vzdělanostních aspirací podle pohlaví Vysvětlovanou proměnnou jsou v tomto případě vzdělanostní aspirace u dívek a chlapců. Proměnná vzdělanostní aspirace má tři varianty: bez maturity, maturita a vysoká škola (varianty 1, 2 a 3). Distribuci této proměnné v souboru žáků devátých tříd základních škol pro dívky a chlapce ukazuje tabulka 1. Většina žáků aspiruje na získání maturity (50,4 %). Méně z nich usiluje přímo o vysokoškolské vzdělání (41,5 %) a 8,1 % z nich chce skončit se vzděláním bez maturity. Větší podíl dívek než chlapců usiluje o vysokoškolské vzdělání (44,8 % : 37,7 %), naopak větší podíl chlapců než dívek chce skončit s výučním listem (10.9 % : 5.7 %). Vzdělanostní aspirace na studium s maturitou jsou z hlediska pohlaví vyrovnané: 49.5 % dívek a 51,5 % chlapců vyjadřují, že chtějí skončit s maturitním vzděláním.
zde vlož tabulku 1
2
Jelikož vysvětlující proměnná má tři varianty, použijeme k její analýze ordinální logistickou regresi. Vysvětlujících proměnných je deset. Jednak je to věk žáka a typ rodiny, v níž žák vyrůstá (neúplná a úplná). Dále to jsou proměnné charakterizující ekonomické a vzdělanostní zázemí žáka v rodině – postavení rodičů v zaměstnání (vždy vyšší socioekonomický index jednoho z rodičů),1 nejvyšší dosažené vzdělání otce a nejvyšší dosažené vzdělání matky (bez maturity, maturita a vysoká škola), velikost kulturního kapitálu v rodině (podprůměrný, průměrný, nadprůměrný),2 míra dostupnosti vzdělávacích zdrojů v rodině3 a význam, který rodiče kladou na vysokoškolské vzdělání (zcela nedůležité, nepříliš důležité, docela důležité a zcela důležité).4 V neposlední řadě to jsou matematické schopnosti žáka5 a velikost obce, v níž žák žije (do 5 000, 5 001 až 25 000, 25 001 až 90 000, 90 001 a více obyvatel). Koeficienty odhadnutých ordinálních logitových modelů ukazuje tabulka 2. Model 1 obsahuje všechny proměnné a předpokládá, že každá z nich signifikantně ovlivňuje velikost vzdělanostních aspirací u dívek a chlapců devátých tříd základních škol. Protože věk a místo bydliště jsou v tomto modelu statisticky nevýznamné (pro chlapce to v případě místa bydliště ovšem neplatí), odhadli jsme model 2 jak pro dívky, tak chlapce bez těchto proměnných.
zde vlož tabulku 2
1
Tato proměnná je v datech konstruována jako kardinální (její rozpětí je mezi 16 až 90 body). Aby byl v modelu ordinální logistické regrese její efekt na vysvětlovanou proměnnou čitelnější, ordinalizovali jsme ji do kvintilů (vytvořili jsme pět variant této proměnné po 20 % z její distribuce). Velikost Spearmanova ρ pro vztah mezi její původní verzí a její ordinalizovanou podobou je 0,98 (α= 0.0000), což znamená, že její ordinalizací ztrácíme jen minimální část informace, kterou tato proměnná nese 2 Kulturní kapitál byl měřen na základě baterie otázek týkajících se přítomnosti kulturních zdrojů v rodině jako jsou knihy, klasická literatura, malby, počítač a připojení k internetu. Obecně platí, že kulturní kapitál je dovednost, která plyne z kulturní kvality prostředí, v němž potomek vyrůstá. Je to um, který si v rodinném prostředí osvojil, jsou to kulturní znalosti a vědomosti, které zde získal. 3 Měřeno na základě baterie otázek týkajících se přítomnosti zdrojů v domácnosti, jež umožňují vzdělávání: slovníky, místo na učení, psací stůl, kalkulačka a výkladové učebnice 4 Otázka v dotazníku zněla: Jak je pro Vás důležité, aby Vaše dítě pokračovalo ve studiu i po maturitě? 5 Tato proměnná je výsledkem testu matematických dovedností a schopností žáků. Lze ji považovat za vyjádření kognitivních schopností žáků, i když pouze v oblasti matematiky. V datech je tato proměnná konstruována jako kardinální (její rozpětí je pro žáky devátých tříd základních škol mezi 141,2371 až 816,3389 body). Tuto proměnnou jsme stejně jako v případě socioekonomického indexu rodičů ordinalizovali do kvintilů. Velikost Spearmanova ρ pro vztah mezi původní proměnnou a její ordinalizovanou podobou je 0,98 (α= 0.0000).
3
Koeficienty tohoto modelu ukazují,6 že vzdělanostní aspirace dětí vyrůstajících v úplné rodině jsou oproti dětem vyrůstajícím v neúplné rodině významně vyšší při kontrole vlivu ostatních proměnných (úplná rodina zvyšuje šance na vyšší aspirace o 70 % u dívek, u chlapců o 57%).7 Zaměstnanecké postavení a vzdělání otce a matky zvyšují šance dívek i chlapců na vyšší vzdělanostní aspirace. Od prvního do čtvrtého kvintilu zaměstnaneckého statusu vzdělanostní aspirace rostou, v posledním (pátém) kvintilu jsou ovšem šance na vyšší vzdělanostní aspirace u dívek i chlapců ve srovnání se čtvrtým kvintilem zaměstnaneckého statusu nižší. Vyšším vzděláním oba rodiče zvyšují šance na vyšší aspirace jak u dívek, tak u chlapců, přičemž platí (s výjimkou středoškolského vzdělání matky u chlapců), že matčino vzdělání ovlivňuje vzdělanostní aspirace silněji než otcovo vzdělání. Tedy: šance dítěte na vyšší vzdělanostní aspirace matka s vysokoškolským vzděláním zvyšuje u dívek 2,22 krát (neboli o 122 %) oproti matce bez maturity, u chlapců 1,95 krát (neboli o 95%) oproti matce bez maturity, a otec s vysokoškolským vzděláním oproti otci bez maturity tyto šance zvyšuje u dívek 1,77 krát (neboli o 77 %), u chlapců o 1,57 (neboli o 57%) oproti otci bez maturity při kontrole ostatních proměnných v modelu. Velikost kulturního kapitálu rodiny, vzdělávací zdroje v rodině a význam, který rodiče přikládají vysokoškolskému vzdělání, pozitivně formuje vzdělanostní aspirace jak u dívek, tak chlapců. Šance na vyšší vzdělanostní aspirace zvyšuje průměrný kulturní kapitál v rodině (kulturní kapitál +) oproti podprůměrnému o 50 % a nadprůměrný kulturní kapitál (kulturní kapitál ++) oproti podprůměrnému o 81 % u dívek; u chlapců průměrný kulturní kapitál oproti podprůměrnému zvyšuje šance na vyšší aspirace o 20 % a nadprůměrný kulturní kapitál oproti podprůměrnému zvyšuje tyto šance o 43%. Změna ve vzdělávacích zdrojích o jednotku zvyšuje šance na vyšší vzdělanostní aspirace 1,38 krát u dívek a 1,09 krát u chlapců. Přesvědčení rodičů o tom, že vysokoškolské vzdělání je zcela důležité (vš význam +++), zvyšuje šance dívek na vyšší vzdělanostní aspirace 17 krát oproti šancím dívek, pro jejichž rodiče je vysokoškolské vzdělání zcela nedůležité, šance chlapců na vyšší vzdělanostní aspirace varianta této proměnné (vš význam 6
Předpoklad proporcionálních šancí u tohoto modelu byl testován pomocí Waldova testu a dopadl uspokojivě. Ordinální logistická regrese je adekvátní technika pro vysvětlovanou proměnnou a není nutné ji nahradit multinomickou logistickou regresí.
4
+++) zvyšuje 13,6 krát ve srovnání s šancemi chlapců, pro jejichž rodiče je vysokoškolské vzdělání zcela nedůležité. Pozitivně na růst vzdělanostních aspirací dívek a chlapců působí také výsledky testu matematických schopností. Dívky s nejvyššími schopnostmi8 mají 5,44 krát vyšší šance na vyšší vzdělanostní aspirace oproti dívkám s nejnižšími matematickými schopnostmi, při kontrole ostatních proměnných v modelu. Chlapci s nejvyššími matematickými schopnostmi mají 10,8 krát vyšší šance na vyšší vzdělanostní aspirace oproti chlapcům s nejnižšími matematickými schopnostmi, při kontrole ostatních proměnných v modelu Shrneme-li tato zjištění, můžeme konstatovat, že vzdělanostní aspirace dívek a chlapců ovlivňují stejným směrem socioekonomický status a vzdělání rodičů, kulturní zázemí rodiny, vzdělávací zdroje v rodině a především důraz, který rodiče kladou na vysokoškolské vzdělání. Výrazný vliv na vzdělanostní aspirace mají kognitivní schopnosti dívek a chlapců (indikované výsledky matematického testu). Vyšší šance na vzdělanostní aspirace najdeme také u dívek a chlapců, kteří vyrůstají v úplné rodině, oproti dívkám a chlapcům vyrůstajícím v neúplné rodině. I když směr působení jednotlivých nezávisle proměnných na vzdělanostní aspirace dívek a chlapců je stejný, efekty těchto proměnných jsou pro vzdělanostní aspirace dívek a chlapců odlišné. V modelu pro dívky silněji působí na vyšší vzdělanostní aspirace vzdělání matky, kulturní kapitál v rodině, přítomnost vzdělávacích zdrojů v rodině a význam, který kladou rodiče na vysokoškolské vzdělání než v modelu chlapce. V modelu pro chlapce silněji než v modelu pro dívky působí na vyšší vzdělanostní aspirace zaměstnaní rodičů a výsledky testu matematických schopností. Zdá se, že dívky jsou citlivější než chlapci na kulturní a vzdělanostní zázemí v rodině, které pozitivním způsobem formuje jejich vzdělanostní aspirace. Méně pak jejich vzdělanostní aspirace poznamenává zaměstnaní rodičů, či jejich matematické schopnosti, tedy socioekonomický status rodičů, související s (vně rodiny) vykonávaným zaměstnáním, či jejich nadání pro matematiku, související s jejich (individuálními) kognitivními schopnostmi. I když vztah mezi kulturním a vzdělanostním zázemím a vyššími vzdělanostními aspiracemi platí také u chlapců, efekt zaměstnání rodičů a efekt jejich matematických schopností je u nich na
7
Šancemi na vyšší vzdělanostní aspirace máme vždy na mysli šance na aspirace o jeden stupeň vyšší, tj. buď na vzdělání s maturitou místo vzdělání bez maturity, nebo na dosažení vysokoškolského vzdělání místo jen středního vzdělání s maturitou. 8 Schopnostmi vždy myslíme výsledek v testu matematických dovedností.
5
vzdělanostní aspirace výraznější, a proto lze konstatovat, že to, o co usilují ve vzdělávacím systému, je více než rodinným prostředím, ovlivněno (vně rodiny) vykonávaným zaměstnáním a jejich (individuálním) matematickým nadáním.
Determinanty segregace vzdělávacího systému podle pohlaví Tabulka 3 ukazuje genderovou segregaci českého vzdělávacího systému u patnáctiletých žáků. Obecně lze konstatovat, že vyšší podíl dívek najdeme ve vyšších stupních vzdělávacího systému (školy s maturitou), vyšší podíl chlapců naopak v nižších stupních vzdělávacího systému (střední odborná učiliště bez maturity). Na základní škole sice převažují chlapci na dívkami (44%:38%), tento rozdíl není ovšem signifikantní. Vztah mezi pohlavím a navštěvovanou školou existuje, i když je slabý (Cramerovo V = 0,18).
zde vlož tabulku 3
Proměnnou, která nás v tomto případě zajímá, je segregace českého vzdělávacího systému. Abychom mohli tuto proměnnou analyzovat, vyřadili jsme z ní varianty základní a zvláštní/praktická škola (studium na těchto školách je povinné a segregace podle pohlaví na nich je spíše dána demografickými než sociálními, ekonomickými nebo kulturními faktory v rodině původu žáků). Tuto proměnnou jsme pak upravili tak, aby měla pouze dvě varianty: školy neukončené maturitou (varianta 0) a školy ukončené maturitou (varianta 1). Tabulka 4 ukazuje distribuci této proměnné u dívek a chlapců v našem souboru. Z dívek 87% navštěvuje studium ukončené maturitou, z chlapců navštěvuje toto studium 66%; studium bez maturity navštěvuje 13% dívek, chlapců 35%.
zde vlož tabulku 4
Jelikož závisle proměnná má dvě varianty, použijeme k její analýze binární logistickou regresi. Vysvětlujících proměnných je šest. Jednak je to typ rodiny, v níž žák vyrůstá (neúplná a
6
úplná), proměnné charakterizující ekonomické a vzdělanostní zázemí žáka v rodině – postavení rodičů v zaměstnání (vždy vyšší ordinalizovaný socioekonomický index jednoho z rodičů) a nejvyšší dosažené vzdělání otce a nejvyšší dosažené vzdělání matky (bez maturity, maturita a vysoká škola), ordinalizované (stejně jako v předchozí analýze) matematické schopnosti žáka a velikost obce, v níž žák žije (do 5 000, 5 001 až 25 000, 25 001 až 90 000, 90 001 a více obyvatel).9 Koeficienty odhadnutých binárních logitových modelů zvláště pro dívky a chlapce ukazuje tabulka 5. Model 1 obsahuje všechny analyzované proměnné a předpokládá, že každá z nich signifikantně ovlivňuje to, zdali dívky a chlapci navštěvují danou vzdělanostní instituci (bez maturity nebo s maturitou). Jelikož efekt zaměstnání rodičů a místa bydliště je jak u dívek, tak chlapců v tomto modelu statisticky nevýznamný, model 2 jsme odhadli pro dívky a chlapce bez těchto proměnných.
zde vlož tabulku 5
Odhadnuté koeficienty tohoto modelu ukazují, že úplnost rodiny výrazně zvyšuje šance na studium s maturitou u dívek (4,61 krát), nicméně není tomu tak u chlapců, kdy je tento efekt spíše opačný a statisticky nevýznamný. Vyšším vzděláním oba rodiče zvyšují šance na studium s maturitou jak u dívek, tak u chlapců (u dívek tento efekt v případě otcova vzdělání není ovšem statisticky významný). Efekt matčina vzdělání na závisle proměnnou je velmi silný u dívek, efekt otcova vzdělání na závisle proměnnou je velmi silný u chlapců. U dívek matka s vysokoškolským vzděláním zvyšuje jejich šance na studium s maturitou 3,74 krát (neboli o 274 %) oproti matce bez maturity, u chlapců otec s vysokoškolským vzděláním 4,64 krát (neboli o 364%) oproti otci bez maturity při kontrole ostatních proměnných v modelu.
9
Další proměnné, s nimiž jsme pracovali v předchozí analýze vzdělanostních aspirací (kulturní kapitál, vzdělávací zdroje v rodině, význam vysokoškolského vzdělání pro rodiče), jsou postojové nebo vyjadřované proměnné, u nichž není jednoznačné identifikovatelné, zdali jsou příčinou závisle proměnné nebo její funkcí. Z tohoto důvodu jsme je v této analýze nepoužili.
7
V neposlední řadě pozitivně na vysvětlovanou proměnnou působí výsledky testu matematických schopností. Dívky s nejvyššími matematickými schopnostmi mají 56,6 krát vyšší šance, že budou studovat školu s maturitou oproti dívkám s nejnižšími matematickými schopnostmi, při kontrole ostatních proměnných v modelu. Chlapci s nejvyššími matematickými schopnostmi mají 66,8 krát vyšší šance, že budou studovat školu s maturitou oproti chlapcům s nejnižšími matematickými schopnostmi, při kontrole ostatních proměnných v modelu Shrneme-li tato zjištění, můžeme konstatovat, že to, zdali dívky a chlapci budou studovat školu zakončenou maturitou nebo školu bez maturity podmiňuje typ rodiny, v níž vyrůstají, vzdělání rodičů a jejich kognitivní schopnosti (indikované výsledky matematického testu). Efekt zaměstnaní rodičů, stejně jako efekt místa bydliště se ukázal jako statisticky nevýznamný, a proto jsme jez z analýzy vyřadili. Podobně jako v předchozí analýze vzdělanostních aspirací, ani v analýze segregace vzdělávacích institucí není efekt jednotlivých nezávisle proměnných na vysvětlovanou proměnnou pro dívky a chlapce stejný. Jak u dívek, tak u chlapců je sice směr působení nezávisle proměnných na studium školy bez maturity nebo s maturitou stejný, nicméně čistý efekt otcova vzdělání se v tomto případě jeví silnější u chlapců než u dívek, a čistý efekt matčina vzdělání se zase jeví silnější u dívek než u chlapců. Zdá se, že to, zdali bude dívka nebo chlapec studovat školu bez maturity nebo s maturitou je poznamenáno nejen vzděláním rodičů, ale také jejich pohlavím.
Závěr …
Literatura …
8
Tabulky a grafy
Tabulka 1. Vzdělanostní aspirace dívek a chlapců 9. tříd základních škol v ČR (%). Vzdělanostní aspirace bez maturity maturita vš
dívky 5.73 49.48 44.79
chlapci 10.87 51.45 37.68
celkem 8.12 50.4 41.48
Poznámka: Data jsou vážena.
9
Tabulka 2. Odhadnuté modely ordinální logistické regrese pro vzdělanostní aspirace (bez maturity, maturita, vysoká škola) zvláště pro dívky a chlapce 9. tříd základních škol v ČR Model 1 dívky b -0.08 ref. 0.55 ref. 0.16 0.46 0.49 0.34 ref. 0.18 0.55 ref. 0.28 0.78 ref. 0.40 0.59 0.32 ref. 0.75 1.97 2.83 ref. 0.79 0.92 1.33 1.68 ref. 0.02 0.15 0.10
z p věk -0.42 0.68 neúplná rodina ref. ref. úplná rodina 2.47 0.01 zaměstnání (1) ref. ref. zaměstnání (2) 0.69 0.49 zaměstnání (3) 2.12 0.03 zaměstnání (4) 1.98 0.05 zaměstnání (5) 1.13 0.26 otec vyučen ref. ref. otec maturita 1.15 0.25 otec vš 2.10 0.04 matka vyučena ref. ref. matka maturita 1.65 0.10 matka vš 2.80 0.01 kulturní kapitál ref. ref. kulturní kapitál (+) 2.35 0.02 kulturní kapitál (++) 3.27 0.00 vzdělávací zdroje 2.78 0.01 vš význam ref. ref. vš význam (+) 2.06 0.04 vš význam (++) 5.31 0.00 vš význam (+++) 7.14 0.00 matematika (1) ref. ref. matematika (2) 3.66 0.00 matematika (3) 4.19 0.00 matematika (4) 5.96 0.00 matematika (5) 5.82 0.00 vesnice ref. ref. malé město 0.14 0.89 střední město 0.74 0.46 velkoměsto 0.48 0.63 N 1 335 Poznámka: N označuje počet respondentů.
Model 2 chlapci
b
e 0.92 ref. 1.74 ref. 1.17 1.58 1.64 1.41 ref. 1.20 1.74 ref. 1.32 2.19 ref. 1.50 1.80 1.38 ref. 2.12 7.20 17 ref. 2.20 2.51 3.79 5.38 ref. 1.02 1.17 1.10
b 0.27 ref. 0.53 ref. 0.43 0.38 0.85 0.76 ref. 0.29 0.36 ref. 0.33 0.66 ref. 0.16 0.34 0.12 ref. 0.87 2.01 2.60 ref. 0.54 1.23 1.84 2.37 ref. 0.42 0.36 0.58
z p 1.36 0.18 ref. ref. 2.31 0.02 ref. ref. 1.80 0.07 1.68 0.09 3.48 0.00 2.60 0.01 ref. ref. 1.62 0.10 1.35 0.18 ref. ref. 1.73 0.08 2.36 0.02 ref. ref. 0.85 0.40 1.84 0.07 1.08 0.28 ref. ref. 2.84 0.00 6.17 0.00 7.27 0.00 ref. ref. 2.05 0.04 4.96 0.00 6.87 0.00 8.19 0.00 ref. ref. 2.08 0.04 1.70 0.09 2.77 0.01 1 131
dívky b
e 1.31 ref. 1.69 ref. 1.53 1.46 2.35 2.15 ref. 1.34 1.43 ref. 1.39 1.93 ref. 1.18 1.41 1.13 ref. 2.39 7.48 13.5 ref. 1.71 3.42 6.32 10.7 ref. 1.52 1.44 1.79
10
b – ref. 0.53 ref. 0.16 0.47 0.50 0.35 ref. 0.19 0.57 ref. 0.28 0.80 ref. 0.41 0.59 0.32 ref. 0.75 1.98 2.83 ref. 0.80 0.93 1.34 1.69 ref. – – –
z p – – ref. ref. 2.45 0.01 ref. ref. 0.72 0.47 2.16 0.03 2.02 0.04 1.17 0.24 ref. ref. 1.17 0.24 2.18 0.03 ref. ref. 1.68 0.09 2.87 0.00 ref. ref. 2.38 0.02 3.28 0.00 2.81 0.01 ref. ref. 2.05 0.04 5.29 0.00 7.10 0.00 ref. ref. 3.69 0.00 4.23 0.00 6.03 0.00 5.86 0.00 ref. ref. – – – – – – 1 335
chlapci b
e – ref. 1.70 ref. 1.18 1.60 1.65 1.42 ref. 1.21 1.77 ref. 1.33 2.22 ref. 1.50 1.81 1.38 ref. 2.12 7.23 17 ref. 2.22 2.53 3.83 5.44 ref. – – –
b – ref. 0.45 ref. 0.47 0.39 0.89 0.86 ref. 0.35 0.45 ref. 0.32 0.67 ref. 0.18 0.36 0.09 ref. 0.88 2.02 2.61 ref. 0.52 1.19 1.81 2.38 ref. – – –
z p – – ref. ref. 2.01 0.04 ref. ref. 2.00 0.05 1.72 0.09 3.65 0.00 2.96 0.00 ref. ref. 1.97 0.05 1.69 0.09 ref. ref. 1.65 0.10 2.40 0.02 ref. ref. 0.95 0.34 1.91 0.06 0.77 0.44 ref. ref. 2.87 0.00 6.19 0.00 7.33 0.00 ref. ref. 1.96 0.05 4.90 0.00 6.91 0.00 8.35 0.00 ref. ref. – – – – – – 1 131
eb – ref. 1.57 ref. 1.61 1.48 2.43 2.35 ref. 1.42 1.57 ref. 1.37 1.95 ref. 1.20 1.43 1.09 ref. 2.41 7.53 13.6 ref. 1.68 3.29 6.13 10.8 ref. – – –
Tabulka 3. Segregace vzdělávacích institucích u patnáctiletých žáků v ČR podle pohlaví (%). dívky chlapci Vzdělávací instituce zvláštní/praktická škola 4.12 3.25 základní škola 38.13 44.02 sou bez maturity 7.55 18.18 soš, sou s maturitou 32.33 24.06 6.8 čtyřleté gymnázium 9.05 víceleté gymnázium 8.81 3.69 Cramerovo V = 0,18. Data jsou vážena.
celkem 3.68 41.11 12.94 28.14 7.91 6.22
Tabulka 4. Vzdělanostní segregace patnáctiletých dívek a chlapců po základní škole v ČR (%). dívky Školy neukončené maturitou 13.08 ukončené maturitou 86.92 Poznámka: Data jsou vážena.
chlapci 34.48 65.52
celkem 23.44 76.56
11
Tabulka 5. Odhadnuté modely binární logistické regrese pro vzdělanostní segregaci (bez maturity, maturita) po základní škole u dívek a chlapců v ČR. Model 1 dívky b ref. 1.86 ref. -0.07 -0.51 0.39 0.11 ref. 0.10 0.89 ref. 0.95 1.32 ref. 1.51 2.89 3.29 4.07 ref. 0.01 0.05 -0.84
z p neúplná rodina ref. ref. úplná rodina 2.13 0.03 zaměstnání (1) ref. ref. zaměstnání (2) -0.22 0.83 zaměstnání (3) -0.97 0.33 zaměstnání (4) 0.67 0.50 zaměstnání (5) 0.14 0.89 otec vyučen ref. ref. otec maturita 0.30 0.76 otec vš 1.23 0.22 matka vyučena ref. ref. matka maturita 2.90 0.00 matka vš 2.13 0.03 matematika (1) ref. ref. matematika (2) 4.71 0.00 matematika (3) 6.58 0.00 matematika (4) 5.07 0.00 matematika (5) 3.97 0.00 vesnice ref. ref. malé město 0.03 0.98 střední město 0.15 0.88 velkoměsto -1.67 0.09 N 901 Poznámka: N označuje počet respondentů.
Model 2 chlapci
b
e ref. 6.44 ref. 0.93 0.60 1.48 1.12 ref. 1.11 2.43 ref. 2.58 3.74 ref. 4.54 17.9 26.9 58.5 ref. 1.01 1.06 0.43
b ref. -0.45 ref. 0.13 0.69 0.16 0.03 ref. 1.15 1.41 ref. 0.32 1.19 ref. 0.27 1.51 2.56 4.07 ref. 0.29 0.35 0.09
z p ref. ref. -0.42 0.67 ref. ref. 0.51 0.61 1.42 0.16 0.46 0.64 0.08 0.94 ref. ref. 4.80 0.00 3.64 0.00 ref. ref. 1.44 0.15 2.13 0.03 ref. ref. 0.80 0.43 4.54 0.00 7.52 0.00 7.97 0.00 ref. ref. 1.03 0.30 1.13 0.26 0.31 0.76 1 093
dívky b
e ref. 0.64 ref. 1.14 1.99 1.17 1.03 ref. 3.15 4.11 ref. 1.38 3.30 ref. 1.31 4.53 12.9 58.5 ref. 1.34 1.41 1.09
b ref. 1.53 – – – – – ref. 0.03 0.56 ref. 0.78 1.32 ref. 1.49 2.94 3.40 4.04 ref. – – –
12
z p ref. ref. 2.19 0.03 – – – – – – – – – – ref. ref. 0.09 0.93 1.00 0.32 ref. ref. 2.87 0.00 2.13 0.03 ref. ref. 5.30 0.00 7.09 0.00 5.54 0.00 3.99 0.00 ref. ref. – – – – – – 901
chlapci b
e ref. 4.61 – – – – – ref. 1.03 1.75 ref. 2.18 3.74 ref. 4.44 19.0 30 56.6 ref. – – –
b ref. -0.31 – – – – – ref. 1.06 1.54 ref. 0.40 1.11 ref. 0.38 1.61 2.62 4.20 ref. – – –
z p ref. ref. -0.32 0.75 – – – – – – – – – – ref. ref. 4.85 0.00 4.45 0.00 ref. ref. 2.00 0.05 2.16 0.03 ref. ref. 1.16 0.25 5.03 0.00 7.88 0.00 8.37 0.00 ref. ref. – – – – – – 1 093
eb ref. 0.73 – – – – – ref. 2.88 4.64 ref. 1.49 3.03 ref. 1.46 5.01 13.7 66.8 ref. – – –
