Piotr Mikiewicz

Czy uczeń, który może liczyć na rodzinę i nauczycieli oraz dobrze czuje się w szkole, powinien osiągać lepsze wyniki? Od tego przypuszczenia zacząłem analizę danych PISA 2025 dla Polski. Kolejne obliczenia prowadziły jednak do pytań, których początkowo nie zamierzałem stawiać: o pochodzenie społeczne i wybór szkoły, o przyjaźnie, które nie idą w parze z wyższymi kompetencjami, wreszcie o to, co właściwie rozumiemy przez dobre relacje w edukacji.

Do przyjrzenia się tym danym skłoniły mnie między innymi analizy Piotra Szulca publikowane na blogu Danetyka (Szulc, b.d.). Po doniesieniach o słabej pozycji Polski w międzynarodowych porównaniach przynależności do szkoły warto sprawdzić, co konkretnie mówią sami uczniowie. Obraz okazuje się dużo mniej pesymistyczny. Większość deklaruje rodzinne zainteresowanie edukacją, akceptację rówieśników i poczucie przynależności. Problemem staje się dopiero próba połączenia tych doświadczeń z wynikami nauki. Przyglądam się Polsce w jednym pomiarze, aby ustalić, jak różnią się doświadczenia naszych uczniów i co się z nimi wiąże. Taka perspektywa pozwala wyjść poza miejsce w rankingu i śledzić kolejne zależności, a gdy pojawia się wynik sprzeczny z intuicją, sprawdzić go dokładniej.

Dlaczego relacje miałyby pomagać w nauce

W teorii Jamesa Colemana kapitał społeczny to zasoby dostępne dzięki relacjom między ludźmi: pomoc, informacje czy możliwość polegania na innych. Wspólne oczekiwania i normy mogą też podtrzymywać działania wymagające wysiłku. W rodzinie znaczenie ma zatem nie tylko to, jakie wykształcenie mają rodzice i czym dysponują, lecz także to, czy ich zasoby stają się dostępne dziecku dzięki codziennemu kontaktowi (Coleman, 1988). W książce „Kapitał społeczny i edukacja” omawiałem rozwinięcia tego podejścia obejmujące zarówno rodzinę, jak i szkołę (Mikiewicz, 2014). Zainteresowany rodzic i dostępny nauczyciel mogą dostarczać uczniowi różnych rodzajów wsparcia. Poczucie przynależności jest czymś odrębnym: mówi o tym, czy uczeń doświadcza szkoły jako miejsca, w którym jest u siebie. Można jednak przypuszczać, że wsparcie pomaga taką więź budować, a ona ułatwia uczenie się.

Z tego rozumowania wyprowadzam trzy hipotezy:

1. uczniowie dostrzegający więcej wsparcia powinni silniej czuć się związani ze szkołą,
2. wsparcie i przynależność powinny wiązać się z wyższymi kompetencjami także po uwzględnieniu różnic pochodzenia społecznego.
3. po uwzględnieniu wsparcia rodziny, wsparcia nauczycieli i przynależności do szkoły związek statusu społecznego z kompetencjami powinien osłabnąć.

Są to hipotezy inspirowane Colemanem, nie dosłowny test całej jego teorii. PISA daje nam obraz uczniów w określonym momencie, a nie historię ich rozwoju. Pozwala sprawdzić układ zależności, natomiast wyjaśnienia tego, jak do niego doszło, wymagają odrębnego wnioskowania.

Rodzina pyta o szkołę

Zacznijmy od codzienności. Jak często rodzice lub inni członkowie rodziny rozmawiają z uczniem o szkole? Wśród polskich piętnastolatków ponad trzy czwarte odpowiada, że przynajmniej raz–dwa razy w tygodniu rozmawia z rodziną o tym, jak sobie radzi. Niewiele mniej deklaruje pytania o przebieg szkolnego dnia.

Rzadsze rozmowy o dalszej edukacji nie muszą oznaczać mniejszego zainteresowania. Planowanie przyszłości ma inny rytm niż pytanie o to, co wydarzyło się danego dnia. Podobnie rozmowa o problemach może być znakiem dostępnej pomocy, ale także tego, że problemów jest dużo. Pytania pokazują częstotliwość kontaktu, nie jego jakość i skuteczność. Rodzinne zainteresowanie nie rozkłada się jednak jednakowo. W grupie o najniższym statusie społecznym regularne rozmowy o radzeniu sobie w szkole deklaruje 67% uczniów, a w grupie o najwyższym statusie niemal 83%. Zainteresowanie rodziców treścią nauki wskazuje odpowiednio około 52% i 67%. Także w mniej uprzywilejowanych rodzinach większość dzieci doświadcza więc zainteresowania, ale dzieje się to rzadziej (zob. aneks 1, tabele 8, 11, 12).

Status społeczny PISA opisuje za pomocą wskaźnika łączącego wykształcenie i pozycję zawodową rodziców oraz zasoby gospodarstwa domowego (Avvisati i Wuyts, 2024). Posłuży on mi dalej do sprawdzania, czy obserwowane różnice nie wynikają z odmiennych warunków rodzinnych. Ogólny wskaźnik wsparcia rodzinnego wykazuje związek z pochodzeniem; więcej wsparcia deklarują też dziewczęta niż chłopcy. Jednocześnie status, płeć, migracja i powtarzanie klasy wyjaśniają łącznie tylko około 2% różnic tego wsparcia. Rodziny o podobnej pozycji mogą więc bardzo różnić się codziennymi relacjami (zob. aneks 1, tabela 12).

Pomoc nauczyciela nie zawsze jest codziennym doświadczeniem

Przyjrzyjmy się teraz pomocy nauczycieli. Wykorzystany blok pytań dotyczy lekcji przedmiotów przyrodniczych, ponieważ to właśnie nauki przyrodnicze są główną dziedziną pomiaru PISA 2025 (OECD, 2026). Dlatego opisuję tutaj wsparcie w tym obszarze, a nie ogólną ocenę wszystkich nauczycieli. Uczniowie odpowiadają między innymi, jak często nauczyciel interesuje się ich nauką, wyjaśnia materiał do momentu zrozumienia i udziela dodatkowej pomocy. W dalszym kroku zestawię te doświadczenia z kompetencjami przyrodniczymi.

Około połowy odpowiadających regularnie dostrzega pomoc i zainteresowanie nauczyciela. Najrzadziej wskazywana jest dodatkowa pomoc: ponad jedna czwarta deklaruje, że nie obserwuje jej nigdy lub prawie nigdy. Nie wiemy z tych odpowiedzi, komu była potrzebna i czy udzielono jej poza lekcją. Wiemy jednak, że dostępność pomocy podczas zajęć nie jest dla wszystkich podobnym doświadczeniem. Na tym tle widać pierwszą różnicę względem rodziny: większym zasobom domowym nie towarzyszy równie systematyczny wzrost deklarowanego wsparcia nauczycielskiego. Dziewczęta oceniają je nieco niżej niż chłopcy, a uwzględnione cechy ucznia wyjaśniają zaledwie około 0,4% różnic ocen tej pomocy. Rodzinne i szkolne wsparcie nie układają się więc według jednego wzoru (zob. aneks 1, tabele 9 i 12).

Mieć przyjaciół i mieć swoje miejsce

Jak na tym tle wygląda więź ze szkołą? Zdecydowana większość uczniów deklaruje, że potrafi nawiązywać przyjaźnie i czuje się lubiana. Mniej, choć nadal większość, mówi o poczuciu przynależności do szkoły.

Międzynarodowe porównania i opis krajowy mogą zatem prowadzić do innych akcentów. W zestawieniach porównawczych Polska należy do krajów o najniższym odsetku uczniów deklarujących przynależność do szkoły. Jednocześnie takie poczucie deklaruje niemal dwie trzecie polskich piętnastolatków. Słabsza pozycja w zestawieniu państw nie oznacza jednak, że większość polskich uczniów czuje się wyobcowana. Trzeba jednak zauważyć, że ponad jedna trzecia nie potwierdza przynależności, niemal co piąty deklaruje wyobcowanie lub niedopasowanie, a około co siódmy samotność. Problemy nie są marginalne. Te same osoby mogą też doświadczać kilku trudności naraz.

Czy wsparcie pomaga zrozumieć te różnice? Pierwsza hipoteza znajduje potwierdzenie: zarówno zainteresowanie rodziny, jak i pomoc nauczycieli wiążą się z silniejszym poczuciem przynależności. Związki pozostają widoczne, gdy porównujemy uczniów o podobnym statusie społecznym, tej samej płci i podobnym pochodzeniu migracyjnym. Zależność ta nie daje pełnego wyjaśnienia: oba rodzaje wsparcia razem pozwalają statystycznie opisać około 7% różnic przynależności, a wraz z wymienionymi cechami ucznia około 10% (zob. aneks 1, tabele 13 i 14). Mamy jednak podstawę do kolejnego kroku. Skoro uczniowie dostrzegający pomoc i zainteresowanie przeciętnie silniej czują się związani ze szkołą, warto sprawdzić, czy tym doświadczeniom towarzyszą również wyższe kompetencje.

W liceum, technikum i szkole branżowej

Najpierw spójrzmy na typ szkoły. W poniższym zestawieniu wykorzystuję zbiorcze wskaźniki wsparcia i przynależności, przygotowane w PISA na podstawie odpowiedzi uczniów. Wyższa wartość oznacza wyższy poziom danego doświadczenia. Są to skale standaryzowane, a nie odsetki ani oceny od −1 do 1: zero odpowiada średniej w populacji odniesienia przyjętej przez OECD przy skalowaniu, zaś wartości mogą wykraczać poza ten przedział. Wynik ujemny oznacza poziom poniżej tego punktu odniesienia, nie brak wsparcia czy przynależności. Każdy wskaźnik dotyczy innego doświadczenia, dlatego porównujemy typy szkół w obrębie jednej kolumny, a nie wysokość liczb między kolumnami (OECD, 2023).

Licealiści deklarują najwięcej wsparcia rodzinnego, ale nie najsilniejszą przynależność. Uczniowie techników najniżej oceniają pomoc nauczycieli na lekcjach przyrodniczych, a zarazem czują się nieco silniej związani ze szkołą niż licealiści. W szkołach branżowych niższemu wsparciu rodzinnemu nie towarzyszy niższa średnia przynależności niż w liceach. Jest nawet trochę wyższa, choć różnica mieści się w granicach niepewności oszacowania.

Co zostaje z tego obrazu, kiedy porównamy uczniów o podobnym pochodzeniu społecznym, płci i statusie migracyjnym? Różnica wsparcia rodzinnego między technikami a liceami wyraźnie maleje i przestaje być jednoznaczna. Między szkołami branżowymi a liceami zmniejsza się niemal o połowę. Oznacza to, że część różnic między ścieżkami wiąże się z tym, jacy uczniowie do nich trafiają. Inaczej jest z pomocą nauczycieli: jej niższa ocena w technikach utrzymuje się także po uwzględnieniu cech uczniów. Różnice przynależności są natomiast niewielkie i nie dają podstaw do wyraźnego rankingu (zob. aneks 1, tabele 16 i 17). Nie otrzymujemy więc jednego podziału na szkoły, w których relacje są ogólnie lepsze lub gorsze; każdy z trzech wymiarów pokazuje nieco inny obraz.

Co z tego wynika dla nauki

Pora przejść do drugiej hipotezy i zestawić te doświadczenia z wynikami nauki. Wybieram kompetencje przyrodnicze, aby zachować związek z dziedziną, której dotyczyły pytania o nauczycielską pomoc. Nie oznacza to oczywiście, że nauczyciel przedmiotów przyrodniczych odpowiada za cały zasób wiedzy i umiejętności ucznia. Różnice między typami szkół są tutaj duże. Średni wynik licealistów wynosi około 538 punktów, uczniów techników 480, a szkół branżowych 396 (zob. aneks 1, tabela 18). Najwyższemu wynikowi ponownie nie towarzyszy najsilniejsze poczucie przynależności. Sprawdzam zatem kolejno, ile o różnicach kompetencji mówią pochodzenie i cechy ucznia, ile dodaje informacja o typie szkoły, a ile wsparcie i przynależność. Wszystkie modele porównuję na tej samej grupie uczniów.

Sama informacja o ścieżce kształcenia wyraźnie poprawia statystyczny opis wyników. Dodanie trzech wymiarów relacyjnych zmienia już bardzo niewiele. W pełnym modelu wsparcie nauczyciela zachowuje niewielki dodatni związek z kompetencjami. Dla wsparcia rodzinnego nie znajduję jednoznacznego związku, a dla przynależności pojawia się słaba zależność ujemna, bliska granicy nominalnej istotności statystycznej (zob. aneks 1, tabela 20).

Można by zatem zapytać: po co rodzinne zainteresowanie, skoro nie widać go w wyniku? Po co zabiegać o więź ze szkołą, jeśli uczniowie silniej związani z nią nie osiągają wyższych kompetencji? To kuszące, ale przedwczesne wnioski. Rodzice mogą intensywniej interesować się nauką właśnie wtedy, gdy dziecko ma trudności. Przynależność ma też wartość jako doświadczenie codziennego życia, niezależnie od wyniku testu. A porównanie uczniów w jednym momencie nie mówi, jak radziliby sobie bez pomocy. Pozostaje jednak wynik niewygodny dla prostego modelu: dostrzegane wsparcie idzie w parze z przynależnością, lecz w badanych zależnościach nie odnajdujemy oczekiwanego przejścia do wyższych kompetencji. Druga hipoteza nie znajduje zatem takiego potwierdzenia, jakiego się spodziewaliśmy.

Przewagi pochodzenia nie znikają

Tymczasem status społeczny rodziny pozostaje wyraźnie związany z wynikiem. Kiedy do modelu dodajemy typ szkoły, siła tego związku maleje mniej więcej o połowę, lecz po dodaniu wsparcia i przynależności już się nie zmniejsza. Trzecia hipoteza również nie znajduje więc potwierdzenia w proponowanej postaci: zastosowane miary relacji nie wyjaśniają społecznych różnic kompetencji (zob. aneks 1, tabela 20).

Widać natomiast, jak różni uczniowie trafiają do różnych ścieżek. Średni wskaźnik statusu wynosi 0,248 w liceach, −0,260 w technikach i −0,703 w szkołach branżowych. Około 15% jego zróżnicowania wśród uczniów tych ścieżek przypada na różnice między typami szkół. Licealiści stanowią przy tym około 48% ważonej populacji uczniów trzech analizowanych ścieżek w PISA (zob. aneks 1, tabela 19). Porównujemy zatem niemal połowę tej populacji z pozostałymi ścieżkami, a nie małą elitę z całą resztą. Tak szeroka kategoria może jednak obejmować bardzo różne środowiska, dlatego do konkretnych szkół jeszcze wrócę.

Znaczenie pochodzenia wymaga jednak ostrożnej interpretacji. Jak już wspominałem, mierzący je wskaźnik łączy wykształcenie rodziców, pozycję zawodową i zasoby domowe (Avvisati i Wuyts, 2024). Nie rozstrzygamy zatem, czy szczególnie ważne są zasoby kulturowe, ekonomiczne, czy ich współwystępowanie. Ustalamy, że częste rozmowy o szkole i deklarowana dostępność pomocy nie tłumaczą związku kompetencji z szerszą sytuacją rodziny.

A jeśli przynależność znaczy kilka różnych rzeczy

W tym miejscu można odłożyć temat, uznając, że relacje niewiele wnoszą do wyjaśnienia wyniku. Ale można też zadać inne pytanie: czy nie połączyliśmy zbyt szybko różnych doświadczeń w jedną liczbę? Czuć się lubianym, łatwo zdobywać przyjaciół, nie być samotnym i uważać szkołę za swoje miejsce to bliskie, lecz nieidentyczne sprawy. Rozdzieliłem więc sześć pytań składających się na wskaźnik przynależności i sprawdziłem każde z osobna. Dla większości związek z kompetencjami jest słaby, ale jedno wyróżnia się wyraźnie: „Łatwo nawiązuję przyjaźnie w szkole”. Im większa deklarowana łatwość, tym przeciętnie niższy wynik przyrodniczy. Ogólny wskaźnik przynależności niemal nie wiąże się z wynikiem, podczas gdy ta odpowiedź pokazuje związek wyraźniejszy i przeciwny do intuicyjnego.

Jak czytać te liczby? Korelacja bliska zeru oznacza słaby związek liniowy, a znak minus wskazuje, że wyższej wartości jednej cechy przeciętnie towarzyszy niższa wartość drugiej. Sama korelacja nie mówi jeszcze o przyczynie. Dlatego sprawdziłem również, czy wynik dotyczący przyjaźni utrzymuje się po uwzględnieniu innych cech uczniów. Ujemny związek łatwości zdobywania przyjaciół pozostaje widoczny po uwzględnieniu pochodzenia, płci, migracji, typu szkoły oraz wsparcia rodziny i nauczycieli. Dla każdego z pozostałych pytań przeprowadziłem analogiczne obliczenia, każdorazowo uwzględniając ten sam zestaw cech ucznia. Żadne nie dało równie jednoznacznego wyniku (zob. aneks 1, tabela 21).

Nie wynika z tego, że wskaźnik przynależności jest źle skonstruowany. Może dobrze opisywać samopoczucie ucznia w szkole, nie będąc zarazem dobrym narzędziem przewidywania kompetencji. Wynik każe natomiast dokładniej określić, co mamy na myśli, kiedy od „dobrych relacji” przechodzimy do wniosków o uczeniu się.

Także bezpośrednie pytanie o przynależność komplikuje obraz. Najwyższy średni wynik, około 510 punktów, mają uczniowie odpowiadający „zgadzam się” na pytanie o to, czy czują, że przynależą do szkoły. Przy zdecydowanej zgodzie jest to około 480, przy braku zgody 493, a przy zdecydowanym braku zgody 479 (zob. aneks 1, tabela 22). Różnice zatem istnieją, ale nie tworzą drabiny, po której wraz z przynależnością rośnie wynik. Umiarkowana zgoda wypada korzystniej niż obie skrajne odpowiedzi. Są to na razie porównania przed uwzględnieniem innych cech uczniów.

Społeczny świat konkretnej szkoły

Wróćmy teraz do różnic pochodzenia. Skoro licea, technika i szkoły branżowe skupiają uczniów o odmiennych zasobach, być może paradoks przyjaźni jest po prostu kolejnym przejawem tego podziału? Można podejrzewać, że w środowiskach o niższym statusie więzi rówieśnicze odgrywają większą rolę, a w bardziej uprzywilejowanych silniejsza jest orientacja na osiągnięcia. To hipoteza, którą podsuwa zestawienie dotychczasowych wyników. Wymaga jednak sprawdzenia na poziomie konkretnych szkół.

Przyjrzałem się 203 placówkom. Około 28% zróżnicowania statusu w tej próbie przypada na różnice między nimi. Większość nadal występuje wewnątrz szkół, ale podział na typy nie wyczerpuje społecznego zróżnicowania szkolnych środowisk. Związek między średnim statusem uczniów szkoły a jej wynikiem jest bardzo silny: korelacja wynosi 0,83. Szkoły skupiające uczniów z rodzin o większych zasobach uzyskują przeciętnie wyższe kompetencje. Jednocześnie tam, gdzie średnio łatwiej nawiązuje się przyjaźnie, wynik jest niższy; korelacja wynosi −0,33 (zob. aneks 1, tabela 23).

Nie potwierdza się jednak równie wyraźnie środkowe ogniwo przypuszczenia. Związek średniego statusu szkoły z deklarowaną łatwością zdobywania przyjaciół jest słaby i statystycznie niejednoznaczny. Nie możemy więc połączyć tych obserwacji w prostą opowieść o szkołach o niższym statusie, które mają silniejsze relacje i dlatego słabsze wyniki.

Co więcej, ujemny związek pytania o przyjaźnie występuje również wewnątrz szkół. Gdy porównujemy uczniów tej samej placówki, uwzględniając ich pochodzenie i pozostałe cechy, większej deklarowanej łatwości nawiązywania przyjaźni nadal towarzyszy przeciętnie niższy wynik. Rezultat nie znika po usunięciu szkół, dla których dysponujemy małą liczbą odpowiedzi (zob. aneks 1, tabele 24–25). Nie jest to zatem wyłącznie różnica między szkołami. Nadal jednak nie wiemy, czy znaczenie ma sposób uczestnictwa w grupie, styl samooceny, stosunek do nauki czy inne cechy uczniów. Dane pokazują zależność, a pytanie o mechanizm pozostaje otwarte.

Do czego mogą służyć więzi

W moich wcześniejszych analizach społecznych światów szkoły rozróżniałem kulturę oporu i konformizmu wobec edukacji. Kluczowe było to, kto stanowi dla ucznia grupę odniesienia i za co otrzymuje on uznanie (Mikiewicz, 2005, 2016). W jednym środowisku szacunek rówieśników można zdobywać przez osiągnięcia i zaangażowanie. W innym źródłem uznania może być dystans do nauczycieli i szkolnych wymagań. Takie rozróżnienie rozwija problem opisany przez Paula Willisa w badaniu kultury antyszkolnej (Willis, 1977).

Z tej perspektywy samo uczestnictwo w grupie nie mówi jeszcze, czy relacje pomagają w uczeniu się. Łatwość zdobywania przyjaciół może ułatwiać wejście w środowiska o różnych normach. Więzi mogą podtrzymywać zarówno wysiłek edukacyjny, jak i wspólnie uzasadniany dystans wobec niego. To pozwala wrócić do Colemana. Kapitał społeczny jest zasobem dla określonego działania. Trzeba więc pytać, jakie działanie wspiera konkretna relacja. Nie wystarczy ustalić, że więź istnieje i uczeń dobrze się w niej odnajduje. Ważne są również oczekiwania, wartości i reguły uznania, które dzięki niej stają się skuteczne.

W obecnej analizie jest to hipoteza wyjaśniająca, nie wynik testu kultury oporu. Nie przypisuję jej automatycznie uczniom szkół branżowych ani rodzinom o niższym statusie. Odwołanie do wcześniejszych badań pomaga sformułować możliwe wyjaśnienie, którego pojedyncza korelacja nie może rozstrzygnąć.

Co z tego wiemy o szkole

Po przejściu tej ścieżki analitycznej można wskazać kilka ustaleń, które znajdują oparcie w wykonanych analizach.

• Większość uczniów deklaruje zainteresowanie rodziny, akceptację rówieśników i przynależność. Towarzyszy temu znacząca grupa doświadczająca wyobcowania lub samotności.
• Uczniowie z rodzin o większych zasobach przeciętnie deklarują więcej rodzinnego wsparcia. W przypadku pomocy nauczycieli nie widać równie wyraźnego uporządkowania według pochodzenia.
• Uczniowie dostrzegający więcej wsparcia rodziny i nauczycieli silniej czują się związani ze szkołą. Nie znajdujemy jednak równie wyraźnego przejścia od tych doświadczeń do wyższych kompetencji przyrodniczych.
• Ścieżki kształcenia różnią się pochodzeniem społecznym i wynikami uczniów. Nie tworzą podobnego rankingu przynależności. Szkoły branżowe nie mają jednoznacznie niższej przynależności niż licea.
• Związek zasobów rodzinnych z kompetencjami pozostaje widoczny po uwzględnieniu wsparcia i przynależności.
• Wśród pytań o przynależność wyróżnia się ujemny związek łatwości zdobywania przyjaciół z wynikiem. Występuje między szkołami i wewnątrz nich, ale nie dowodzi szkodliwości przyjaźni.

Osobno trzeba zapisać hipotezy o tym, jak ten obraz powstaje. Po pierwsze, relacje mogą mieć różne znaczenie edukacyjne zależnie od norm grupy. Po drugie, selekcja do szkół może skupiać uczniów o podobnych zasobach i wcześniejszych osiągnięciach, tworząc odmienne warunki dalszej nauki. Po trzecie, częstsza pomoc może być odpowiedzią na trudności, a nie ich przyczyną. Wreszcie deklaracja łatwości nawiązywania przyjaźni może opisywać przede wszystkim towarzyskość lub dostosowanie do lokalnego środowiska, a nie to samo, co identyfikacja ze szkolnymi celami.

Pytania dla polityki edukacyjnej

Czy zatem troska o relacje jest źle ulokowanym wysiłkiem? Nie ma podstaw do takiego wniosku. Uczeń powinien mieć dostęp do pomocy i doświadczać akceptacji również wtedy, gdy nie podnosi to jego wyniku testowego. Odrębne badania programów rozwijania kompetencji społecznych i emocjonalnych wskazują ponadto, że mogą one poprawiać także osiągnięcia (Cipriano i in., 2023). Nasze wyniki skłaniają jednak do zadania trudniejszych pytań o to, czego oczekujemy od działań na rzecz relacji i jak oceniamy pracę szkoły.

• Czy poprawa samopoczucia i przynależności nie staje się czasem wystarczającym dowodem dobrej pracy szkoły, podczas gdy dostęp do wiedzy pozostaje silnie zróżnicowany?
• Co dokładnie ma poprawiać program „dobrych relacji”: akceptację, dostępność pomocy, współpracę czy normy sprzyjające uczeniu się? Jak sprawdzamy każdy z tych celów?
• Czy od działań relacyjnych nie oczekujemy wyrównania różnic, na które potrzebne są również czas na naukę, wymagające nauczanie i skuteczna pomoc w trudnościach?
• Jak ograniczać społeczną segregację między szkołami, skoro działania skierowane tylko do pojedynczego ucznia nie zmieniają środowiska, do którego trafia?
• Czy pod hasłem akceptacji nie grozi nam akceptowanie nierównych szans? „Refeudalizacja osiągnięć” byłaby mocną nazwą sytuacji, w której wszystkim oferuje się komfort uczestnictwa, a rozwój kompetencji pozostawia zasobom pochodzenia. Nie wykazaliśmy, że taki proces zachodzi. Warto jednak pytać, jak mu zapobiegać.

Troska o przynależność może być ważnym celem szkoły. Nie powinna jednak zwalniać z pytania, czego uczeń rzeczywiście ma szansę się w niej nauczyć.

Nota metodologiczna

Dane i zakres.

Obliczenia własne na przesłanym pliku PISA_2025_Polska.sav, obejmującym 7 103 uczniów; oznaczenie cyklu w pliku: 25MS. Główne porównania ścieżek obejmują PROGN: 616002 (LO), 616003 (technikum), 616004 (BSI). Szkoły podstawowe i liceum sztuk plastycznych nie są częścią tych porównań. Wnioski dotyczą populacji badania, nie wszystkich uczniów szkół ponadpodstawowych.

Miary.

Wykorzystano gotowe indeksy FAMSUP, TEACHSUP i BELONG oraz ESCS. Do części opisowej użyto bloków ST300, ST100 i ST034. Opisy polskie są roboczymi tłumaczeniami etykiet. Całego dostępnego bloku pytań nie utożsamiamy automatycznie z pełną listą pozycji użytych przez OECD do konstrukcji danego indeksu. Wskaźniki reprezentują wybrane aspekty zjawisk; proxy nie oznacza z definicji braku rzetelności. Nie przeprowadzono osobnego modelu pomiarowego skal ani dodatkowej korekty regresji na błąd pomiaru indeksów.

Ważenie i kompetencje.

Wszystkie odsetki, średnie i modele są ważone wagą W_FSTUWT. Do wariancji wykorzystano 80 wag W_FSTURWT1–W_FSTURWT80, BRR z modyfikacją Faya 0,5. W analizach kompetencji estymację przeprowadzono odrębnie dla PV1SCIE–PV10SCIE. Uśredniono oszacowania, połączono średnią wariancję losowania z wariancją między PV pomnożoną przez 1,1. Nie uśredniano PV na poziomie ucznia przed analizą. Przedziały 95% mają postać oszacowanie ± 1,96 błędu standardowego (OECD, b.d.-a).

Próby analityczne.

Opis pozycji wykorzystuje dostępne odpowiedzi merytoryczne. Modele wsparcia obejmują 6 249 i 6 450 kompletnych obserwacji. Wczesne modele BELONG: wspólna próba 6 138 uczniów. Porównania typów szkół przed i po kontroli: FAMSUP 6 212, TEACHSUP 6 412, BELONG 6 545. Modele kompetencji z trzema indeksami: wspólna próba 6 102. Modele sześciu pozycji: wspólna próba 5 921. Model szkolnego kontekstu i pytania o przyjaźnie: 6 508 uczniów, 203 szkoły. Analiza wrażliwości po usunięciu szkół z mniej niż 20 kompletnymi obserwacjami: 6 232 uczniów, 182 szkoły. Udziały wariancji ESCS między typami i między szkołami obliczono na odmiennych próbach, dlatego zestawienie około 15% i 28% nie jest ścisłą dekompozycją na jednym zbiorze.

Specyfikacje.

Kontrole: ESCS, płeć i dwie kategorie migracji. Powtarzanie klasy włączano w osobnych wariantach wrażliwości; nie zmieniało zasadniczego obrazu związków indeksów z kompetencjami. W porównaniach typów szkoła odniesienia to LO. R² jest miarą dopasowania ważonego modelu liniowego; w analizach kompetencji uśredniono je z modeli dla PV. Przyrost R² nie identyfikuje efektu przyczynowego.

Analizy szkolne.

Średnie szkolne obliczano na kompletnej próbie dla modelu kontekstowego i przeliczano osobno dla każdej repliki. Korelacje agregatów ważono sumami wag uczniów, a nie jednakowymi wagami szkół. W modelu z dekompozycją uwzględniono szkolne średnie ESCS i pozycji o przyjaźniach oraz odchylenia uczniów od tych średnich. Jest to ważona analiza kontekstowa, nie przyczynowy model efektów rówieśniczych. Średnie szkół są oszacowaniami na próbie, nie bezbłędnymi charakterystykami całej placówki.

Granice wnioskowania.

Analiza eksploracyjna, przekrojowa, bez wcześniejszych kompetencji i bez identyfikacji skutków interwencji. Usuwanie braków może zmieniać reprezentatywność prób analitycznych. Nie zastosowano korekty na wielokrotne porównania; szczególnie ostrożnie traktujemy wyniki graniczne. Modele liniowe pozycji przyjmują równe odstępy kategorii; pełne modele kategorialne, interakcje i formalna analiza mediacji pozostają do wykonania. Wykrycie jednej wyróżniającej się pozycji nie stanowi samo w sobie oceny trafności całego BELONG.

Literatura i źródła

Avvisati, F., & Wuyts, C. (2024). The measurement of socio-economic status in PISA (OECD Education Working Papers, No. 321). OECD Publishing. https://doi.org/10.1787/0c5b793c-en

Cipriano, C., i in. (2023). The state of evidence for social and emotional learning: A contemporary meta-analysis of universal school-based SEL interventions. Child Development, 94(5), 1181–1204. https://doi.org/10.1111/cdev.13968

Coleman, J. S. (1988). Social capital in the creation of human capital. American Journal of Sociology, 94, S95–S120. https://doi.org/10.1086/228943

Mikiewicz, P. (2005). Społeczne światy szkół średnich. Od trajektorii marginesu do trajektorii elit. Dolnośląska Szkoła Wyższa Edukacji TWP.

Mikiewicz, P. (2014). Kapitał społeczny i edukacja. Perspektywy teoretyczne i aplikacje empiryczne. PWN. Zwłaszcza s. 212–216.

Mikiewicz, P. (2016). Socjologia edukacji. Teorie, koncepcje, pojęcia. PWN. Zwłaszcza s. 259–263.

OECD. (2009). PISA data analysis manual: SPSS, second edition. OECD Publishing. https://doi.org/10.1787/9789264056275-en

OECD. (2023). Construction of indices. W: PISA 2022 results (Volume II): Learning during—and from—disruption. OECD Publishing. https://www.oecd.org/en/publications/pisa-2022-results-volume-ii_a97db61c-en/full-report/component-15.html

OECD. (2026). PISA 2025 assessment and analytical framework. OECD Publishing. https://doi.org/10.1787/86c36975-en

OECD. (b.d.-a). How to prepare and analyse the PISA database. https://www.oecd.org/en/about/programmes/pisa/how-to-prepare-and-analyse-the-pisa-database.html

OECD. (b.d.-b). PISA data and methodology [Dane i dokumentacja; edycja 2025]. https://www.oecd.org/en/about/programmes/pisa/pisa-data.html

Szulc, P. (b.d.). [Analiza danych PISA 2025]. Danetyka. https://danetyka.com/pisa-2025/

Willis, P. (1977). Learning to labour: How working class kids get working class jobs. Saxon House.

Aneks do pobrania

Aneks 1 — dokumentacja analizy i tabele (PDF)