# 9.1. Az attitűdvizsgálat eszköze és eredményei

A pedagógusok viszonyulását a sajátos nevelési igényű gyermekek integrált nevelésével kapcsolatban egy kipróbált kérdőív tovább fejlesztésével mértük. Kiindulási pontot Horváthné Moldvay Ilona (2006): Attitűdvizsgálat pedagógusok körében az integrált nevelésről című tanulmányában ismertetett kérdőív jelentette, melynek kiegészített változatát használtuk. Ennek okait részletesen a kutatási előzményekben már feltártuk, itt annyiban összefoglalható, hogy jelen kutatáshoz nagyon hasonló volt a már említett 2006-os mérés. Illetve egy kipróbált, a gyakorlatban használt kérdőív növelheti a megbízhatóságot. Az említett, eredeti kérdőívet még 2006-ban készítették, mely alapja egy ötfokú Likert skála (Zerényi, 2016). A Likert skálát úgy lehetne leírni, mint egy pontozási rendszert, ahol egy adott állítás végén pontokat, csillagokat vagy osztályzatot kell adni (illetve egyéb mértékegységnek) annak megfelelően, hogy mennyire értünk egyet vagy sem adott kijelentéssel. Esetünkben az attitűdvizsgáló kérdőív során feltettük azt a kérdés, hogy „Fontos, hogy az osztályban sajátos nevelési igényű tanulók is legyenek integrálva”. Ezt egy ötfokú skálához kötöttük, melyen az ötös szám azt jelezte, hogy teljesen egyetért ezzel a kitöltő, még az egyes szám, hogy egyáltalán nem. Az egyes és az ötös között további fokozatokat adtunk meg (pl.:egyetértek, inkább egyetértek, nem értek egyet, egyáltalán nem értek egyet).

A kutatás fókuszát tekintve ezt a kérdőívet módosítani kellett, ugyanis az eredeti kérdéssorban az integráció körülményeire utaló faktorokkal kapcsolatos kérdések még nem kaptak helyet (pl.: hogy hány fő sajátos nevelési igényű gyermek tanul a kérdőívet kitöltő pedagógus osztályában, illetve szaktanár esetében átlagosan megítélve azokban az osztályokban, ahol tanít). A kutatás kérdésfelvetését tekintve ez a kiegészítés indokolt volt, ugyanis a kutatás során felmerült, hogy az attitűdöt befolyásolhatják az integráció gyakorlati és intézményes körülményei. A tanórai differenciálás tekintetében, az óra tervezését illetően sem mindegy, hogy az adott osztályban hány integrált SNI-s tanuló található. A KIR STAT 2012[36]-es adatai alapján az tűnt reálisnak, ha válaszadásként a 3 fő alatt, 3 fő felett, 5-nél több fő válaszokat kínáljuk fel, illetve a korábbi kérdőív, melyet módosításra került, szintén ezt a felosztást alkalmazta. Volt lehetőség az online felületen is, illetve a papír alapú kérdőíven is annak rögzítésére, hogy adott esetben éppen 3 vagy 4 fő volt az aktuálisan integrált SNI-s létszám. Bár a minta bemutatásakor részletesen kitérünk rá, de itt is megemlíthető, hogy javarészt 3 fő alatt vagy 5-nél több integrált SNI-s tanuló ült az osztályokban Baranya megyében a kutatás végzésekor. Elenyésző a 3 vagy a 4 fő. Ennek oka nagyon komplex és az SNI-s tanulók mellé igényelhető többlet ellátások lehívásának gazdasági és financiális háttere[37] miatt bejósolható is volt. A törvényi szabályozások tekintetében ezek a számok voltak várhatóak (3 fő alatt, 5 fő felett), hiszen ezen létszám mellett volt a legrentábilisabban kivitelezhető az intézmények számára az integráció a vizsgálat intervallumában (pl.: 5 SNI tanuló már 10 főnek számít az osztálylétszám számításakor).

A kérdőívet ugyanis kitöltötték gyógypedagógusok vagy gyógypedagógiai végzettséggel rendelkező tanítók és tanárok is. Az eredmények részletes bemutatása előtt előzetesen annyi elmondható, hogy akik rendelkeztek valamennyi gyógypedagógiai ismerettel, nagyobb valószínűséggel voltak elfogadóbbak a kérdőíven adott válaszaik alapján a sajátos nevelési igényű gyermekekkel kapcsolatban. Azonban ez nem minden esetben volt így és nem egyértelműen összeköthető az eredmények alapján a gyógypedagógiai ismeret és a befogadó szemlélet. A gyógypedagógiai végzettség tehát nem záloga a befogadásnak, ugyanis volt olyan kitöltő több is, aki gyógypedagógus végzettség ellenére is elutasítja az integrációt a kitöltése alapján. Ez a kutatásban hipotézis is volt, hogy vajon a befogadó attitűd igazolható-e azoknál a pedagógusoknál, akik rendelkeznek az SNI tanulók integrációjához szükséges kompetenciával. Azt, hogy mennyire elfogadónak vagy hozzáértőnek tekintik magukat a pedagógusok, saját megítélésük alapján jelölték a kérdőívben, melynek vizsgálatát már kiegészítenénk. Más kérdés, hogy vajon a gyógypedagógus képzés milyen hatékonyságú vagy esetleg egy továbbképzés a témában mennyit és mit ad hozzá a hétköznapok gyakorlatához. Tanulságos lenne, ha valamilyen úton-módon lemérnénk a gyógypedagógiai ismeretek szintjét az önbevallás megtartása mellett. Például megfigyelnénk a mindennapos osztálytermi gyakorlatát a válaszadóknak.

A kibővített kérdőívbe további három kérdés is bekerült, mint hogy hány fős osztályokban tanít átlagosan a kérdőívet kitöltő pedagógus; mennyire lehet befolyásoló tényező az attitűd alakulásába a pályán eltöltött idő, hány éve tanít az illető; megyeszékhelyen, azaz pécsi iskolában vagy községi, illetve városi iskolában tanít-e a kitöltő. Előfordulhat, hogy a különböző intézmények elhelyezkedése, fenntartásának típusa releváns lehet az attitűd szempontjából. A releváns szakirodalmi források egy része ugyanis utalt erre.

A kérdőív a bővítések mellett megtartotta az eredeti zárt kérdéseket és további 10 kérdéssel egészült ki. Egyes kérdéseket törlésre kerültek, valamint a változó törvényi kategóriákhoz alkalmazkodva pontosítani kellett a megfogalmazásokat. A kérdőív kitöltése során arra kellett választ adni, hogy mennyire ért egyet az adott állítással a kitöltő. Az egyetértés mértékét az ötfokú Likert-típusú skálán kellett jelezni – ez a forma megegyezik a 2006-os kérdőívvel. A 37 zárt kérdés között 9 negatív megfogalmazásban szerepelt a torzítás csökkentése érdekében (Horváthné 2006-os kérdőívében a 27 kérdésre 5 ilyen negatív megfogalmazású kérdés szerepelt). Az kilenc megállapítás a 4, 9, 10, 18, 22, 33, 35, 37-es számú. Ezeket már az elemzéshez használt SPSS 23.0 verziójú statisztikai programban újra kellett kódolni. Ez már a 2006-os mérés leírásában is hasonlóan történt, a 2006-ban történt mérési eredmények elemzéshez SPSS 9.0 verziójú statisztikai programot használták. 2006-os a kérdőívhez 0,81-es Cronbach alpha reliabilitási mutató rendelhető. Az általunk végzett kutatásban használt, kiegészített 37 kérdéses, 9 „fordított” kérdéssel ellátott kérdőív Cronbach alphája SPSS 23 statisztikai programmal 0,83-os érték adható meg, tehát a kérdőív megbízhatósága javult, mely igazolhatja, hogy a kiegészítések adekvátak és szükségesek voltak, de legalábbis nem rontottak az eredeti eszközön.

7. ábra
SPSS 23 szoftver által a kutatás során alkalmazott kérdőív megbízhatósági (Cronbach-alfa) indexe

A kérdéseket és a hozzájuk tartozó válaszokat a jelen kutatást megelőző mérésben dimenziókba sorolták. Ennek részletes taglalása csak a releváns esetekben történik meg, ugyanis a választott elemzési metódus alapján nem indokolt minden egyes kérdéscsoport esetében. A kérdéscsoportok dimenziói a következők: (1) szolidaritás, (2) együttműködés, (3) szakmai kompetencia, tájékozottság, (4) elfogadás, előítélet mentesség (5) szakmai nyitottság, megújulásra való készség a kibővített kérdőívben az új kérdések révén egy új dimenzió is kirajzolódik (6), mely a gyógypedagógiai kompetencia, differenciálás. Az alábbi táblázatban a dimenziók és a hozzájuk rendelt kérdések száma található, valamint előzetesen a válaszok átlaga és szórása. A dimenziók összevetése és felsorolása csak azért érintőleges mert jelen kutatás elemzési metódusa eltér az eredeti kutatásban használtaktól. Ennek okait részletesen a módszertant taglaló fejezetben fejtjük ki.

8. ábra
A 2006-os kutatásban szereplő dimenziók, kérdéscsoportok és jelen kutatásban alkalmazott kérdések megfeleltetése a felhasznált kérdőíven szereplő sorrendjük alapján

A csoportba sorolás azért is indokolt mert a későbbi részekben bemutatott elemzési eszközök (Mann-Whitney próba) rangsorolást alkalmaz, mely logikáját tekintve hasonló, mint a fenti csoportba sorolás. A 2006-os kutatás mintája más volt, ezért faktoranalízis is végrehajtható volt a szerzők szerint. A faktorok adták végül a fenti csoportalkotás alapját vélhetően, ugyanis a kutatás leírása pontos információkat nem tartalmazott erre vonatkozóan. Jelen kutatás a későbbiekben ismertetett módon a befogadó attitűddel kapcsolatban indikátor kérdéseket tudott csak feltárni és számában közel sem annyit, mint a fenti dimenziók, illetve a kutatói kérdések sem egyeztek. Ennek ellenére leíró statisztikai elemzéssel összevethető a két kutatási minta a dimenziók szórását és átlagát tekintve, mely szolgálhat némi információval. Ezért a továbbiakban a fenti dimenzióknak is megfeleltetjük jelen kutatásban alkalmazott kérdőív kérdéseit is és összevetjük a kettőt.

A vizsgált csoport a kutatás fókuszából releváns tulajdonságait tekintve nem mutatott normál eloszlást. Az adatok begyűjtése után a minta elemzése ezt megerősítette. Ezért olyan statisztikai próbát kellett választani, mely alkalmas két minta összevetésére, ha a minta nem normál eloszlású a vizsgált mutatók tekintetében és mely alkalmas a kutatói kérdések megválaszolására. Hiszen paraméteres eljárás az eloszlás sajátos képe miatt nem választható. A két mintára való szűkítés elvi lehetősége azt célozta, hogy lehet-e bármilyen eszközzel különbséget tenni a kitöltött kérdőívekben aközött, hogy egyetért-e vagy sem az SNI integrációval a kitöltő. Illetve, ha sikerül különbséget tenni, akkor vajon mik azok változók, melyek mentén így ketté választható a kitöltők mintája. Azt vizsgáltuk tehát, hogy a szakirodalmi források alapján feltárt attitűd változók markánsan megkülönböztethetők-e a kérdőív kitöltése alapján. Feltételeztük, hogy lesz egy „elfogadó” és egy „elutasító” csoport, melyek a kérdőív kérdéseire felismerhető mintázat szerint válaszolnak. Az SPSS 23. szoftverben ennek megfelelően választottunk adott statisztikai próbát, hogy a számítógép felismerje a mintázatot, amennyiben az valóban azonosítható.

Feltétlenül nem paraméteres eljárásra volt tehát szükség, hiszen az eloszlás alapján nem lehetséges más eszköz használata. Normál eloszlás alapján a kétmintás T-próba lett volna indokolt. Fő vonásait tekintve „nem paraméteres T-próbának” lehet venni a Mann-Whitney U próbát (Varga, 2002). A Mann-Whitney U próba ténylegesen a feltételezett két független minta mediánjának egyenlőségét teszteli – esetünkben ez a két minta az SNI integráció szempontjából „elfogadók” és az „elutasítók”. Ráadásul ez a két minta függetlennek is tekinthető, hiszen az elemszámok sem feltétlenül egyeznek meg. Nagy valószínűséggel feltételezhető ugyanis, hogy nem pont ugyanannyi lesz a fenti meghatározásnak megfelelő „elfogadó” és „elutasító” kitöltő, így számosságában sem egyező mintákat kell összevetni. Ez szintén megerősítette, hogy a Mann-Whitney U próbát indokolt választani. Ráadásul ez az eljárás azt a nullhipotézist teszteli, hogy a két minta azonos eloszlásból származik-e, melynek hátterében az áll, hogy ha igaz a nullhipotézis, akkor a mediánok megegyeznek a két csoportban (Fidy – Makara, 2005). Esetünkben tehát ennek a próbának a használata eszköz lehet ahhoz, hogy szétválasztható legyen az elfogadó és elutasító pedagógusok által kitöltött kérdőívek. Azaz igazolódik-e egyáltalán, hogy létezik a két minta.

Nullhipotézisre „fordítva” azt mondhatjuk, hogy az elfogadó szemléletű pedagógusok és a nem elfogadó szemléletű pedagógusok ugyanazon kérdésekre adott válaszainak mediánja megegyeznek. Tehát a két minta azonos, nem lehet a kérdőívek alapján a pedagógusok válaszai között különbséget tenni.

A kérdések jellegét és a minta sajátosságait tekintve továbbra is indokolt a Mann-Whitney-U nem paraméteres próba elvégzése SPSS 23 verziójú programmal, mely alapja egy rangsorolási technika. A kutatásban használt kérdőív ugyanis amellett, hogy 37 kérdésből áll, egy 5 fokú skálát vagy rangsort rendel minden kérdéshez. A Mann-Whitney U teszt is alkalmaz rangsort, de ez a rangsor abból áll, hogy adott kérdésre hányan adtak 5-ös értékelés, hányan 4-est stb. A Mann-Whitney teszt jellegzetessége még, hogy egyfajta rangsorolást használ, melynek alapját Wilcoxon próbának is nevezik. Mivel alapvetően a kérdések is rangsort alkalmaznak, egy újabb érv, hogy megfelelő lehet a választott eljárás.

A Mann-Whitney U próbát használtuk fel a kutatási eredmények, azaz az attitűdvizsgáló kérdőívekre adott válaszok értelmezéséhez. Ahogy azt már említettük, a kitöltő pedagógusoknak adott kijelentésekkel kapcsolatban úgy kellett megnyilvánulniuk, hogy adott pontszámot rendeltek a mondatokhoz, attól függően, hogy mennyire értettek egyet a tartalmával. Amennyiben teljesen, magas pontszámot, amennyiben nem értettek egyet, alacsonyabb pontszámot rendelhettek a szövegekhez. Legfeljebb ötöt és legkevesebb egy pontot rendelhettek a mondatokhoz. A pontok jelentés tartalmát is rögzítettük:

1: egyáltalán nem értek vele egyet
2: kevéssé értek vele egyet
3: részben egyetértek, részben nem
4: nagyobb részt egyetértek
5: teljes mértékben egyetértek

Feltételeztük, hogy adott kérdésekre érkező pontszámok felfedik a mintázatot, amivel azonosítható a két attitűd. A Mann-Whitney U próba is rangsorol, ezért illeszkedik a kutatói kérdéshez is, illetve nem normál eloszlású mintán is elvégezhető, hiszen az attitűd vagy bármilyen másik releváns tényező szempontjából nem tudtuk igazolni, hogy normál eloszlású lenne a vizsgált pedagógusok csoportja.

Az eljárás a következőképpen értelmezhető: a próba rangsorolása során „az egyik csoport minden egyes elemét (xi ) párba állítjuk a másik csoport minden egyes elemével (yi), az így keletkezett párok száma n1n2. A kutatás során ezek az elemek maguk a kérdések. Azaz az SPSS statisztikai program tehát azon kérdés mentén, hogy rendelkezik-e a kitöltő gyógypedagógiai képzettséggel (igen vagy nem, xi, yi) párba állítja az összes kérdést. Ezután megvizsgálja, hogy a párok között hány olyan van, ahol az első szám (a válaszként adott szám értéke az 5 fokú Likert-skálán) kisebb, mint a másik (xi ǀ yi.). Ezeknek a pároknak a száma a Mann-Whitney-U-val jelölt statisztika (pontosabban, ha vannak a párok között egyenlők is, akkor az egyenlő párok számának a felét még hozzávesszük U-hoz).

Ha tehát a két populáció között nincs különbség, körülbelül egyforma számú olyan pár lesz, amelyekben xi < yi, mint amelyekben fordított a helyzet. Ha nagyon sok vagy nagyon kevés ilyen pár van, az arra utal, hogy a két populációban lévő számok nem egyformák egymáshoz viszonyítva. Az U/n1n2 hányados annak a valószínűségnek a becslése, hogy egy, az első populációból véletlenszerűen választott új pár értéke kisebb lesz, mint a másik populációból választott új páré. U különben a T ismeretében is kiszámítható a következő képlettel: U = n1n2+1nkisebb (nkisebb +1)-T. (Fidy – Makara 2005:5).

Másképpen fogalmazva, a Mann-Whitney-próba ténylegesen a két független minta mediánjának egyenlőségét teszteli, ahol: xi és yi a két független minta (gyógypedagógus képzettséggel rendelkező és nem rendelkező), melyekben az elemszámok sem feltétlenül egyeznek meg. A próba működése azon alapul, hogy a két független minta egyesítésével nyert új mintát rendezve, az eredeti xi és yi mintára visszavetített rangszámok átlagai hasonlóak.[38] A rangszámot az határozza meg, hogy adott mintában az adott kérdésre hányan adtak magasabb értékre kódolt választ. Ha az egyik minta nagyobb eredeti mintaértékekkel szerepel, akkor az egyesített rangsorban is magasabban helyezkedik el (nagyobb rangszámokkal szerepel), ez azt jelenti, hogy a mediánja is nagyobb. Tehát a rangsorban az kerül előre, amelyikre kisebb számban választottak magasabba értéket a válaszadók. Mindez egyenlettel a következőképen írható le[39]:

Ebben az egyenletben az U1 a gyógypedagógus képzettséggel nem rendelkezők mintájára vonatkoztatva annak a valószínűségét adja meg, amely szerint a gyógypedagógiai végzettséggel nem rendelkező csoport értékei kisebbek, mint a képzettséggel rendelkezők esetében.[40]

A mediánok felől közelítve az mondható el, hogy (Király, 2005):

H0: A két csoportmediánja azonos (ugyanannyi a kisebb számot adó, mint a nagyobb számot adó)
H0: a gyógypedagógus végzettséggel rendelkező és a gyógypedagógus végzettséggel nem rendelkező ugyanarra a kérdésre ugyanazt az értéket adta
H1: A H0 nem igaz. A két csoport mediánja különbözik.

Az elemzett mintában a gyógypedagógiai képzettséggel rendelkező válaszadók és a gyógypedagógiai képzettséggel nem rendelkezők válaszait párba tehát a fenti metódus és rangsor szerint állítja össze az algoritmus. Ezek a párok a korábbi meghatározásban az xi (gyógypedagógiai képzéssel nem rendelkezők) és az yi (gyógypedagógiai képzettséggel rendelkezők). Tehát az xi és az yi a gyógypedagógiai végzettséggel rendelkezők és nem rendelkezők válaszait minden kérdés esetében párosítva megvizsgálja abból az aspektusból, hogy mikor melyik válaszadó értéke alacsonyabb (ha a korábban idézett leírást alkalmazzuk, akkor meg kell vizsgálni, hogy hány esetben xi < yi, és mennyiben fordított a helyzet). Mivel mindegyik kérdést megfelelteti egymásnak mindkét irányból is, ha a populációk között nincs különbség, akkor értelemszerűen körülbelül egyforma számú olyan pár lesz, amelyekben xi < yi, mint amelyekben xi > yi. Ez gyakorlatilag egyfajta normál eloszlásra utalás, csak abban az értelemben, hogy az elemszámból fakadó eltéréseket párok alkotásával oldja fel az eljárás, mesterséges elemszámokat alkotva.

A példánál maradva, a rangszámokat is figyelve mindkét mintában arányaiban, az elemszámtól függetlenül, ha közel ugyanolyan rangszámmal adnak az integráció támogatására magas, azaz támogató pontszámot (vagy akár elutasító pontszámot), akkor akárhogy variáljuk a kérdéseket a rangszámok egy egyesített mintában és megfordítva is nagy valószínűséggel ugyanolyan eloszlást mutatnak a párosítás után is. Tehát akkor a két minta nem különbözik, hiszen az eloszlás szimmetrikus lesz.

Összefoglalva tehát azt mondhatjuk, hogy a null hipotézis esetünkben az, hogy a két minta nem különbözik egymástól. Tehát, ha az elemzés során a szoftver arra az eredményre jut, hogy a lefuttatott statisztika megerősíti a null hipotézist, akkor az a kutatással kapcsolatban úgy értelmezhető, hogy a valóságban az integrációt elutasító és az azt támogató pedagógusok is ugyanúgy válaszoltak az adott kérdésre, tehát nem lehet különválasztani ez alapján a két mintát vagy fordítva a megfogalmazáson, az adott kérdésre adott válaszban a két minta megegyezik.

Annak érdekében, hogy érvényes következtetéseket vonhassunk le az elemzések során másik matematikai-statisztikai próba bevonása is indokolttá vált, legalább egy vonatkozó kérdés esetében. Ehhez ANOVA tesztet alkalmaztunk, ugyanis ez az eljárás valamennyi adat összes szórását, konkrétabban, összvarianciáját elemzi és választ adhat arra, hogy a szórásbeli eltérések mögött mi áll, azaz valós-e, hogy a két minta különböző.

Ez a Mann and Whitney U teszt normál eloszlású mintán alkalmazható párjaként is értelmezhető. A tárgyalt kutatás kapcsán az ANOVA avagy variancia analízis ugyanis azt vizsgálja, hogy a kérdésekre adott válaszok pontszámának a szórása egy változó mentén hogyan szóródik. Azaz, a példa kedvéért a gyógypedagógiai ismeretek megléte vagy hiánya lehet ilyen változó, amit bejelölt a kitöltő pedagógus a kérdőíven. Ez alapján összevetjük a gyógypedagógiai ismeretekkel rendelkezők válaszait azoknak a pedagógusoknak a válaszaival, akik nem rendelkeznek ilyen ismeretekkel vagy legalábbis azt jelölte be a kérdőíven, hogy nincs ilyen ismerete. A variancia analízis azt vizsgálja, hogy a válaszaik szórása, azaz a pontszámok különbözősége véletlen mintázatot követ-e vagy összefüggésben állhat a kiválasztott faktorral. A szóródás lehet egyszerű véletlen vagy akár mérési vagy egyéb hiba (Fodor, 2006). A kétmintás T-próba esetében a kérdések száma miatt többször is el kellene végezni a tesztet, ami 37 kérdésre vetítve nagyon nagy számú elemzés. Ami miatt véletlenül is kaphatnánk szignifikáns eltéréseket. Az SPSS 23 számú verziója által végzett ANOVA része az F-próba elvégzése is, mely azért indokolt jelen kutatásban, mert megengedőbb, mint a T-próba. Azaz az ANOVA megengedi, hogy a vizsgált minták, populációk eloszlása megközelítőleg normális legyen, illetve három, vagy annál több átlag összehasonlítására is alkalmas (Fodor, 2006). Ezért a Mann-Whitney U próba ellenőrzésére az ANOVA teszt alkalmas lehet jelen kutatásban a minta sajátosságainak ellenére is. A minta sajátosságait tekintve fenntartásokkal kell kezelni az ANOVA nyújtotta adatokat, viszont, ha ragaszkodunk a minta jellegzetességeihez, akkor nincs alternatíva a Mann-Whitney U próba elemzésének alapján levonható következtetések helyességének ellenőrzésére. Ezért elvégeztük az ANOVA-t is azzal a fenntartással, hogy csak közelítőleg normál eloszlású a minta. Ezek alapján, ha a két mintában nincs különbség az átlagok között, akkor a két csoport igazából egynek tekinthető.

Szignifikanciaszint < 0,05, ekkor nullhipotézist elvetjük, van különbség, az átlagok nem egyenlők.
Szignifikanciaszint > 0,05, ekkor a nullhipotézist megtartjuk, nincs különbség, az átlagok egyeznek.

Ennek megfelelően az ANOVA teszt eredményei több mint 70%-ban egybe estek a kutatás során a Mann-Whitney U próba megállapításaival. Így a hiba kizárhatóvá vált. Kis mértékű eltérés azonban volt a kér próba eredményeit tekintve. Kérdés azonban, hogy a minta nem normál eloszlása, illetve a közel normál eloszlása vajon mennyiben okozott torzítást az eredményekben. Erre igazolás, hogy a csoportok közötti variancia különbsége az átlagos szórás négyzete, ami gyakorlatilag a khi négyzet próba (Varga, 2000). Eszerint ha a két vizsgálati minta igazából adott kérdés tekintetében nem is választható szét, akkor a csoporton belüli és csoportok közötti varianciák azonosak lesznek. Ilyenkor az F-próba értéke 1 körüli. Ha különbözik a két minta, akkor a csoporton belüli és a csoportokon kívüli varianciák is eltérnek és az F értéke 1-nél jóval nagyobb lesz. Tehát azon kérdések mentén választható szét a két minta az ANOVA teszt alapján, ahol a gyógypedagógiai képzettséggel rendelkező és nem rendelkező kitöltők válaszainak varianciája eltér, ezáltal az F értéke jóval nagyobb lesz, mint 1. Így igazolható, hogy a két minta valóban eltér (Varga, 2000).

9. ábra
az SPSS 23 verziójú szoftverrel készített ábra a Mann-Whitney U próba igazolására alkalmazott ANOVA F-próbájáról

A kérdések száma miatt grafikusan nehezen megjeleníthető csak az F-próba eredménye. Látható azonban, hogy a későbbiekben ismertetett elemzés során is beazonosítható kérdések mentén ketté választható a minta, tehát kizárható a véletlen vagy mintavételezésből származó hiba. Az ANOVA szignifikancia értékeit tekintve nem ennyire kedvező a kép, ott ugyanis csökken azon kérdések száma, ahol nem szignifikáns adott kérdésekre adott válaszok varianciájának különbsége. Ez fakadhat akár a Mann-Whitney U próba téves jelzéseiből is, illetve abból is, hogy a minta csak megközelítőleg normál eloszlású, ezért torzíthat az ANOVA is. Mindenesetre a végkövetkeztetések során és a hipotézisek igazolásakor külön csoportba kerülnek azok a kérdések, melyek mindkét eljárás során ketté választották a vizsgált mintát és azok, melyek csak a Mann-Whitney U próba eljárással adtak értékelhető eredményt.

Az is elmondható, hogy nem volt olyan eset, ahol ellentétes eredményeket kaptunk volna. Azaz az F-próba abban az esetben, ha jóval nagyobb volt egynél, magával vonta értelemszerűen azt is, hogy az ANOVA szignifikancia értéke 0,05 körül vagy jóval az alatt volt. A Mann-Whitney próba minden ilyen esetben jelezte, hogy az adott kérdés mentén két mintáról beszélhetünk. A többi esetben, ha az F-próba 3 köré esett, akkor már nem teljesült, hogy az ANOVA szignifikancia értéke 0,05 alatt maradjon. Ennek ellenére előfordult, hogy a Mann-Whitney U próba mégis jelzett. Minden esetben, amikor az F-próba 4 fölé esett, az ANOVA is és a Mann-Whitney próba is igazolta, hogy két külön mintáról van szó.

A 10. ábrán az SPSS 23-as verziójú szoftver által lefuttatott Mann-Whitney U teszt eredményeinek egy képre illesztett összegzését láthatjuk. Az ábra azokat az eredményeket jeleníti meg a program, ahol a null hipotézist a következőképpen fogalmaztuk meg:

H0: az SNI-s tanulókkal kapcsolatos képzések, továbbképzések elvégzése alapján nem lehet a mintán megkülönböztetni abban, hogy jónak tartanák, ha az osztályukban lenne SNI-s gyerek.

10. ábra
SPSS 23 szoftver által készített összegző elemzés a Mann-Whitney U próba eredményeiről

Látható, hogy az elemzési eljárásnak megfelelően a két minta elvben itt a következő: akik részt vettek bármi olyan képzésen, ahol kaptak SNI-vel kapcsolatos kompetenciát, még a másik csoport pedig az, amelyik nem (a matematikai-statisztikai elemzés magyarázata során xi és az yi). A null hipotézis alapján pedig tehát nincs különbség abban a két mintát tekintve (akik kaptak képzést, illetve akik nem), hogy mennyire vennék szívesen azt, ha az osztályukban lenne SNI-s gyerek. Mivel a két mintát a null hipotézis alapján nem lehet különválasztani, igazából ha ez a hipotézis igazolódik, akkor egy mintáról van szó. Azaz a pedagógusok szempontjából nincs jelentősége, hogy volt-e ilyen képzés vagy sem, hiszen a válaszuk is ugyanaz a kérdőívben (a Mann-Whitney U és ANOVA eljárás alapján). Előnye az SPSS 23-as szoftvernek, hogy a középértékeket grafikusan is megjeleníti. [41] Ezáltal nem csak az lett látható, hogy a null hipotézis beigazolódott-e, hanem az is, hogy az adott kérdéshez tartozó minták milyen választ adtak. Az SPSS 23. tehát megmutatta, hogy arra a kérdésre különbözőképpen válaszolnak a kitöltők, hogy „Szívesen vennék-e, ha az általuk tanított osztályban lenne SNI tanuló”. A kérdőíveket aszerint válogatta szét a szoftver, hogy rendelkeznek-e bármilyen gyógypedagógiai képzettséggel a kitöltők. Ahogy azt már leírtuk, akik rendelkeznek ilyen képzettséggel erre a kérdésre relevánsan magasabb pontszámot adtak, azaz elfogadóbbak e kérdés tekintetében.

11. ábra
A két minta adott kérdésre adott válaszainak átlaga SPSS 23

Ezt az összefüggést mutatja a 14. ábra is. A korábbiakban láthatóvá vált, hogy a null hipotézist nem támasztotta alá az elemzés. A fenti ábrán látszik is, hogy miért ugyanis azok, akik részt vettek továbbképzésen, nagyobb gyakorisággal értettek teljes mértékben egyet azzal az állítással, hogy „Szívesen venném, ha az osztályomban sérült gyermek is tanulhatna”. Látható, hogy a válaszok középértéke és azok eloszlása adott tartományban is eltérő képet mutat (a későbbiekben ez igazolja majd, hogy a Mann-Whitney U próba érvényesebb, mint az ANOVA).

A korábbi összegző kép alapján (lásd 10. ábra: SPSS 23 szoftver által készített összegző elemzés) a Mann-Whitney értéke 3747, a szignifikancia 0,01 (0,05 öt alatt szignifikáns az eredmény). Az ANOVA teszttel elemezve az F-próba eredménye ugyanerre a kérdésre 9,02 (1-hez képest nagyobb eltérés), a szignifikancia pedig 0,03 (0,05 alatt szignifikáns). Ezek alapján tehát elmondható, hogy a kérdőíveket kitöltő azon pedagógusok, akik szereztek gyógypedagógiai kompetenciákat és azok akik nem, szignifikánsan különböző mintát alkotnak abban a kérdésben, hogy „Szívesen vennék, ha az osztályukban SNI tanuló lenne integrálva”.

A kutatás során a minta, illetve a képződött adatok során bemutatott adatok igazolják a választott elemzési metódusok megfelelőségét és alkalmazásának indokoltságát (lásd módszertani fejezet). Ez a tartalmi egység jelenleg csak a kérdőíves vizsgálat során képződött adatokat dolgozza fel. Erre az egységre azért van szükség, ugyanis olyan adatok képződtek, melyek egyszerűbb statisztikai értelmezése is információt adhat a kutatással kapcsolatban, illetve kijelölheti a további kutatási irányokat.

A kérdőívben szereplő kérdések csoportokba sorolása jelen kutatás során is indokolttá vált, ugyanis a leíró statisztikai elemzéshez biztosította a kellő fokú áttekinthetőséget, illetve az eredmények korábbi, mások által végzett kutatási eredményeivel való összevethetőségét is segítette. A korábbi kutatásban használt kérdőív kérdései nagyban megegyeznek a jelen kutatásban alkalmazottal, így vélhetően ugyanazt a dimenziót is jelölik egy hasonló mintában. Mindez igazolhatja akár jelen kutatási minta reprezentativitását is és növelheti a levont következtetésék érvényességét, mely elég indok lehet az összevetés elvégzésére.

Bár az alkalmazott módszertan értelmében óvatosan kell kezelni mindezt, hiszen jelen kutatás kérdései nem minden ponton egyezik a 2006-os kutatáséval, illetve a minta sem pont ugyanaz. Azonban az is láthatóvá vált a korábbi felsorolások alkalmával, hogy az országos minta és a kutatásban alkalmazott minta sem tér el egymástól nagy mértékben illetve, hogy a 2012-es adatok jól viszonyulnak a kutatás ideje alatt kapott adatokhoz. Így indokolt az összehasonlítás. A dimenziókba sorolás jelen kutatásban inkább a statisztikai adatokat elemző célból került szemléltetésre, illetve a korábbi, idézett tanulmányban (Moldvayné, 2006) is elkészítették, ezért összehasonlítása szolgáltathat adatot a kutatás fókuszához kapcsolódóan.

A felsorolás során láthatóvá válik, hogy a kérdéscsoporthoz tartozó válaszokban milyen szórás tapasztalható és hogy azokhoz milyen átlagok tartoznak. Ezért a dimenziókba sorolás alkalmával, önmagában a statisztikai adatok listázása során a szórás és az átlag jelezheti, hogy a későbbiekben alkalmazott elemzési eljárások hol mutathatnak releváns eredményeket. A későbbiekben részletesen ismertetett módszertani elemzés kiválasztásában és a kutatói kérdések, hipotézisek megfogalmazásával kapcsolatban ezek az adatok tehát megerősítést kaptak. Elsőként a 2006-os kategorizációnak megfelelő szolidaritás dimenziójába tartozó kérdések kerültek leíró statisztikai vizsgálat alá, mely eredmények a 15. táblázatban kerültek megjelenítésre SPSS 23.0-s statisztikai program segítségével.

12. ábra
A szolidaritás dimenziójának megfeleltetése jelen kutatásban

Az adatok szórása alapján elmondható, hogy a mintában szereplő pedagógusok szerint az empátia és szociális érzékenység szempontjából alapvető, hogy SNI-s diákok is legyenek az osztályban (ezt mutatja, hogy az erre a kérdésre adott válaszok szórás csekélyebb). Abban már nincs egyhangú egyetértés az adatok alapján, hogy vajon érdemesebb lenne-e szegregáltan oktatni az eltérő képességű tanulókat. A legnagyobb szórás a pontokban, az összes többi válaszhoz képest, ahhoz a kérdéshez rendelhető, hogy „az SNI-s tanulók hátráltatják-e a többieket”. A szórás tehát azt jelenti, hogy a két csoportja a kitöltő pedagógusoknak, a két szélső értéket jelölte a kérdéshez. Azaz, akik kevésbé elfogadók az SNI integrációval kapcsolatban, azok a legalacsonyabb pontszámot rendelték nagy gyakorisággal a kijelentés mellé, még az elfogadók javarészt magas pontszámot adtak. Függetlenül a 2006-os vizsgálattól ez önmagában is indokolja a további kutatást. A következő vizsgált dimenzió az együttműködés, melyhez csatolt értékek leíró statisztikai elemzése az alábbi, 16. táblázatban látható.

13. ábra
Az együttműködés dimenziója jelen kutatásban

A 16. táblázatban megjelenített adatokból látni, hogy az adott válaszok átlaga magas, ami kedvez az együttműködés megvalósulásának, de a szórással kapcsolatos adatok indokolhatják ebben az esetben is a további kutatást. Bár ebben a dimenzióban nem tapasztalható olyan mértékű szórás, mint a szolidaritással kapcsolatos kérdéshalmaznál, de a kérdésekre adott válaszok egymással történő összevetése információt hordozhat, mégpedig azzal kapcsolatban, hogy leginkább a pedagógusokat a családokkal kapcsolatos, a családdal való együttműködés osztja meg. Ez ismert is a hazai közoktatással kapcsolatos kutatásokból (Mayer – Török – Szekszárdi, 2015), azaz hogy a szülőkkel való kapcsolattartás területén is van még fejleszteni való. A szakmaközi együttműködésről viszonylag konszenzusos válaszadás érkezett, bár ezzel ellentmondásos módon arra a kérdése érkezett válaszok, hogy elérhetőek-e a szükséges információk már nagyobb szórás mutatkozik. A kutatás arra nem térti ki, hogy megkérdezett pedagógusok honnét szerzik adott esetben az integrációhoz kapcsolható gyógypedagógiai ismereteket, ha nem továbbképzésekről és formális kereteken belülről. A szakemberekkel majd a teljes vizsgált minta együtt tudna működni, de ennek ellenére a kitöltők egy nagyobb hányada szerint mégsem elérhetők sem a szakemberek, sem a szakismeretek.

14. ábra
A szakmai kompetencia dimenziója

A 2006-ban alkalmazott kérdőívben szereplő kérdések ebben a dimenzióban egy kérdéssel kerültek kiegészítésre jelen kutatás során, mely az integráció sikerességének és a pedagógus kompetenciájának összefüggéseire kérdez rá. (17. ábra) A válaszok átlagai itt is magasnak mondhatóak, bár látható, hogy a pedagógusok nagyobb része olyan választ adott, mely arra enged következtetni, hogy az iskolájukban nincs meg az integrációhoz szükséges speciális feltétel. Ez a dimenzió elviekben a kompetenciák feltételezett meglétére kérdez rá, de olyan kérdéseket is tartalmaz, melyek az integráció hazai körülményeire is következtetni engednek. Magas pontszámot kapott ebben a dimenzióban az, hogy az osztálylétszám 20 fő alatt legyen.

A kutatási mintában szereplő iskolák átlagos osztálylétszámainak eloszlása alapján 10,45%-ban 15 fős létszám mellett, 10%-ban a 18 fős osztályokban folyik az oktatás. Tehát a minta alapján elmondható, hogy valamivel 20% felett van a 20 fő alatti osztályok száma. Ezek alapján a kutatott mintában az osztálylétszám nem kiemelkedően magas, mely nem jelenik meg a korábban említett válaszokban. Kapcsolódó adat, hogy a KSH 2013[42]-as elemzése alapján 2011-ben az osztálylétszámok 14 és 24 fő között alakultak átlagosan. Az azt mutatja, hogy a választott minta reprezentatív és utal arra, hogy az osztálylétszám jelentőségének kérdése további vizsgálatot igényel, ugyanis a pedagógusok a kérdőívek kitöltése alapján problémának tartották a magas osztálylétszámokat az SNI integráció során. Annak ellenére, hogy a kutatási eredmények nem támasztják feltétlenül alá, hogy kiemelkedően magas osztálylétszámokban folyna az oktatás. A legnagyobb szórás ezen a dimenzión belül ahhoz a válaszhoz kapcsolható, mely a pedagógusok saját felkészültségére kérdez rá, azaz, hogy rendelkezik-e a megfelelő mennyiségű kompetenciával az SNI tanórán belül történő integrációjához. A válaszokban nagyobb szórás mutatkozik meg abban, hogy az integráció mennyiben a pedagógus felelőssége, avagy mennyiben múlik a siker a tanár, tanító kompetenciáján.

15. ábra
Elfogadás és előítéletmentesség dimenziója

Az elfogadás és az előítélet mentesség dimenziójához kapcsoltan a későbbi elemzések során részletesen kifejtésre kerül, az hogy az elfogadás és a befogadás miként befolyásolja kedvezően az iskola teljesítményt (Dyson – Farrel – Polat – Hutcheson – Gallannaugh, 2004; Czeglédi – Máth, 2013; Rapos – Gaskó – Kálmán – Mészáros, 2011). Ettől függetlenül úgy válaszoltak a mintában, hogy az SNI-s gyerekek lehetnek tehetségesek bizonyos területeken. (18. ábra) Ez ellentmond annak, hogy hátráltató tényezők, illetve rontják a teljesítményt. A másik ellentmondás az adott válaszokban, hogy kifejezetten teherként azonosítják az SNI integrációt a pedagógusok és ebben a válaszban nincs értékelhető szórás.

Külön táblázatban (19.) látható, hogy adott kitöltő vajon szívesen tanítana-e integráló osztályban vagy sem, illetve, hogy bármilyen sérüléssel rendelkező tanulót hajlandó lenne-e fogadni. A vizsgált pedagógusok csoportja kettéválasztható az alapján, hogy tanítanának-e szívesen sajátos nevelési igényű tanulókat, gyerekeket. Ezért külön táblázatba foglaltuk és külön is utalunk az ezzel kapcsolatos eredményeket.

16. ábra
Kérdőívet kitöltő pedagógusok válaszai aszerint, hogy mennyire szívesen tanítanának SNI tanulót az osztályukban

Az integráló, többségi pedagógus, gyógypedagógus, illetve nem integráló pedagógus mennyire fogadja el az adott fogyatékossággal bíró tanulót, már korábban kutatás tárgya volt (Fischer, 2009). Ahogy a korábbi, idézett vizsgálatok is, ez is azt igazolta, hogy az elfogadás még várat magára hazánkban. Az általunk alkalmazott kérdőívben feltett kérdésekre kapott válaszok alapján arra következtethetünk, hogy adott fogyatékosság típussal vagy SNI diagnózissal rendelkező gyermek befogadásával kapcsolatban a válaszok középértéke alacsonyabb, tehát ez a kérdés nem kapott kedvező válaszokat. Ez a 2009-es, idézett kutatási eredményekkel több ponton egyezik. Fischer Gabriella 2009-es kutatása ugyanis megmutatja, hogy adott típusú SNI elfogadása 2009-ben sem volt feltétlenül kedvező, ahogy a 2006-os kutatás alapján sem egyértelmű, hogy elfogadók lennének az SNI-vel kapcsolatban a pedagógusok. A jelen kutatásban szereplő pedagógusok majd fele nem tanítana szívesen integráló osztályban, nem fogadna szívesen SNI-s tanulót, tehernek érzi az integrációt és úgy gondolja, hogy az SNI-s tanulók hátráltatják a többieket, rontva azok teljesítményét – legalábbis a válaszaikból ez derül ki. Mindezt annak ellenére, hogy többségük integráló osztályban, iskolában tanít.

17. ábra
Szakmai megújulással kapcsolatos dimenzió

A szakmai megújulással kapcsolatos kérdéssorra adott válaszok a legkiegyensúlyozottabbak a szórás tekintetében. A gyógypedagógiai kompetenciák, differenciálás dimenziója nem szerepelt a korábbi, 2006-ban végzett kutatásban, de indokolt volt ezzel is bővíteni, hiszen kérdés, hogy a gyakorlatban, magát az integrációt effektíve is végző pedagógusok vajon milyen kompetenciákkal rendelkeznek.

18. ábra
Gyógypedagógiai kompetenciák, differenciálás dimenziója

A válaszok alapján (18. ábra) a megkérdezett pedagógusok nem küzdenek ismeret vagy kompetencia hiánnyal, de az adatok alapján ennek ellentmond, hogy a differenciált értékeléssel bár egyet értenek, mégis nagyobb hányaduknak problémát okoz a differenciálás, illetve a tantárgyi mentességeket csak kifogásnak tartják. Korábbi, SNI kompetenciával kapcsolatos képzések utóéletét vizsgáló kutatások szerint is csak a résztvevő pedagógusok 58%-a tartotta hasznosnak magát a képzést (Perlusz – Torda, 2010), mely bár más időszakban és más mintán végzett vizsgálat, de mégis illeszkedik jelen kutatás eredményeihez, megállapításaihoz.

19. ábra
A kérdéscsoportok dimenzióinak átlagai

A 19. ábra táblázatban összegezve láthatjuk az adott kérdéscsoportban adott válaszok átlagait és a szórásokat a 2015-2017 között végzett vizsgálatban.

A 20. ábrán a 2006-ban végzett vizsgálat eredményei és azok szórása látható, mely utalhat az integráció hazai helyzetére a kitöltő pedagógusok szemszögéből. A kérdések átlaga 2,12 és 4,67 között szóródik.

20. ábra
Horváthné Moldvay Ilona (2006): Attitűdvizsgálat pedagógusok körében az integrált nevelésről,
Iskolakultúra, 16. évf. 10. sz. / 2006, 81-98.

A legegységesebbek a szórás alapján abban a kérdésben voltak a kitöltők, hogy együtt tudnánk-e működni speciális szakemberekkel a tanulók sikeres helytállása érdekében. Korábban, a 2006-os vizsgálatban a legalacsonyabb szórás 0,84-es értékkel ahhoz kapcsolódott, hogy az SNI tanulók is lehetnek igen tehetségesek. Jelen vizsgálatban az SNI-s gyerekek tehetségességéről szóló kérdésre adott válaszok szórása csak kis mértékben nőtt, de ezt okozhatja az eltérő minta is.

Arra a kérdésre, hogy „A lassabban haladó sajátos nevelési igényű tanulók hátráltathatják a többieket”, illetve arra, hogy a „sajátos nevelési igényű gyermek jó hatással van a közösség alakulására és akár a teljesítményére” szórásértékek 5,3, illetve 6,2. Ez azt mutathatja, hogy a képességek alapján történő szegregáció megalapozottságát a kitöltő pedagógusok egyik fele még mindig érvényesnek látja. Mindez érvényes az SNI-s tanulók vélt teljesítmény csökkentő hatásával kapcsolatos kérdésekre adott válaszokat is.

A valamennyi kutatási adat részletes tárgyalása nélkül elmondható, hogy a sajátos nevelési igénnyel kapcsolatos pedagógus attitűd Baranya megyében a két szélsőség felé mozdult. A 201 pedagógus megkérdezésével végzett felmérés egyik eredménye tehát, hogy a gyógypedagógiai kompetencia vélhetően eszközt adhat a pedagógus kezébe az integrációhoz. Azok a pedagógusok tehát, akik rendelkeznek valamilyen mértékű „gyógypedagógiai” előképzettséggel, befogadóbbak. Viszont az elutasító, de gyógypedagógiai képzettséggel rendelkező pedagógusok mintája arra is figyelmeztet, hogy csak megtervezett és minőségbiztosított folyamatokon keresztül érdemes bármiféle gyógypedagógiai tartalom beemelése a képzésekbe. A kutatás a fogalmi bázis felállítása során kifejezetten neveléstudományi perspektívából kezelte a fogalmakat ugyanis az SNI integráció hatékonyságának ilyen aspektusú elemzése hazai mintán még nem történt meg.

Az attitűd pszichológiai fogalmának pedagógiai, neveléstudományi értelmezése ennek ellenére is sikeresnek mondható egy munkadefiníció megalkotásán keresztül, mely jelen kutatás keretein belül érvényesnek tekinthető. Az inklúzió alapfogalmát tekintve szintén sikerült a kutatás során alkalmazni.

A sajátos nevelési igény fogalmának meghatározása már komolyabb akadályokba ütközött, ugyanis a jogi, költségvetési, diagnosztikus, szaktudományos kategóriák nem estek egybe. Ez nehezítette a minta vizsgálata során kapott eredmények értelmezését is, mely nehézségeket az eredmények közlésénél leírtunk. Illetve kiegészítő vizsgálatok is elvégzésre kerültek a korábbiakban részletezett eredmények és módszerek mellett, hogy az a torzítás minimalizálható legyen. Ennek ellenére a kapott eredmények felvetik annak lehetőségét, hogy a vizsgált minta közel sem olyan egységes, mint azt a hazai diagnosztikai rendszer feltételezné. Az alacsony intellektusú kiegyenlített profillal (WISC-IV altesztjeiben alacsony szórás mellett teljesítő) és az alacsony intellektusú, de szórt profilú gyerekek, valamint az átlagos és magas intellektusú kiegyenlített és szórt profilú tanulók egyszerűen nem helyezhetők egy csoportba és ennek mérhető eredményei látszanak. A vizsgált minta felében az SNI-s, tanulási zavarral küzdő gyermekek intellektusa legalább 20%-kal alacsonyabb, mint a normál eloszlás indokolná, és a pedagógiai teszteken a tanulók 55% ért el gyengébb eredményt, mint azt a profiljuk valószínűsíthette volna. Felmerül annak a lehetősége, hogy a kutatás során ez a két minta ugyanaz, azaz az alacsonyabb intellektusú tanulási zavaros tanulók integrációja kudarcos leginkább mérhető mértékben. Mindezt bizonyítja a rész-kutatási eredmény, mely szerint az alacsonyabb intellektus magasabb intézményváltoztatással jár. Továbbá az intézményváltoztatás ideje is sajátos mintákat mutat, azaz a többlet források igénylése után mérhető mértékben megválnak az alacsonyabb intellektusú tanulási zavarral küzdő tanulóktól azok az iskolák, melyek megtehetik ezt. Ilyen adatok mellett nehezen értelmezhető a hazai rendszerben az inklúzió, legjobb esetben is csak SNI integrációról beszélhetünk.

Ezt támasztja alá, hogy a vizsgált mintában a különböző intellektusú tanulók eloszlása ennek ellenére sem különbözött az intézmények között, de a teljesítményük igen, mely pont arra utal, hogy inklúzióról nem is beszélhetünk. Ráadásul nem volt felfedhető olyan sajátos minta a vizsgált intézmények között, amely alapján kijelenthető lett volna, hogy egyik vagy másik iskolában releváns mértékben hatékonyabb lenne az SNI integráció. Ennek oka, hogy nem sikerült még mindig általánosan intézményi szintre emelni az SNI-s gyerekek befogadását és továbbra is csak egy-egy pedagógusra vonatkoztathatóan működik jó gyakorlat, bár a megfigyelt órák során nagy módszertani különbségek nem írhatók le. A többlet felkészülési idő és a segédeszközök használata mellett nem általánosan elterjedt az egyénre szabott kompetencia fejlesztés. Több esetben előfordult, hogy a szaktanár nem is tudta, hogy melyik gyerek SNI-s az adott osztályban, a szakértői vélemények elemzése és az óratervbe emelése pedig alacsony hatékonyság mellett történt.

Sem a módszertani váltás, sem a diagnosztikus nézet cseréje nem történt meg az adatok alapján megnyugtató mértékben és az inkluzivitás még várat magára. A törvény továbbra is diagnózisként és idegrendszeri eltérésként tekint a tanulási zavarokra, így nehezen várható el a pedagógusoktól a konceptuális váltás. Továbbtanulás során sok esetben kizáró ok a jelentkezésénél még ép intellektussal is az SNI státusz. Ez szintén nem az elfogadásra bizonyíték. A korábban bemutatott statisztikai adatok pedig bizonyítják, hogy az SNI-s diákok leszakadnak a hazai köznevelésben.

A hazai diagnosztikus rendszer a szülőt és a gyermeket távolságtartóan kezeli a diagnózis alkotás folyamata során, azaz a vizsgált gyermek véleményének kezelésére még protokoll sincs. Ezt a szülő kompetencia körébe rendeli látens módon a rendszer és említés szintjén sem jelenik meg az érintett gyermek véleménye vagy megkérdezése a tanulási zavarral kapcsolatban a folyamat során. A szülő írásos formában és interjú során mondhatja el a véleményét, mely azonban az SNI státusz elfogadására vagy elutasítására korlátozódik a folyamat végén. Az elmondottak lényegében arra korlátozódnak, hogy végül elfogadja-e vagy sem az SNI státuszt és hogy megismeri annak következményeit és a kedvezmények körét. A vizsgálati kérelem során az érintett pedagógusokkal csak írásban, formanyomtatványokon keresztül van mód kommunikálni, írásos véleményükön túl más mód nincs a vizsgálatba történő bevonásukra, meghallgatásukra. A nyomon követés pedig minden esetben felülvizsgálatokon történik, sok esetben valamelyik szakértői bizottságban. Kétségtelen, hogy ez a leghatékonyabb megoldás az idő felhasználásának szempontjából, de a vizsgált minta rétegzettségéből fakadó diagnosztikus bizonytalanságok és a túl tág törvényi kategóriák nem szavatolják a hatékony rendszert, melyet a nem megfelelő kategóriákra tervezett és amúgy is merev rendszerben megállapított fejlesztési óraszámok tovább rontanak.

____________________

[36] OKTATÁSI HIVATAL (2013): Feladat ellátási, intézményhálózat-működtetési és működtetési és működtetési és köznevelés-fejlesztési terv - Baranya megye 2013-2018., OH, Budapest
[37] 2016. évi XC költségvetési törvény i VII melléklet 5. d. pontja, 2011. évi CXC. törvény - a nemzeti köznevelésről 47. § (1) és (8) bekezdés. URL: https://bit.ly/31OdYPC
[38] Király Zoltán (2005): Statisztika II. jegyzet. URL: https://bit.ly/3GjTyNs
[39] Fidy Judit – Makara Gábor (2005): Biostatisztika, InforMed 2002 Kft.
[40] Az alkalmazott SPSS 23 szoftver a Wilcoxon-féle statisztikát veszi alapul, így a két rangszámösszeg közül a kisebbet tekinti érvényesnek, ezért az U értéket az első csoportra számítják ki, és ha ez nagyobb, mint n1n2/2, akkor U’= n1n2-U értéket írják ki.
[41] Kettesével jelöli a válaszokat a szoftver, tehát 6-os a legfelső érték, amit sehol sem ért el a minta, hiszen a pedagógusok 5 fokú skálát kaptak. Emiatt van, hogy mindenhol 5 a csúcsérték.
[42] KSH (2013): Óvodától a munkahelyig. URL: https://bit.ly/3qcT3yS

Ambrus Attila József (szerk): Vida Gergő: Róluk, de nélkülük : Kategóriák fogságában : A tanulási zavarral küzdő gyermekek kategorizálásának diagnosztikus nehézségei. Soproni Egyetem, Benedek Elek Pedagógiai Kar, Sopron, 2022
A szerkesztés lezárása és a kötetben előforduló webes hivatkozások legutolsó ellenőrzési időpontja: 2022. január 31.
CC BY-NC-ND 4.0, Nevezd meg! – Ne add el! – Ne változtasd!