Az iskolafenntartók és az iskolai eredményesség különbségeinek vizsgálata egyre népszerűbb kutatási téma. Európában a szektorközi összehasonlításnak nagy lendületet adott az első PISA-kutatás, amely 2000-ben kimutatta a különböző szektorok közötti különbségeket. Ez aztán számos vitát indított el, több kutatás vizsgálta, hogy mi is az oka a különbségeknek. Az egyik legelterjedtebb nézet szerint az egyházi iskolák diákjai azért teljesítenek jobban, mert már eleve válogatott közegből kerülnek ki. Magasabb státusú diákok járnak az egyházi isko-lákba, és ennélfogva jobb iskolai eredményeket is produkálnak (Füller 2010; Weiß & Preuschoff 2004; 2006; Weiß 2011; 2012).
A tanulmányban vizsgáltuk, hogy valóban szegregálnak-e az egyházi iskolák, illetve hogy a PHÉ mely szektorban magasabb középfokon. Tanulmányunkban a 2015-ös OKM-adatok elemzésével vizsgáljuk ezeket a kérdéseket. Az Országos kompetenciamérés eredményei azon-ban lehetővé teszik, hogy a különböző fenntartók eredményeit összehasonlítsuk, és hogy az egyes diákok fejlődését is nyomon kövessük. Egyfelől vizsgáljuk az iskolák társadalmi és eredményes-ségi homogenitását (RHO), valamint az iskolák társadalmi hátterük alapján elvárt teljesít-ményüktől való eltérésüket és a hozzáadott értéket.
Eredményeink azt mutatják, hogy egyfelől társadalmilag homogénebbek az egyházi iskolák, viszont a szektoron belül az eredmények jobban szóródnak iskolák között, tehát az iskolavá-lasztás jelentősége kisebb. Megállapítottuk, hogy az egyházi szektor eredményei főként az ala-csonyabb státusú diákokkal végzett munkában eredményes a vizsgált mutatók tekintetében, a magas státusú diákokkal végzett munkában több esetben negatív az iskolák hozzáadott értéke.
Kulcsfogalmak: egyházi iskola, eredményesség, Országos kompetenciamérés
Bevezető
Az iskolafenntartók és az iskolai eredményesség különbségeinek vizsgálata egy-re népszerűbb kutatási téma. Az Egyesült Államokban, ahol nagy hagyománya van az iskolai eredményességkutatásoknak, már a hatvanas években felfedezték, hogy az egyházi szektor iskolái eredményesebbek, mint a nem egyházi szektoré (Coleman 1981). Európában a szektorközi összehasonlításnak nagy lendületet adott az első PISA-kutatás, amely 2000-ben kimutatta a különböző szektorok közötti különbsé-geket (Dronkers & Róbert 2000; Dronkers & Avram 2009; 2015; Standfest, Köller
& Schneepflung 2005; Bacskai 2009; Pusztai & Bacskai 2015). Ez aztán számos vitát indított el, több kutatás vizsgálta, hogy mi is az oka a különbségeknek. Bár a legtöbb országban igazoltak a szektorközi eltérések, vannak olyan országok, pl. Spanyolország,
DUP
ress sza
bad
on l
etölthető
ahol a PISA-adatok éppen azt mutatják, hogy miközben első ránézésre a magánisko-lák jobbak, azonos feltételek mellett az állami iskomagánisko-lák hatékonyabbak (Mancebón &
Muñiz 2008; Mancebón 2012). A fenntartói eredményesség körüli viták sokszor nem mentesek az ideológiai felhangoktól és az adatokkal alá nem támasztott véleményektől sem. Az egyik legelterjedtebb nézet szerint az egyházi iskolák diákjai azért teljesítenek jobban, mert már eleve válogatott közegből kerülnek ki. Magasabb státusú diákok járnak az egyházi iskolákba, és ennélfogva jobb iskolai eredményeket is produkálnak (Füller 2010; Weiß & Preuschoff 2004; 2006; Weiß 2011; 2012). Más kutatók, első-sorban Dronkers és szerzőtársai, akik igyekeznek a diákok társadalmi hátterét adat-szinten is nyomon követni, azt gondolják, hogy a nem állami szektor eredményességi előnye akkor is érvényesül, ha azonos hátterű diákok esetében vizsgálják azt, és a siker hátterét a szektor jellemzőiből fakadó különbségekben találják meg, elsősorban az is-kolai klíma egyes tényezőiben (Dronkers & Róbert 2000; Corten & Dronkers 2006).
Tudjuk ugyanakkor, hogy a PISA eredményességi mutatóival számoló kutatások nem tudják pontosan beazonosítani a fenntartót, csak a PISA (és egyébként az OECD által általában használt) fenntartói szektortipológiát ismerik (állami, állam által támo-gatott magán, független magán1), kivéve, ha saját adatokat is gyűjtöttek mellé, mint Claudia Standfest 2000-ben (Standfest, Köller & Schneepflung 2005). Ezért ezek az adatelemzések alkalmasak arra, hogy trendeket megmutassanak és orientáljanak, de véleményünk szerint pontos válaszokat nem tudnak adni.
Ebben a tanulmányban a szakirodalom által felvetett problémákat szeretnénk kör-bejárni és megvizsgálni a magyarországi középiskolák Országos kompetenciamérés eredményeinek tükrében.
Léteznek-e tényleges szektorközi különbségek?
A nemzetközi kutatások döntő többsége megerősíti, hogy van különbség a külön-böző fenntartók iskolái között. Ennek okát több kutató az iskolai klímában keresi.
Kérdés, hogy melyek az iskolai klíma legfontosabb jellemzői, amelyek a különbséget indukálják? Ha megvizsgáljuk a fogalmakat, amelyeket a kutatók használnak, akkor azt találjuk, hogy a legtöbbször az egyes iskolák közösségét és interperszonális viszo-nyait értik a klíma fogalma alatt. Egy iskola társadalmának jellemzésére többféle mu-tató szolgálhat, ám egyik fontos összetevője a tanárok vallásossága, illetve értékrendje.
A személyes kapcsolat és a közösség felértékelése fakadhat kézenfekvő módon ma-gából a vallásból, amelynek központi vonása, hogy leginkább közösségben megélhető, ugyanakkor arra is látunk példát, hogy a nem vallásos magánszektorban is felértékelő-dik az iskolaközösség kovácsolására való törekvés (Sikkink 2012). Ennek oka az lehet, hogy a kisebb iskolafenntartók általában valamilyen jól körülhatárolható célrendszer köré építenek, amely automatikusan erősíti a közösséget (Pusztai 2004; 2009),
ugyan-1 Public, government dependent private, independent private.
DUP
ress sza
bad
on l
etölthető
akkor más kutatások az egyházi magán- és a nem egyházi magánszektor között nem találtak sok hasonlóságot (Dronkers & Róbert 2000; Corten & Dronkers 2006).
Persze nagy kérdés, hogy mit tekintünk eredményességnek. A teljesítménymérő teszteken elért pontszámok az iskolai eredményesség egyik dimenzióját adják csak.
Ezen túlmenően az egyházi iskolák több esetben mást tartanak eredményességnek (Morvai & Sebestyén 2014). Ezt igazolják azok a kutatások, melyek szerint a teszt-pontszámokban nincsen eltérés az eredmények között, ugyanakkor pl. a továbbtanu-lási arányszámokban van (Altonji et al. 2005), ill. hogy az egyházi iskolás tizenévesek veszélykerülő magatartása (alkohol- és drogfogyasztás stb.) eredményesebb (Figlio &
Ludwig 2012; Pusztai 2004).
A hazai adatok is azt erősítik meg, hogy számos téren eredményesebbnek tűnnek az egyházi iskolákban tanulók. Mind Neuwirth (2004), mind Pusztai (2004), mind Imre (2005) úgy találta, hogy a továbbtanulás esetében, a nyelvvizsgaszámokban eredmé-nyesebbek az egyházi iskolák. Mindezek a különbségek még akkor is fennállnak, ha figyelembe vesszük, hogy az egyházi iskolaátvételeknek ebben a korábbi korszakában még erőteljesen a gimnáziumi profil dominált az egyházi középiskolák esetében. A mi kutatásaink is azt mutatták, hogy van különbség az egyházi és nem egyházi iskolák között a PISA olvasás-szövegértési teszten elért eredmények tekintetében, ugyanak-kor, ha figyelembe vesszük az iskolatípust, ez a különbség már nem marad szignifikáns (Bacskai 2009). Neuwirth kutatásai nem keresik a választ a miértekre, Imre, bár nem mondja ki, sejteti, hogy az egyházi iskolákban magasabb az extrakurrikuláris órák szá-ma, mind a tanulmányi, mind a művészeti tehetségfejlesztő profilokban. Saját kutatá-saink a PISA-háttérkérdőívek adatainak elemzése után azt mutatják, hogy az egyházi iskolákban a kulturális légkör felerősíti az olvasás szeretetét és fontosságát (Bacskai 2012), és ezért eredményesebbek a PISA olvasás-szövegértési tesztjén az egyházi is-kolás tanulók.
Felmerül a kérdés, hogy azokban az országokban, ahol vannak szektorközi különb-ségek, vajon lehetséges-e, hogy ennek a szelekció az oka. Ha ez így van, ebből két do-log következhet. Egyfelől az, hogy a szelekciós mechanizmusukkal az egyházi iskolák tovább erősítik a társadalmi szegregációt, másrészt az, hogy pusztán eredményességi alapon nincs szükség a nem állami szektor fenntartására, hiszen az semmivel sem jobb, mint az állami. Hogyan képzeljük el az iskolák közötti szelekciót? Az egyházi iskolák szelekciós mechanizmusát általában úgy írják le, mint a jobb hátterű és a jobb képes-ségű diákok kiválogatását, melynek köszönhetően egy homogén diákkompozíció jön létre az iskolában, és ennek tulajdonítják a jó eredményeket (Weiß & Preuschoff 2004;
2006; Weiß 2011; 2012). Kétségtelen, hogy ha szabad iskolaválasztásról beszélünk, akkor, még ha nem is jobb szociokulturális háttérből jönnek a gyerekek, a szülők hatá-rozottabb céllal választják az iskolát (Pusztai 2004), bár ez a cél lehet vegyes, mégis egy tudatosabb szülői csoportot feltételez. Ugyanakkor előfordul más körülmények között is, hogy az egyházi iskola homogén családi hátterű diákokat vonz, főként akkor, hogy ha társadalmilag is homogén szegregátumszerű régiókba viszi el az iskoláit az egyház, legyen ez Kelet-Magyarország vagy angliai depresszív iparvárosok munkásnegyedei
DUP
ress sza
bad
on l
etölthető
(Inántsy-Pap 2016; Grace 2002). A szelekciótól függetlenül a kutatások azt mutatják, hogy a többszektorú oktatási rendszer az iskolák közötti versenyhez vezet, amely miatt javul az oktatás egészének minősége (Pusztai 2009).
A kutatásról
Az elemzésekhez az Országos kompetenciamérés 2015. évi 10.-es és 2013. évi 8.-os adatait használtuk. Az Országos kompetenciamérés (a továbbiakban: OKM) teljes körű országos méréssorozat, amely 6., 8. és 10. évfolyamon tanuló diákok olvasás-szövegértési és matematikai kompetenciáit méri. 2008 óta a mérés évfolyamfüggetlen skálát használ, ez azt jelenti, hogy a diákok teljesítményét ugyanazon a skálán becslik a Rasch-modellben. Az OKM ugyanis nem abszolút tesztpontszámokat mutat, hanem egy matematikai becslést, a tényleges papíralapú teszten elért pontszámok alapján.
Szintén 2008 óta minden diák egyedi azonosítót kap, amelynek segítségével követni lehet az egyéni fejlődést is, tehát vizsgálhatjuk, hogy pl. a 2013-ban 8. év végén megírt eredmények és a 2015-ben írt 10. osztályos eredményei között mekkora különbség van, tekintve, hogy nem évfolyamonként kalibrált, hanem ugyanazon a skálán mért teljesítményről van szó.2 Az OKM adatai közül felhasználtuk egyfelől a képességpon-tokat, másfelől az Oktatási Hivatal által számolt családiháttér-indexet (CSH-index), amely a diákok családi hátterét mutatja meg az országos regresszió alapján szignifi-káns mutatókra támaszkodva, melyekhez adatokat a diákok által önkéntesen kitöltött háttérkérdőívekre adott válaszok felhasználásával számoltak. Az OKM adatbázisából saját változókat is számoltunk, ezek képzési módjára az adott alfejezetben térünk ki.
A vizsgálatban külön vizsgáltuk a különböző iskolafenntartó típusokat. Az OKM összesen 18 fenntartót különböztet meg a 2015-ös adatbázisban. Fontos megjegyezni, hogy a legtöbb fenntartónak csak nagyon kevés, esetenként kevesebb mint 10 iskolája volt, pl. kft.-k, rt.-k, egyesületek. Ebben a tanulmányban a terjedelmi korlátok miatt és az egyszerűség kedvéért csupán a két legnagyobb fenntartó adatait vetjük össze, vagyis az „állami intézményfenntartó központi hivatal” (az adatbázisban 1021 iskolával) és az „egyházi jogi személy” fenntartói néven szereplő 299 intézményben tanuló diákok eredményeivel számolunk. A kutatás során három hipotézist vizsgáltunk. Az első hi-potézisként azt feltételezzük, hogy az iskolafenntartói szektorok között van eredmé-nyességbeli különbség várhatóan az egyházi szektor előnyére. A második hipotézisünk az, hogy az egyházi intézményekbe a jobb szocioökonómiai státusból származó diákok nyernek felvételt. A harmadik hipotézisünkben pedig feltételezzük, hogy az egyházi iskolák előnye abban az esetben is megmarad, ha azonos hátterű diákokkal dolgoznak.
2 A skála átalakításáról ld. bővebben: http://www.oktatas.hu/pub_bin/dload/kozoktatas/meresek/
orszmer2010/valt_orszmer_skala_110228.pdf (2016. június 4.).
DUP
ress sza
bad
on l
etölthető
A kutatás eredményei
A kutatás során vizsgáltuk a szakirodalomban tárgyalt eredményeket. Az említett két fenntartói szektor eredményeit emeltük ki, de nyilvánvalóvá vált, hogy nem lehet a teljes középfokú oktatást egyben kezelni, hiszen a különböző iskolatípusok más-más háttérből származó gyerekekkel, módszerekkel és hatékonysággal dolgoznak. Ezért az elemzés során az adatok bemutatása esetében a legmagasabb presztízsű nyolcosztályos szerkezetváltó gimnáziumok, az átlagosnak számító négyosztályos gimnáziumok és a legalacsonyabb presztízsű szakiskolák eredményeit prezentáljuk (tehát a köztes hat-osztályos és szakközépiskolák eredményeit most nem emeljük ki).
Van-e eredménykülönbség az egyes iskolafenntartói szektorok között?
Ha a 10. osztályos abszolút eredményeket nézzük, akkor azt látjuk, hogy az egyházi szektorban valóban magasabbak a pontértékek. Míg az állami szektorban a szöveg-értés fenntartói átlaga országosan 1579, addig az egyházi szektorban 1625, ugyan-ez a matematika esetében 1619 és 1650 képességpont. Ezek alapján úgy tűnik, hogy az egyházi iskolások jobban teljesítenek az OKM-méréseken. Ugyanakkor óvatosan kell kezelnünk ezeket az adatokat, ha tudjuk, hogy az intézménytípusok esetében az egyházi iskolák hagyományosan a magasabb presztízsű képzésekben vannak jelen a középiskolai oktatásban. Míg az állami intézményeknek 4%-a nyolcosztályos, 7%-a hatosztályos, 27%-a négyosztályos intézmény, addig az egyházi fenntartású telephe-lyek esetében ez az arány rendre 11%, 13% és 40% a fenntartott intézményeken belül.
Az alacsonyabb presztízsű képzések esetében ennek megfelelően szintén eltérés van:
a szakközépiskolák és szakiskolák aránya 37% és 25% az állami és alacsonyabb, 23%
és 14% az egyházi iskolák között. Megjegyezzük, hogy az egyházak nagyobb arányban működtetnek diákotthonos intézményeket, s a kollégista diákokat befogadó intézmé-nyek alapvetően más pedagógiai profillal rendelkeznek azonos iskolatípus esetén is.
Ennek figyelembevételével szükséges megvizsgálni az egyes intézménytípusok között mutatkozó különbséget, melyet az első táblázat mutat. A táblázatban látszik, hogy pl.
a matematika-pontszám esetében nem annyira egyértelmű a korábban regisztrált ten-dencia,3 mint az országos átlagnál. A kiemelt három iskolatípusban a nyolc- és a négy-osztályos gimnáziumok esetében is alacsonyabbak az egyházi átlagok, míg a szakiskolák esetében magasabbak. Nem lényegtelen azonban, hogy milyen diákokkal érik el ezeket az eredményeket az iskolák. Az alábbi alfejezetekben ezt a kérdést vizsgáljuk meg.
Eltérő-e a diákok társadalmi státusa az intézményfenntartók között?
Az intézménytípusok fenntartónkénti megoszlásából már látható, hogy a fenntar-tói átlagot tekintve az egyházi iskolákban tanuló diákok családi háttere előnyösebb, mint a központi iskolafenntartó által fenntartott iskolákban. Így is van, míg az állami
3 A matematikaeredményeket Garami 2013 nyomán emeljük ki, a két eredményességi mutató közül.
DUP
ress sza
bad
on l
etölthető
iskolákban 10. osztályban 0,0 a CSH-index értéke, az egyházi iskolákban 0,2.4 Az 1. táblázatban azonban láthatjuk, hogy az iskolatípusonkénti bontásban már nem eny-nyire világos a helyzet, mert az egyházi fenntartású nyolcosztályos intézményekben és a szakiskolákban alacsonyabb státusú diákok tanulnak, mint az állami iskolákban.
Ehhez kapcsolódóan szükséges megvizsgálni az iskolák elvárt értéktől való eltérését, illetve az iskola hozzáadott értékét. Egyrészt az iskolák esetében megvizsgáltuk, hogy az országos regresszió alapján a CSH-index által jósolt eredmény mennyiben tér el a tényleges teljesítménytől, tehát a regresszió hibáját (reziduális) tekintettük az elvárt értéktől való eltérésnek. Számoltunk továbbá egyszerű hozzáadott értéket a diákok nyolcadikos (2013-as) eredményei és (a 2015-ös) tizedikes eredményeinek különb-ségéből, amit aztán iskolánként agregáltunk, hozzáadottérték-mutatót képezve belőle oly módon, hogy ezt összevetettük az országos hozzáadottérték-átlagával (Nahalka 2016 nyomán). Mivel az OKM-mérések május végén vannak, ezért az átlagtól való eltérés egyértelműen tulajdonítható az új (vagy szerkezetváltó nyolcosztályos isko-lák esetében természetesen a jelenlegi) iskola hatásának. Itt meg kell jegyezzük, hogy mindkét számítási mód esetében jelentős adatvesztéssel kell számolnunk! A CSH-indexet csak azokban az intézményekben számolták az Oktatási Hivatal munkatársai, ahol a diákok legalább kétharmada választ adott (és számolnunk kell azzal, hogy a válaszhiányok aránya az alacsonyabb kompozíciójú iskolákban magasabb), valamint az adatok kivonásánál is jelentős, hiszen elvesznek azoknak a diákoknak az adatai, akik egyik vagy másik mérésnél nem voltak jelen. Ennek ellenére iskolai átlagot tudtunk számolni.
Bár a számok és a számítási mód eltérő, az eredmények lényegileg egybevágnak egymással. Azt látjuk, hogy az egyházi szektor az iskolák hozzáadott érték tekinteté-ben és az elvárt értéktől való eltérés tekintetétekinteté-ben is kevésbé eredményes a magasabb presztízsű iskolatípusokban. Ugyanakkor a felekezeti szakiskolákban az alacsonyabb presztízsű diákokkal sokkal jobb eredményeket érnek el. Az elvárt értéktől való eltérés kifejezettebb a szakiskolák esetében az egyházi intézmények javára. Miközben a két évfolyam közötti előrelépés átlagos mértéke országosan 16,42 pont, a szakiskolákban általánosan sokat romlik a diákok matematikai kompetenciája. Az állami szakisko-lákban a visszaesés mértéke erőteljesebb, vagyis az egyházi intézmények tudnak kicsit faragni a hátrányból.
4 Az index 0 közepű, 1 szórású normális eloszlású mutató.
DUP
ress sza
bad
on l
etölthető
1. táblázat. A két legnagyobb fenntartó eredményei az OKM 2015-ös adatai alapján 8 évfolyamos
gimnázium5 4 évfolyamos
gimnázium Szakiskola Klik Egyházi Klik Egyházi Klik Egyházi
Matematika 10. évfolyam 1841 1791 1719 1693 1435 1437
CSH-index 10. évfolyam 0,81 0,76 0,32 0,36 –0,79 0,91
Reziduális (matematika) 10. évfolyam 40,4 –1,22 15 –15,3 –35,67 10,29 Hozzáadott érték a 8. és a 10. évfolyam
különbsége alapján 32,97 30,95 11,16 16,93 17,73 –14,14
Mennyire homogének az egyházi iskolák?
A fent bemutatott jelenség magyarázata kereshető az egyházi intézmények kom-pozíciójában. Ebben az alfejezetben azt vizsgáljuk, hogy mennyire homogén diák-összetételűek az egyes fenntartókhoz tartozó intézmények. Ahhoz, hogy ezt eldönthes-sük, képeztünk egy homogenitásindexet a családi háttér és a matematika-pontszámok alapján. Az index az iskolák közötti és az iskolán belüli szórás arányszámából számolt egyfajta homogenitásmutató (RHO)6 (OECD 2009), amely azt mutatja, hogy a diá-kok családi háttere vagy eredményei közötti szórásért mekkora mértékben felelős az iskolák közötti szórás. Amennyiben az iskolán belül kisebb a szórása a diákok csa-ládi hátterének, mint az iskolák között, ez azt mutatja, hogy az iskolák társadalmi-lag homogének. A PISA-vizsgálatok alapján ez hazánkban az egyik legmagasabb az OECD-országok között, amit részben a társadalmi összetétel jelentős területi kü-lönbségeivel magyarázunk. Ugyanezt a mutatót vizsgálhatjuk az eredmények között is. A hagyományos inerpretáció az, hogy ha a diákok eredményei nagyon homogének iskolán belül, az problémát jelent, hiszen ez egyfajta „tanulmányi szegregációt”7 jelent, vagyis az iskolaválasztásnak nagy jelentősége van az eredmények tekintetében, hiszen az iskolarendszer homogenizálja a teljesítményt. Ugyanakkor ez lehet pozitív folyamat is, hiszen ez jelentheti azt is, hogy az iskola egy szintre hozza a különböző képességű tanulókat, akiknek az eredményei között aztán kisebb lesz a szórás.
Az első ábrán a homogenitásindexeket láthatjuk.8 Itt tájékoztatásul, de nem neve-sítve megmutatjuk a többi fenntartó átlagait is. Az x tengelyen a családi háttér homo-genitását látjuk, minél magasabb, annál homogénebbek a családi háttér szempontjából a fenntartóhoz tartozó iskolák. Az y tengelyen az eredmények szórásából számolt mu-tató látszik. Láthatjuk, hogy a családi hátteret illetően az egyházi iskolák homogé-
5 Ebben az esetben a diák a két mérést ugyanabban az intézményben írta, tehát a saját iskolájának a hatását láthatjuk!
6 Az iskolán belüli szórást elosztjuk az iskolán belüli szórás és az iskolák közötti szórás különbsé-gével.
7 Academical segregation.
8 Súlyozott adatbázist használtunk.
DUP
ress sza
bad
on l
etölthető
nebbek, ugyanakkor a matematikaeredmények jobban szóródnak az iskolák között, tehát szektoron belül kiegyenlítettebb az oktatás minősége (legalábbis amennyit ebből az OKM-pontszám megmutat). Ez az előző bekezdésben leírtaknak megfelelően két dolgot jelenthet. Egyfelől azt, hogy az iskolákba felvett diákok képességei eltérőek, eltérőbbek, mint az állami szektorban (ez a hagyományos OECD által preferált in-terpretációja az RHO-nak). Másfelől jelentheti azt is, hogy az egyházi iskolákban nem tudják olyan mértékben kiegyenlíteni az eredményeket, mint az egyházi szektorban.
1. ábra. A homogenitásmutató (RHO-) értékek fenntartónként a 10. osztályban Az adatok forrása OKM 2015.
Összefoglalás
Ebben a tanulmányban arra tettünk kísérletet, hogy néhány, az egyházi és állami oktatással kapcsolatos szakirodalmi állítást ellenőrizzünk hazai adatokon az OKM 2015-ös adatbázisa segítségével. Vizsgálódásunk terepét a középfokú oktatás
Ebben a tanulmányban arra tettünk kísérletet, hogy néhány, az egyházi és állami oktatással kapcsolatos szakirodalmi állítást ellenőrizzünk hazai adatokon az OKM 2015-ös adatbázisa segítségével. Vizsgálódásunk terepét a középfokú oktatás