The inclusion of girls in Chilean mathematics classrooms: gender bias in teacher-student interaction networks (La inclusión de las niñas en las aulas de matemáticas chilenas: sesgo de género en las redes de interacciones profesor-estudiante)

ABSTRACT

The gender gap in mathematics outcomes, where women are most affected, is well documented internationally and is particularly high in Chilean secondary education. This study explores the educational inclusion of girls in mathematics classrooms. The coding of videos from 79 school lessons, involving 2,295 students, allowed us to compare how and how much teachers interact with male and female students, analyse the moderating effect of academic achievement in these interactions and explore the differences among classrooms with regard to the inclusion of girls. Teacher-student interaction networks were represented via sociograms and modelled with multilevel Poisson regression. We found that girls interact less frequently with their mathematics teachers in interactions of diverse content, and this is the case in interactions initiated by the teacher as well as those initiated by the student. Academic achievement moderates these differences only in pedagogical interactions initiated by students. There is also significant variation in the inclusion of girls among classrooms, which is not consistently explained by the gender of the teacher or the gender composition of the class.

RESUMEN

La brecha de género en resultados en matemáticas, en detrimento de las mujeres, se encuentra bien documentada internacionalmente y es particularmente alta en educación secundaria en Chile. Este estudio investiga la inclusión educacional de las niñas en las aulas de matemáticas. La codificación de videos de 79 aulas, con 2,295 estudiantes, permitió comparar cómo y cuánto interactúan los docentes con las y los estudiantes, analizar el efecto moderador del logro académico en estas interacciones y explorar las diferencias entre aulas respecto a la inclusión de las niñas. Las redes de interacciones profesor-estudiante se representaron mediante sociogramas y modelaron con regresiones de Poisson multinivel. Se encontró que las niñas interactúan menos frecuentemente con su profesor de matemáticas en interacciones de diverso contenido, y tanto en interacciones iniciadas por el docente como por el/la estudiante. El logro académico modera estas diferencias solo en las interacciones pedagógicas iniciadas por estudiantes. Además, existe variación significativa en la inclusión de niñas entre aulas que no se explica consistentemente por el género del docente ni por la composición de género del curso.

KEYWORDS:

• inclusion
• gender
• teacher-student interactions
• classroom observation
• Chile

PALABRAS CLAVE:

• inclusión
• género
• interacciones profesor-estudiante
• observación de aula
• Chile

Acknowledgements / Agradecimientos

This study was funded by the Chilean National Research and Development Agency [ANID Projects PIA CIE160007 and FONDECYT INICIACIÓN 11190591]. Support from ANID/PIA/Basal Funds for Centers of Excellence FB0003 is gratefully acknowledged. / Este estudio fue financiado por la Agencia Nacional de Investigación y Desarrollo de Chile [Proyectos ANID PIA CIE160007 y FONDECYT INICIACIÓN 11190591]. Se agradece el apoyo otorgado por el Proyecto Basal FB0003 del Programa de Investigación Asociativa de la Agencia Nacional de Investigación y Desarrollo de Chile (ANID).

Disclosure statement / Conflicto de intereses

No potential conflict of interest was reported by the authors. / Los autores no han referido ningún potencial conflicto de interés en relación con este artículo.

Notes

1. The authors consider that the linguistic distinction of gender is important; however, to facilitate the reading of the article, hereinafter this will be omitted. The expressions ‘the teacher’, ‘the student’ and their respective plurals will be used to refer to females and males. Any distinctions will be made when necessary.

2. Defined as the warmth and open communication between the teacher and the child, and the feeling of well-being of the child when approaching the teacher.

3. Understood as the child’s resistance to the teacher and the lack of a dyadic relationship between the two.

4.. As is clear from the description of the sample, 12 teachers were recorded more than once, with different courses and within the same school. These classes were coded in order to explore the intra-teaching stability of the effect of the gender variable. For this purpose, the residuals corresponding to the random coefficient in Model 2 were used, which represents the differential effect of the student’s gender across classrooms. Given that the residual sample is not balanced (seven teachers were observed twice, one teacher three times, three teachers four times and one teacher five times), it was decided to calculate the intra-class correlation based on a random intercept model of two levels (34 residuals nested in 12 teachers). This was carried out for each of the four types of interactions analysed. As observed in Table A1, the correlations obtained between classes are of a considerable magnitude, varying between 0.08 and 0.31, which suggests a certain stability of gender bias, attributable to the teacher, in teacher-student interactions.

5. The classes thus correspond to seventh (n_classes = 37) and eighth (n_classes = 5) grades of primary education, and to the first (n_classes = 10), second (n_classes = 16) and third (n_classes = 11) grade of secondary education.

6. For example, Bassi et al. (2016) study only low-performing schools and fourth-grade primary classrooms, while Espinoza and Taut (2016) analyse only public schools in the Metropolitan Region and seventh-grade classrooms in primary schools.

7. It is important to note that the spatial disposition of the students in the classrooms studied was mostly traditional (i.e., desks in rows with students facing the board and the teacher).

8. Interactions directed at, or coming from, the entire classroom or groups of more than four students were not considered in this analysis, given that in these cases each student involved cannot be individualized.

9. The decision was made to model and present only these two types of interactions as they are the ones that have been most treated in the literature, presented higher average frequencies and good levels of reliability between coders, and due to publication length constraints.

10. Including a random intercept and using the Sandwich estimator for standard errors can, at least to some degree, address the common problem of overdispersion in count data, and is the strategy recommended by Rabe-Hesketh and Skrondal (2008).

11. Sociograms are located in decreasing order according to an indicator of inclusion of girls that, according to that proposed by Jones and Dindia (2004), was calculated as the proportion of interactions involving girls divided by the proportion of girls in the classroom.

1. Los autores consideran importante la distinción lingüística de género; sin embargo, para facilitar la lectura del artículo, en adelante esta será omitida. Se utilizarán las expresiones ‘el profesor’, ‘el docente’, ‘el estudiante’, ‘el alumno’ y sus respectivos plurales para hacer referencia a mujeres y hombres. Se hará la distinción cuando sea necesario.

2. Definida como la calidez y la comunicación abierta entre el docente y el niño, y la comodidad del niño al acercarse al docente.

3. Entendido como resistencia del niño hacia el docente y la falta de relación diádica entre ambos.

4. Como se desprende de la descripción de la muestra, se grabó a 12 profesores más de una vez, con cursos diferentes, dentro de la misma escuela. Estas clases fueron codificadas con el fin de explorar la estabilidad intra-docente del efecto de la variable género. Para esto se utilizaron los residuos correspondientes al coeficiente aleatorio en el Modelo 2, que representa el efecto diferencial del género del estudiante entre aulas. Dado que la muestra de residuos no es balanceada (siete docentes fueron observados dos veces, un docente tres veces, tres docentes cuatro veces y un docente cinco veces), se decidió calcular la correlación intra-clase en base a un modelo de intercepto aleatorio de dos niveles (34 residuos anidados en 12 docentes). Esto se llevó a cabo para cada uno de los cuatro tipos de interacciones analizados. Como se observa en la Tabla A1, las correlaciones entre clases obtenidas son de magnitud considerable, variando entre 0.08 y 0.31, lo que sugiere una cierta estabilidad del sesgo de género, atribuible al docente, en las interacciones profesor-estudiante.

5. Las aulas corresponden, así, a 7mo (n_aulas = 37) y 8vo (n_aulas = 5) grado de primaria, y a 1er (n_aulas = 10), 2do (n_aulas = 16) y 3er (n_aulas = 11) grado de secundaria.

6. Por ejemplo, Bassi et al. (2016) estudia solo escuelas de bajo desempeño y aulas de cuarto grado de primaria, mientras que Espinoza y Taut (2016) analizan solo establecimientos municipales de la Región Metropolitana y aulas de séptimo año de primaria.

7. Es importante señalar que la disposición espacial de los estudiantes en las aulas estudiadas era en su mayoría de tipo tradicional (es, decir pupitres en hileras con estudiantes mirando de frente al pizarrón y al docente).

8. Las interacciones dirigidas a, o provenientes de, todo el curso o a grupos de más de cuatro estudiantes no fueron consideradas en este análisis, ya que en estos casos no se individualizó a cada estudiante involucrado.

9. Se decidió modelar y presentar solo estos dos tipos de interacciones debido a que son los más tratados en la literatura, presentaron mayores frecuencias promedio y buenos niveles de confiabilidad entre codificadores, y debido a restricciones de espacio.

10. La inclusión de un intercepto aleatorio y el uso de un estimador Sándwich para los errores estándar puede, al menos hasta cierto punto, abordar el problema común de la sobredispersión en los datos de conteo, y es la estrategia recomendada por Rabe-Hesketh y Skrondal (2008).

11. Los sociogramas se encuentran ubicados en orden decreciente según un indicador de inclusión de mujeres que, de acuerdo a lo propuesto por Jones y Dindia (2004), fue calculado como la proporción de interacciones que involucran a niñas dividida por la proporción de niñas en el aula.