sňatky mezi lety 1988 až 2000 a zjistili jsme, že v průběhu devadesátých
let dvacátého století relativní míra vzdělanostní homogamie
ve všech čtyřech zemích roste (v České republice a v Polsku
se jedná o mírný nárůst, v Maďarsku a na Slovensku se jedná
o růst strmější), přičemž podoba tohoto růstu není lineární, ale
v každé zkoumané zemi kvadratická. Připustíme-li, že relativní
vzdělanostní homogamie indikuje uzavřenost a otevřenost vzdělanostních
struktur, musíme konstatovat, že přechod od socialismu
ke kapitalismu je v těchto zemích doprovázen změnami v povaze
vzdělanostních nerovností, které se ve vnímání a následném
sňatkovém chování lidí zvětšují.
Srovnání těchto nálezů s předchozími nálezy týkajícími se
vývoje relativní sociální mobility v ruské a německé společnosti
staví do popředí dvě otázky. Jednak: Dochází v postsocialistických
zemích z hlediska vývoje nerovností ke konvergentnímu
nebo divergentnímu vývoji? A pokud můžeme hovořit o konvergentním
vývoji, jak nálezy naznačují, jaké faktory podmiňují
tento vývoj? Co tedy ovlivňuje růst třídních nerovností během
sociální, politické, kulturní a ekonomické transformace od socialismu
ke kapitalismu v jednotlivých zemích bývalého socialistického
bloku? Na tyto otázky čtvrtá generace sociálně stratifikačního
výzkumu zatím neodpověděla.
homogamie tedy nevypovídá pouze o párování mezi dvojicemi, které je
charakteristické pro jednotlivé společnosti, ale indikuje rovněž velikost otevřenosti
jednotlivých třídních struktur. Například vysoká vzdělanostní homogamie
indikuje velké vzdálenosti mezi jednotlivými vzdélanostními stupni
ve vnímání lidí, která se pak promítá do jejich sňatkového chování. Hovoříme-li
naopak o nízké vzdělanostní homogamii, hovoříme o tom, že vzdálenosti
mezi vzdélanostními stupni jsou ve vnímání lidí nízké, lidé je pak
snadno překonávají a uzavírají vzdělanostně heterogamní sňatky.
136
6.kapitola
MĚŘENÍ SOCIÁLNÍ MOBILITY
v méi\-m owx.*«i**i *»*~—j j j
stavitelé prvního přístupu pracují s agregovanými daty v mobilitních
tabulkách, představitelé druhého přístupu pracují s individuálními
daty, které analyzují pomocí pokročilých regresních
metod. První způsob používala první generace, rozpracovala jej
třetí generace a využívá jej také čtvrtá generace sociálně mobilitních
badatelů (Ganzeboom, Treiman, Ultee 1991; Treiman,
Ganzeboom 2000). Druhý způsob je svázán s druhou generací
a v kombinaci s prvním způsobem jej používají rovněž někteří
představitelé čtvrté generace sociálně mobilitních výzkumníků
(Treiman, Ganzeboom 2000).
Oba metodologické postupy a s nimi spojené statistické aparáty
jdou ruku v ruce s odlišným analytickým přístupem k sociální
stratifikaci. Konstrukce mobilitních tabulek předpokládá
existenci sociálních tříd a třídních nerovností, regresní metody
jsou založené na konceptech sociální status a vertikální nerovnost.
Zastánci práce s mobilitními tabulkami jsou přesvědčeni
o tom, že lidé z hlediska zdrojů, jež mají k dispozici, a omezení,
jimž musejí čelit, sdílejí podobné životní šance. Patří tedy do stejné
sociální třídy - do totožné (do jisté míry) sociálně uzavřené
entity. Reprezentanti sofistikovaných regresních modelů se domnívají,
že lidé jsou odměňováni podle toho, jaký dílem přispívají
k chodu společnosti. Velikost příjmu, zaměstnanecká prestiž
a stupeň vzdělání dohromady určují jejich postavení v hierarchii
zaměstnaneckých statusů (zaměstnání tedy pojímají jako stupně
na vertikální škále). Zastánci prvního přístupu pomocí mobilitních
tabulek indikují míru omezení sociální mobility z jedné třídy
do jiné, představitelé druhého přístupu ukazují, co podmiňuje
dosahování zaměstnaneckého statusu ve společnosti. Zatímco
tedy první přístup je zaměřen na analýzu velikosti sociálních
137
teV
bariér mezi sociálními třídami, ve druhém přístupu jde o to zmapovat
faktory podmiňující zaměstnanecký status.1
Tato kapitola představuje první a druhý přístup z hlediska
jejich metodologicko-statistických aspektů. Zabývá se analýzou
mobilitních tabulek v první generaci sociálně stratifikačního výzkumu,
mapuje základní východiska regresního přístupu k dosahování
zaměstnaneckého statusu ve druhé generaci a ukazuje,
proč sociálně stratifikační badatelé třetí generace se znovu k mobilitním
tabulkám vracejí a jaký metodologicko-statistický aparát
dnes pro jejich analýzu používají. /
6.1 Mobilitnítabulky jako nástroj analýzy
mobilitních dat
Analytickým nástrojem, který používala první generace sociálně
stratifikačních badatelů pro identifikaci mobilitních procesů, byly
mobilitní (kontingenční) tabulky. Jedná se o elementární vyjádření
sociální mobility. V případě intergenerační třídní mobility
je mobilitní tabulka kombinací třídního postavení otce (případně
rodičů), obvykle v řádcích tabulky, a třídního postavení syna
(případně dětí), obvykle ve sloupcích tabulky. V případě intragenerační
(kariérní) třídní mobility je mobilitní tabulka kombinací
třídní příslušnosti jednoho a toho samého člověka, řádky
a sloupce tabulky se ovšem od sebe liší časovými okamžiky,
v nichž byla třídní příslušnost zjišťována.
Tabulka 6.1 zachycuje intergenerační třídní mobilitu z otce na
syna v první polovině sedmdesátých let dvacátého století ve Spojených
státech amerických, Velké Británii a Japonsku.2
Čísla na
diagonále ukazují absolutní počet mezigeneračně imobilních je-
1
První přístup bývá také někdy nazýván jako evropský přístup k sociální
stratifikaci, druhý přístup jako americký přístup k sociální stratifikaci. Pro
první přístup je klíčový koncept životních šancí, pro druhý koncept společenského
úspěchu.
2
Data za USA pocházejí z šetření Occupational Changes in a Gencration
(OCG II) realizovaného v roce 1973, data za Velkou Británii pocházejí
z šetření Oxford Sociál Mobility Survey uskutečněného v roce 1972 a data za
Japonsko pocházejí z šetření Sociál Stratification and Mobility (SSM) realizovaného
v roce 1975. Vzorek ve všech třech zemích tvořili muži ve věkovém
rozmezí 20 až 64 let. Data z americké a britské společnosti analyzovali
1 Tabulka 6.1. Intergenerační sociální mobilita z otce na syna
ve Spojených státech amerických, Velké Británii a Japonsku
(absolutní čísla).
syn
Otec
USA
Vyšší nemanuálové
Nižší nemanuálové
Vyšší manuálové
Nižšímanuálové
Zemědělci
Celkem
Velká Británie
Vyššínemanuálové
Nižší nemanuálové
Vyšší manuálové
Nižšímanuálové
Zemědělci
Celkem
1 Japonsko
Vyšší nemanuálové
Nižší nemanuálově
Vyšší manuálové
Nižší manuálové
Zemědělci
t
Celkem
VN
1275
1055
1043
1159
666
5198
474
300
438
601
76
1889
127
86
43
35
109
400
NN
364 ,
597 . ,
587
791
496
2835
129
218
254
388
56
1045
101
207
73
51
206
638
VM
274
394
1045
1323
1031
4067
87 •'•
171
669 '
932
125
1984
24
64
122
62
184
456
NM
272
443
951
2046
1632
5344
124
220
703
1789
295
3131
30
61
60
66 "
253
470
Z
17
31
47
52
646
793
:
" 11
8
16
: 37
191
263
12
13
13
11
325
374
Celkem
2202
2520
3673
5371
4471
18237
825
917
2080
3747
743
8312
294
431
311
225
1077
2338
dinců (reprodukce třídní struktury), čísla nad diagonálou a pod
diagonálou ukazují absolutní počet mobilních jedinců, přičemž
čísla nad diagonálou vyjadřují sestupnou mezigenerační mobilitu
(třídní postavení syna je nižší než třídní postavení otce)
a čísla pod diagonálou ukazují vzestupnou mezigenerační mobilitu
(třídní postavení syna je vyšší než třídní postavení otce).
Čím vzdálenější je pole v tabulce od diagonály ve směru vyššího
Kerckohoff, Campbell, Winfield-Laired (1985) a data z japonské společnosti
analyzoval Grusky (1983). Analýzu všech tří zemí dohromady s aspirací odpovědět
na otázku po uzavřenosti a otevřenosti národních třídních struktur
představili až výzkumníci třetí generace mobilitních badatelů: Yamaguchi
(1987) a o několik let později Xie (1992).
138 139
nebo nižšího třídního postavení otce nebo syna, tím je také větší
vzestupná nebo sestupná mobílitní vzdálenost.
Na základě prostého součtu celkových relativních četností
(tabulka 6.2) v diagonálních polích tabulek, v polích nad diagonálami
a pod nimi, můžeme srovnat podíl mezigeneračně imobilních,
sestupně a vzestupně mobilních a sestupně a vzestupně
mobilních o určitou vzdálenost. Zatímco v USA prošlo třídní
reprodukcí 30,7 % jedinců, ve Velké Británii to bylo 40,2 % a v Japonsku
36,2%. Třídně mobilních naopak v USA bylo 69,3%,
v Británii 59,8 % a v Japonsku 63,8 %. Z těchto podílů připadlo
v USA 15,7% na sestupnou třídní mobilitu a 53,6% na vzestupnou
třídní mobilitu, v Británii 18,1 % na sestupnou třídní mobiTabulka
6.2. Intergenerační sociální mobilita z otce na syna
ve Spojených státech amerických, Velké Británii a Japonsku ;
(procenta)
Otec
USA
Vyšší nemanuálové
Nižšínemanuálové
Vyšší manuálové
Nižšímanuálové
Zemědělci
Celkem
Velká Británie
Vyšší nemanuálové
Nižšínemanuálové
Vyšší manuálové
Nižší manuálové
Zemědělci
Celkem
Japonsko
Vyšší nemanuálové
Nižšínemanuálové
Vyšší manuálové
Nižší manuálové
Zemědělci
Celkem
Syn
VN
7,0
5,8
5,7
6,4
3,7
28,6
5,7
3,6
5,3
7,2
0,9
22,7
5,4
3,7
1,8
1,5
4,7
17,1
NN
2,0
:
3,3
, 3,2
4,3
2,7
15,5
1,5
2,6
3,1
4,7
0,7
12,6
4,3
8,9
3,1
2,2
8,8
27,3
VM
1,5
2,2
5,7
7,2
5,6
22,2
1,1
2,1
8,1
11,2
1,5
24
1,0
2,7
5,2
2,6
7,9
19,5
NM
1,5
2,4
5,2
11,2
9,0
29,3
1,5
2,6
8,5
21,5
3,5
37,6
1,3
2,6
2,6
2,8
10,8
20,1
Z
0,1
0,2
0,3
0,3
3,5
4,4
0,1
0,1
0,2
0,4
2,3
3,1
0,5
0,6
0,6
0,5
13,9
16,0
Celkem
12,1
13,9
20,1
29,4
24,5
100,0
9,9
11,0
25,2
45,0
8,9
f
100,0
12,5
18,5
13,3 ••"
9,6
46,1 "
100,0
litu a 41,7% na vzestupnou třídní mobilitu a v Japonsku 16,7%
na sestupnou třídní mobilitu a 47,1% na vzestupnou třídní
mobilitu (tabulka 6.3). Jak u vzestupné, tak u sestupné mobility
je u každé země nejrozšířenější mobilita na krátkou vzdálenost
(o l stupeň) a se vzrůstající vzdáleností podíl mobilních jedinců
klesá. Všechna tato procentuální vyjádření naznačují, že v sedmdesátých
letech dvacátého století byla nejpropustnější třídní struktura
v USA, a to především směrem do vyšších třídních pozic.
Naopak největší podíl lidí, kteří prošli reprodukcí třídního postavení
a sestupnou třídní mobilitou, byl ve Velké Británii.
V případě, že spočítáme řádkové relativní četnosti pro jednotlivé
země (podíl absolutních četností v polích tabulky a jejich
součtu v řádcích), dostaneme odtokovou mobilitu (outflow mobility).
Tato mobilita vyjadřuje mezigenerační vliv třídního původu
a ukazuje, jaký podíl potomků „odtekl" z třídy, do níž se narodili.
Jedná se o odpověd na otázku - kam? Do jakých tříd synové v mezigeneračním
přechodu odcházejí? Jak se rozdělila skupina synů,
jejichž otcové měli určité třídní postavení? Jaký je podíl potomků,
které každá sociální třída „dodává" do jednotlivých tříd?
Když spočítáme sloupcové relativní četnosti v tabulkách (podíl
absolutních četností v polích tabulky a jejich součtu ve sloupcích),
Tabulka 6.3. Intergenerační sociální mobilita (vzestupná
a sestupná) a reprodukce ve Spojených státech amerických,
Velké Británii a Japonsku (procenta)
Reprodukce
Mobilita
Vzestupná mobilita
o 1 stupeň (krátká vzdálenost)
o 2 stupně (střední vzdálenost)
o 3 stupně (delší vzdálenost)
o 4 stupně (dlouhá vzdálenost)
Sestupná mobilita
o 1 stupeň (krátká vzdálenost)
o 2 stupně (střední vzdálenost)
o 3 stupně (delší vzdálenost)
o 4 stupně (dlouhá vzdálenost)
USA
30,7
69,3
53,6
25,2
15,6
9,1
.. 3,7
15,7 :
.' 9,7
4,2
" 1.7
0,1
VB
40,2
59,8
41,7
21,4
11,5
7,9
0,9
18,1
12,5
3,9
1,6
0,1
Japonsko
36,2
63,8
47,1
20,2
11,9
10,3
4,7
í;
16,7
10,1
4,2
1,9
0,5
140 141
dostaneme přítokovou mobilitu (inflow mobility). Tato mobilita
ukazuje třídní původ synů, neboli vyjadřuje, jaký podíl potomků
z té které třídy „přitekl" do určité třídy. Jedná se o odpověď na
otázku - odkud? Z jakých tříd synové přicházejí? Jaké je složení
třídy podle třídního původu jejích příslušníků? Jaký je podíl
třídních představitelů, kteří jsou „odváděni" z jednotlivých tříd
jejich otců?
Tabulka 6.4 ukazuje výsledky odtokové mobility pro USA,
Velkou Británii a Japonsko. Ve všech třech zemích synové vyšších
nemanuálů v poměrně značné míře končí zase ve třídě vyšších nemanuálů,
menší část z nich ve třídě nižších nemanuálů, manuálů
a velmi málo z nich se stává zemědělci. Synové nižších nemanuálů
Tabulka 6.4. Odtoková intergenerační sociální mobilita
z otce na syna ve Spojených státech amerických, Velké Británii
a Japonsku
Otec
USA
Vyšši nemanuálové
Nižší nemanuálové
Vyšší manuálové
Nižší manuálové
Zemědělci
Celkem
Velká Británie
Vyšší nemanuálové
Nižší nemanuálové
Vyšši manuálové
Nižší manuálové
Zemědělci
Celkem
Japonsko
Vyšší nemanuálové
Nižší nemanuálové
Vyšši manuálové
Nižší manuálové
Zemědělci
Celkem
Syn
VN
57,9
41,9
28,4
21,6
14,9
28,5
57,5
32,7
21,1
16,0
10,2
22,7
43,2
20,0
13,8
15,5
10,1
:17,1
NN
16,5
23,7
16,0
.14,7
11,1
15,6
15,6
23,8
12,2
10,4
7,6
12,6
34,3
48,0
23,5
22,7
19,1
27,3
VM
12,4
15,6
28,4
24,6
23,1
22,3
10,6
18,6
32,1
24,9
16,8
23,9
8,2
14,9
39,2
27,6
17,1
19,5
NM
12,4
17,6
25,9
38,1
36,5
29,3
15,0
24,0
33,8
47,7
39,7
37,7
10,2
14,1
19,3
29,3
23,5
20,1
Z
0,8
1,2
1,3
1,0
14,4 '
4,3
1,3
0,9
0,8
1,0
25,7
3,1
4,1 '
3,0
4,2
4,9
30,2 ,
16
Celkem
100,0 ',
100,0
100,0
100,0
;
100,0
100,0
100,0
100,0
100,0
100,0
100,0
'' 100,0
100,0
100,0
100,0
100,0
100,0
100,0
142
jsou jak v USA, tak v Británii nejčastěji zastoupeni v třídě vyšších
nemanuálů (v USA to bylo 41,9 %, ve Velké Británii 32,7 %).3
Podobnou mobilitu vidíme v obou zemích u synů zemědělců.
Největší podíl z nich končí ve třídě nižších manuálů (v USA to
bylo 36,5 %, ve Velké Británii 39,7 %). Ani jeden z těchto trendů
není ovšem patrný pro japonskou společnost. Pro všechny třídy
zde platí, že synové končí nejčastěji ve třídě svého otce.
Tabulka 6.5 ukazuje výsledky přítokové mobility pro tytéž
země. Míra reprodukce je v tomto případě u všech tří zemí patrná
Tabulka 6.5. Přítoková intergenerační sociální mobilita
z otce na syna ve Spojených státech amerických, Velké Británii
a Japonsku
Syn
Otec ~
USA
Vyšší nemanuálové
Nižší nemanuálové
Vyšši manuálové
Nižší manuálové
Zemědělci
Celkem
Velká Británie
Vyšší nemanuálové
Nižší nemanuálové
Vyšší manuálové
Nižší manuálově
Zemědělci
Celtem
Japonsko
Vyšši nemanuálové
Nižši nemanuálové
Vyšší manuálové
Nižší manuálové
Zemědělci
Celkem
VN
24,5
20,3
20,1
22,3
12,8
100,0
25,1
15,9
23,2
31,8
4,0
100,0
31,8
21,5
10,8
8,8
27,3
100,0
NN
12,8
21,1
20,7
27,9
17,5
100,0
12,3
20,9
24,3
37,1
5,4
100,0
15,8
32,5
11,4
8,0
32,3
100,0
VM
6,7
9,7
25,7
32,5
25,4
100,0
4,4
8,6
33,7
47
6,3
100,0
5,3
14,0
26,8
13,6
40,4
100,0
NM
5,1
•'. 8,3
17,8
38,3
30,5
100,0
4,0
7,0.
22,5
57,1
9,4
100,0
6,4
13,0
12,8
14,0
53,8
100,0
Z
2,1
1
3,9
5,9
6,6
81,5
,100,0
4,2
3,0
6,1
14,1
72,6
100,0
3,2
3,5
'•: 3,5
2,9
86,9
100,0
Celkem
12,1
13,8
20,1
29,5
24,5
100,0
9,9
11,0
25,0
45,1
8,9
100,0
12,6
18,4
13,3
9,6
46,1
100,0
3
Tato procenta lze také interpretovat jako pravděpodobnost syna pocházejícího
z určité třídy dostat se do jiné třídy. V tomto případě by to znamenalo,
že u synů nižších nemanuálů je v USA pravděpodobnost dostat se do třídy
vyšších nemanuálů 0,42, v Británii je to 0,33.
143
především u zemědělců a nižších manuálů (např. synové, kteří
patří mezi zemědělce, měli v USA v 81,5% případů otce zase
zemědělce, ve Velké Británii to bylo v 72,6% případů a v Japonsku
v 86,9 % případů). Původ vyšších nemanuálů je ve všech zemích
poměrně rovnoměrně rozložen mezi všechny sociální třídy
(v Japonsku dokonce 27,3 % vyšších nemanuálů pochází z třídy
zemědělců). Podobné to je i v případě nižších nemanuálů.
Poměr mobilitních odtoků mezi dvěma variantami výchozí
pozice (třídní zařazení otce) nebo poměr mobilitních přítoků
mezi dvěma variantami konečné pozice (třídní zařazení syna)
indikuje index odlišnosti (index of dissimilarity). Vypočítá se jako
součet všech pozitivních rozdílů mezi dvěma procentuálními
distribucemi, dělený číslem 100." Kdyby rozdíly mezi těmito distribucemi
neexistovaly, byly by odtoky ze všech tříd otců nebo
přítoky do všech tříd synů stejně veliké. Index odlišnosti tedy
ukazuje, jak velký podíl případů z hlediska odtokové nebo přítokové
mobility přesahuje stav, kdy dva odtoky z třídy původu
nebo dva přítoky do konečné třídy jsou identické. Tabulka 6.6
ukazuje velikost indexu odlišnosti pro jednotlivé varianty tříd
otců a tříd synů ve Spojených státech amerických, Velké Británii
a Japonsku. Pro všechny tyto společnosti platí, že čím větší
vzdálenost mezi třídními pozicemi, tím je také vyšší hodnota
indexu odlišnosti, tedy vyšší podíl případů, které se z hlediska
mobilitních toků od sebe odlišují.
Jak odtoková, tak přítoková mobilita jsou dvě strany jedné
mince. Jedná se o dva rozdílné pohledy na jeden a ten samý jev.
Odtoková mobilita odkazuje k vzestupným nebo sestupným šancím
spojeným s třídním původem člověka. Indikuje sílu vztahu
mezi tím, kde člověk v třídní struktuře začne, a tím, kde v ní
Tabulka 6.6. Index odlišnosti mezi mobilitními odtoky
(pod diagonálou) a mobilitními přítoky (nad diagonálou)
ve Spojených státech amerických, Velké Británii a Japonsku
4
Například index odlišnosti mezi odtokovým podílem pro zemědělce
a nižší manuályv americké společnosti z tabulky 6.4vypočítámejako
[(21,6-141
9)+(14>
7-ll,l)+(24,6-23,l)+(38>
l-36,5)1/100,
což odpovídá kontrastní pozitivní diferenci (14,4-1)/100. Podobně spočítáme
index odlišnosti v tabulce 6.5 mezi přítokovým podílem například pro
nižší nemanuály a vyšší nemanuály
[(17,5- 12,8)+(27,9- 22,3)+(20,7- 20,1) + (21,1 -20,3)]/100,
čemuž zase odpovídákontrastní pozitivní diference (24,5-12,8)/100. Index
odlišnosti nabývá hodnot <0;1>. Čím vyšších hodnot dosahuje, tím je také
difference mezi zkoumanými distribucemi větší.
tec
USA
Vyšší nemanuálové
Nižší nemanuálové
Vyšší manuálové
Nižší manuálové
Zemědělci
Velká Británie
Vyšší nemanuálové
Nižšínemanuálové
Vyšší manuálové
Nižší manuálové
Zemědělci
Japonsko
Vyšší nemanuálové
Nižší nemanuálové
Vyšší manuálové
Nižší manuálové
Zemědělci
VN
-
0,16
0,30
0,38
0,48
-
0,25
0,40
0,47
0,55
-
0,23
0,40
0,39
0,48
NN
0,12
-
0,21
0,30
0,40
0,13
-
0,23
0,30
0,41
0,16
-
0,31
0,30
0,39
Syn
VM
0,28
0,18
-
0,12
0,24
0,21
0,20
:
0,14
0,31
0,34
0,29
-
0,12
0,30
NM
0,34
0,23
0,11
-
0,13
0,31
0,24
0,13
•:•.,
0,25
0,34
0,29
0,14
-
0,25
Z
0,69
0,64
0,56
0,51
-
0,69
0,67
0,63
0,63
-
0,60
0,55
0,47
0,33
skončí
(Breen, Rothman 1995). Čím silnější je tento vztah, tím
nižší jsou mobilitní šance člověka a tím explicitnější je jeho třídní
příslušnost. Přítoková mobilita odkazuje ke složení třídy, k její
homogenitě a heterogenitě. Ukazuje, jak je třída konzistentní
a soudržná vzhledem k třídnímu původu jejích příslušníků. Čím
větší je tato soudržnost, tím větší je sociální a kulturní semknutí
třídních příslušníků,tímjasnějšíjsou třídní kontury a tím silnější
je také identifikace člověka se svou třídní pozicí.
5
I když kombinace těchto typů mobilit ukazuje propustnost
jednotlivých sociálních tříd, jejich používání je problematické,
protože třídy nejsou obvykle stejně veliké. Například když při
5
Tato dvě vyjádření mobility nejsou stejná relativní čísla, protože jsou
počítána vždy ve vztahu k číslům v marginálních distribucích mobilitních
tabulek, které nejsou pro otce z syny totožné.
komparaci odtoků a přítoků u třídy, která je v populaci zastoupena
z 10%, s odtoky a přítoky u třídy, která je v populaci zastoupena
ze 30%, nenajdeme rozdíl, neznamená to, že tento rozdíl
neexistuje. Jelikož jedno a to samé číslo znamená pro obě třídy
něco jiného, rozdíl mezi těmito třídami existuje, nicméně procentuální
vyjádření odtokové a přítokové mobility jej neindikuje.6
6.2 Mobilitnítabulky a identifikace strukturní
a čisté mobility
Problémem až dosud prezentované analýzy mobilitních dat je
nezohlednění věku respondenta. Výzkumníci sice pracují s aktuální
třídní pozicí respondenta, určenou na základě jeho zaměstnání,
nicméně nerozlišují, zdali se jedná o pozici na začátku
pracovní kariéry, v jejím středu nebo na jejím vrcholu. Když
respondent pak uvádí pozici otce, obvykle jmenuje tu nejúspěšnější
nebo tu nejdéle zastávanou, která ovšem může být zcela
odlišná od jeho současné pozice, i když není vyloučeno, že jí rovněž
za několik let nedosáhne. Tento typ analýz zkrátka srovnává
nesrovnatelné, protože nebere zřetel na intragenerační (kariérní)
mobilitu respondenta. To konstatovali již autoři prvních mobilitních
studií v padesátých letech (srov. Rogoíf 1953; Glass 1954;
Carlsson 1958).
Glass (1954) navrhl tento problém řešit komparací otců a jejich
potomků, až dosáhnou určité věkové hranice (např. 50 let),
kdy je jejich pracovní kariéra již stabilizovaná natolik, že není
příliš pravděpodobná další intragenerační mobilita.7
Problémem
tohoto řešení je, že opomíjí z analýzy podstatnou část populace.
Lenski (1958) nebo Lipset a Bendix (1959) proto navrhli
jiné řešení, jež spočívá v kohortní komparaci třídních pozic. Re-
6
33 % odtokové mezigenerační mobility u sociální třídy, kterou reprezentuje
99 lidí, znamená, že skutečně třídně mobilních je 33 potomků; 33 % této
mobility u třídy, již reprezentuje 9 lidí, znamená, že třídní mobilitou prošli
ve skutečnosti pouze 3 potomci.
7
Tento závěr vychází ze zjištění, že k sociální mobilitě dochází nejčastěji
v první třetině ekonomické aktivity (mezi 20. až 35. rokem života) a s postupujícím
věkem její četnost velmi rychle klesá (více k tomu srov. Jaffe,
Carleton 1954).
spondentovo zaměstnání by mělo být srovnáváno s otcovým zaměstnáním,
které měl ve stejném věku, jež má respondent v době
šetření. Podle Yasudy (1964) není ani toto řešení nejvhodnější,
protože v něm není dostatečně oddělena intergenerační a intragenerační
mobilita. Nevíme, co je funkcí výhod daných otcovým
třídním postavením a co je důsledkem potomkovy vlastní
kariéry. Rogoff (1953) nebo Yasuda (1964) proto navrhují komparovat
první zaměstnání potomka s otcovým zaměstnání v téže
době. Oddělíme tak intergenerační mobilitu od intragenerační
mobility (především Yasuda se domnívá, že nástupem do prvního
zaměstnání se efekt rodinného původu vyčerpává a další
posuny v zaměstnanecké kariéře musíme již připsat na vrub
intragenerační mobilitě) a navíc tuto komparaci lze ve výběrových
šetřeních dělat pro jednotlivé kohorty, a tak analyzovat
vývoj intergenerační mobility v čase. Ani toto řešení se ovšem
nejeví jako nejvhodnější, protože vliv otcovy třídní pozice nemusí
končit nástupem syna do prvního zaměstnání, konstatuje Lenski
(1958). Intergenerační a intragenerační mobilita se mohou
vzájemně doplňovat a nemusí mezi nimi existovat tak radikální
předěl, jež předpokládá Yasuda (1964).
Než konečné řešení tohoto problému se pro další vývoj měření
sociální mobility ukázaly podstatnější okolnosti, které při
komparacích generací otců a synů vyvstávaly na povrch. Od
doby komparace třídních (zaměstnaneckých) pozic otců a synů
v mobilitních tabulkách bylo totiž jasné, že nelze mechanicky
srovnávat dvě generace bez ohledu na strukturu třídních (zaměstnaneckých)
pozic, která byla v generaci otců a která je v generaci
jejich potomků. Struktura třídních (zaměstnaneckých) pozic
se mění a s ní se mění i velikost třídní mobility.
Dále bylo zřejmé, že nelze mechanicky srovnávat dvě generace
otců a synů bez ohledu na mezigenerační rozdíl v nabídce
uvolněných zaměstnání (Lipset, Zetterberg 1966). Díky nižší porodnosti
ve vyšších sociálních třídách než v nižších třídách má
například každá další generace synů z nižších tříd k dispozici
větší počet neobsazených zaměstnaneckých míst a jejich mobilita
je pak oproti generaci otců nutně vyšší.
Na základě těchto úvah začala být celková intergenerační třídní
mobilita chápána jako výsledek třech příčin. Tou první jsou
změny ve složení sociálních tříd dané technologickým pokrokem
147
ve společnosti (některá pracovní místa zanikají, jiná se objevují).
Tou druhou jsou změny ve velikosti třídní populace (třídní diferenciace
v porodnosti, úmrtnosti, migraci do třídy a emigraci
ze třídy). A tou třetí je prostá cirkulace lidí mezi jednotlivými
třídami.
První dvě příčiny vedou ke strukturální (někdy také vynucené)
mobilitě, třetí příčina vede k čisté (někdy také výměnné) mobilitě
(Kahl 1953; Lipset, Zetterberg 1966). Strukturální mobilita nemá
nic do činění s nerovnostmi v příležitostech. Je důsledkem technologického
pokroku a demografických změn v jednotlivých třídách.
V případě rychlého technologického a ekonomického rozvoje
je její míra vysoká, mizejí pracovní místa rodičů a potomci
se nemají na jaká místa a do jakých tříd reprodukovat, přesto
ovšem nerovnosti v příležitostech pro tyto potomky mohou zůstávat
stejně vysoké, jako byly pro generaci jejich rodičů.8
Čistá
mobilita odkazuje k výměně, k mezitřídnímu pohybu lidí. Až
tato mobilita indikuje, jak třída původu poznamenává mobilitní
proces, jak zdroje, jež mají představitelé jednotlivých tříd
k dispozici, ovlivňují nerovnosti v mobilitních šancích potomků,
kteří v nich vyrostli.9
Ústředním problémem první generace sociálně mobilitních
badatelů se velmi záhy stalo odlišení těchto dvou typů mobilit
8
V této souvislosti Lipset a Zetterberg (1959,1966) jsou dokonce přesvědčeni,
že by bylo správnější hovořit o nerovnosti příležitostí než o sociální
mobilitě, protože naměřená absolutní sociální mobilita ještě nutně nemusí
odpovídat rovným příležitostem a zjištěná rovnost příležitostí nemusí být
vyjádřena celkovou absolutní sociální mobilitou. Například v populaci, kde
pracuje 90 % lidí v zemědělství, může existovat naprostá rovnost příležitostí,
a přesto zde většina dětí bude muset pracovat zase v zemědělství (naměřená
absolutní mobilita bude tudíž nízká). Když se naopak společnost ekonomicky
rychle rozvíjí a roste počet nemanuálních pracovních míst, musejí být
obsazovány potomky manuálně pracujících rodičů (ze skupiny potomků
nemanuálně pracujících rodičů již nemá tyto místa kdo obsazovat). V takové
společnosti pak naměříme vysokou sociální mobilitu, i když rovnost šancí
se nijak dramaticky nezvyšuje. Otázkou zůstává, jak a zdali vůbec změny
v zaměstnanecké struktuře ovlivňují její otevřenost a uzavřenost, tedy rovnost
a nerovnost šancí. Tato otázka nebyla dodnes spolehlivě zodpovězena.
9
Kahl (1953) tuto mobilitu nazývá individuální mobilitou, nicméně jak
ukazujeYasuda (1964) nebo Goldthorpe (2000b),tento termín není vhodný,
protože se jedná o nadindividuální, makrostrukturální koncept.
148
v celkové míře mobility. Jak moc je naměřená mobilita výsledkem
strukturní změny ve společnosti a jak moc je odrazem
rovnosti příležitostí? Nakolik se jednotlivé společnosti liší nerovnostmi
v životních šancích bez ohledu na jejich ekonomický
a technologický pokrok?
První řešení spočívalo v uchopení čisté mobility jako rezidua,
které dostaneme po odečtení strukturní mobility od celkové mobility.
Jelikož celková mobilita byla z mobilitních tabulek snadno
vypočitatelná, mělo se za to, že stačí určit velikost strukturní
mobility a dopočet do celkové mobility bude vyjadřovat velikost
čisté mobility. Kahl (1953) v analýze amerických dat z roku 1947
vyšel z předpokladu, že četnosti v marginálních polích mobilitní
tabulky pro syny reprezentují jejich zaměstnaneckou strukturu
v americké společnosti na konci čtyřicátých let a četnosti
v marginálních polích tabulky pro otce ukazují zaměstnaneckou
strukturu, která byla v americké společnosti na začátku dvacátých
let. Strukturní mobilitu pak identifikoval jako rozdíl mezi
strukturou třídního postavení otců a synů - jako rozdíl mezi
řádkovými a sloupcovými margináliemi v mobilitní tabulce.
Když se vrátíme k Tabulce 6.1, můžeme na základě tohoto řešení
konstatovat, že jak v USA, tak Velké Británii a Japonsku došlo
ke strukturní mobilitě mezi otci a syny u zemědělců (v USA
bylo v této třídě 4471 otců, jejich synů je zde bylo 793; ve Velké
Británii bylo v této třídě 743 otců, synů 263 a v Japonsku byla
tato mezigenerační změna z 1077 otců na 374 synů). Synové otců
zemědělců byli „donuceni" k mobilitě do vyšších tříd, protože
počet pozic ve třídě zemědělců byl v jejich generaci nižší než
u jejich otců.
Výpočet absolutního počtu strukturně mobilních jedinců je
triviální. Lze k němu dospět třemi způsoby: bud odečteme vždy
větší číslo v marginálním poli od menšího čísla v marginálním
poli pro jednu a tu samou třídu otců a synů, čísla pak sečteme
a součet vydělíme číslem 2, nebo odečteme čísla v marginálních
polích otců od čísel v marginálních polích synů, ale pouze v případě,
že čísla v marginálních polích otců jsou menší než čísla
v marginálních polích synů (v případě, že čísla jsou větší, odečítáme
syny od otců a dostaneme stejný výsledek), anebo vždy
menší číslo z marginálního pole otců a synů v jedné a té samé
třídě umístíme na diagonálu tabulky, tato čísla sečteme a jejich
149
součet odečteme od celkového počtu respondentů v tabulce.
10
Jakmile dostaneme absolutnípočetstrukturálně mobilních,vypočítáme
jejich podíl11
a rozdílem tohoto podílu a celkové mobility
dostaneme velikost čisté mobility pro jednotlivé země.
Pro USA, Velkou Británii a Japonsko velikost strukturní a čisté
mobility ukazuje Tabulka 6.7. Na základě těchto údajů bychom
měli poopravit naše předchozí tvrzení, že japonská společnost
je otevřenější než britská společnost, jež bylo podepřené údaji
o celkové mobilitě. Strukturní změna,jíž prošlo Japonsko, je větší
než strukturní změna ve Velké Británii a čistá mobilita je naopak
v Japonsku téměř o 12 % menší než ve Velké Británii. USA
zůstává i v tomto případě společností s nejotevřenější třídní
strukturou.
Tabulka 6.7. Intergenerační strukturní a čistá sociální mobilita
a reprodukce ve Spojených státech amerických, Velké Británii
a Japonsku (procenta)
USA VB Japonsko
Reprodukce 30,7 40,2 36,2
Mobilita
Strukturní mobilita
Čistá mobilita
69,3
20,3
49,0
59,8
14,3
45,5
63,8
30,1
33,7
Druhé řešení v odlišení strukturní a čisté mobility spočívalo
v identifikaci čisté mobility přímo z mobilitních tabulek. Jednalo
se o konstrukci více nebo méně složitých mobilitních indexů.
V prvních mobilitních výzkumech Rogoff (1953), Glass (1954)
a Carlsson (1958) nezávisle na sobě vyšli ze stejného předpokladu,
že velikost mobility a imobility v mobilitních tabulkách lze
určit na základě vzdálenosti mezi naměřenými četnostmi a oče-
10
Například pro USA v Tabulce 6.1 podle prvního způsobu výpočtu dostaneme
absolutní počet strukturně mobilních jako
[(5198-2202)+(2385-2520)+(4067-3673)+(5371-5344)+(4471-793)]/2=3705
podle druhého způsobu výpočtu jako
(5198-2202)+(2385-2520)+(4067-3673)=3705
a podle třetího způsobu výpočtu jako
18237-(2202+2520+3673+5344+793)=3705.
. »' Pro USA je tento podíl (3705/18237)100 =20,3%.
150
kávanými četnostmi, jež dostaneme za předpokladu statistické
nezávislosti neboli perfektní mobility.
12
I když každý z těchto
autorů mobilitní index nazval jinak (Rogoff hovoří o „poměru
distance sociální mobility", Glass používá termín „index asociace"
a Carlsson „koeficient associace" či „c"), způsob jeho výpočtu
byl stejný. Jednalo se o poměr naměřených a očekávaných četností,
které dostaneme za situace perfektní mobility.13
S kritikou
neadekvátnosti tohoto idexu pro určení čisté mobility v diskusi,
která proběhla na stránkách Population studies o metodologii práce
Glasse (1954) a jeho kolegů, přišel Billewicz (1955).14
Ukázal,
že index asociace může nabývat pro dvě diagonální tabulková
pole stejných hodnot, i když v jednom poli pozorujeme úplnou
reprodukci (všichni synové končí ve stejné třídě otců) a ve druhém
naopak velmi slabou reprodukci (asi pouze desetina synů
končí ve třídě jejich otců). Nebo naopak pro dvě diagonální tabulková
pole může nabývat rozdílných hodnot, i když je v nich
mezigenerační reprodukce z otce na syna téměř úplná (prakticky
všichni synové končí v třídě jejich otců). To je dáno tím, že tento
index není nezávislý na marginálních distribucích v mobilitních
tabulkách.
Na základě této kritiky vznikla celá řada dalších mobilitních
indexů a jejich následných korekcí (viz např. Durbin (1955); Tumin,
Feldman (1961); Yasuda (1964); Bertaux (1969); Pullum
12
Koncept statistické nezávislosti znamená, že data v mobilitních tabulkách
jsou rozložena zcela náhodně. Mezi sociální třídou otce a syna neexistuje
žádný vztah. Jedná se o situaci perfektní mobility, kdy pravděpodobnost
jakéhokoliv třídního postavení je pro všechny syny pocházející z různých
sociálních tříd otců stejná - třídní struktura je zcela otevřená.
13
Vzorec pro výpočet je (n..N)/(n.n), kde n..označuje frekvenci v i-tém
řádku a j-tém sloupci rnobilitní tabulky, N je celkový počet respondentů,
n. označuje celkový počet respondentů v j-tém řádku mobilitní tabulky
a n, označuje celkový počet respondentů v j-tém řádku mobilitní tabulky.
Tento index může nabývat hodnot <0;°°>, přičemž číslo l znamená statistickou
nezávislost neboli situaci perfektní mobility. Čím je číslo větší než l,
tím větší je nadreprezentace případů vzhledem ke statistické nezávislosti
a čím je číslo menší než l, tím je nadreprezentace vzhledem k statistické nezávislosti
menší. Blackburn a Prandy (1997) ukázali, že idea tohoto výpočtu
pochází z práce American Bussiness Leaders (Taussig, Joslyn 1932), nicméně
až do doby prvních mobilitních výzkumů nebyla zobecněna.14
Do diskuse vstoupili ještě Prais (1955) a Gábor (1955), odpovědna jejich
kritiku viz Scott (1955).
151
(1970); Tyree (1973) nebo Boudon (1973)).15
Žádný z nich se
ovšem neukázal jako adekvátní pro rozlišení čisté a strukturní
mobility. Jelikož velikost každého indexu podmiňovaly marginální
četnosti v mobilitních tabulkách, nebylo možné dostat stejné
výsledky pro dvě generace nebo dvě společnosti s rozdílnou
strukturou marginálií, a tedy přesvědčivě určit změnu v mobilitních
vzorcích bez ohledu na změny v třídních strukturách. ,'
6.3 Měření dosahování zaměstnaneckého statusu
V polovině šedesátých let Duncan (1964) ukázal, že intergenerační
změna pozorovaná v mobilitních tabulkách, která byla
počítána jako strukturní mobilita, nekoresponduje (a nikdy ani
nemůže korespondovat) s reálnou změnou v zaměstnanecké
struktuře. Když Kahl (1953) formuloval algoritmus pro určení
strukturní mobility v mobilitních tabulkách, vycházel z předpokladu,
že všichni synové již „nahradili" své otce, a proto prostým
rozdílem marginálních tabulkových distribucí lze určit velikost
strukturní intergenerační mobility. Problém je v tom, že zaměstnanecká
distribuce otců je zjišťována u synů, kteří jsou v době
sociologického šetření na trhu práce. Otcové, kteří neměli syna,
se do šetření nedostanou. Otcové, jež měli dva a více synů, jsou
naopak v šetření nadreprezentováni. Otcové synů, kteří opustili
trh práce v době, než šetření začalo, z výzkumu vypadávají.
A otcové, kteří jsou stále ještě na trhu práce, i když jsou již
zkoumáni jejich synové, reprezentují sice předchozí generaci,
nicméně svou intragenerační mobilitou poznamenávají zaměstnaneckou
strukturu v čase zkoumání. Když je potom výzkum
mobility reprezentativní, tak pouze na zaměstnaneckou strukturu
v době zkoumání. Tato reprezentativita ovšem není přenositelná
na předchozí generaci. Zaměstnaneckou strukturu otců
nelze specifikovat prostřednictvím zaměstnanecké struktury synů,
konstatuje Duncan (1964). V mobilitních tabulkách je tedy srovnávána
reálná zaměstnanecká struktura s hypotetickou zaměstnaneckou
strukturou a na základě tohoto srovnání se vyvozují
15
Diskusi o jednotlivých indexech a způsobech jejich výpočtu viz Bibby
(1975).
152
nejen závěry o velikosti strukturní, ale také o velikosti čisté intergenerační
mobility.
Duncan (1964) byl přesvědčen, že tyto problémy nelze vyřešit
ani rozšířením retrospektivního výzkumu, ani kohortním přístupem
k intergenerační mobilitě. Navrhuje proto novou konceptualizaci
sociální mobility a nový způsob analýzy mobilitních
dat, jež do historie stratifikačního výzkumu vešly pod názvem
teorie dosahování zaměstnaneckého statusu.16
Zaměstnanecká pozice
otce se v tomto pojetí nevztahuje ke generaci otců, ale je to
proměnná, která popisuje výchozí status syna. S ní je srovnávána
konečná zaměstnanecká pozice syna (nebo jeho pozice v době
zkoumání), což umožňuje zodpovědět otázky, jak a do jaké míry
výchozí sociální pozice determinuje dosažené zaměstnání ve společnosti.
Mobilitní tabulky bychom tedy podle Duncana měli chápat
jako uspořádání výchozích sociálních statusů podle dosažených
zaměstnání u těch kohort, které byly do výzkumu zahrnuty,
a závěry, k nimž na jejich základě dospějeme, interpretovat jako
intrakohortní změny, a nikoliv jako intergenerační mobilitu.
Takto konceptualizovaná sociální mobilita šla ruku v ruce nejen
s jejím novým analytickým uchopením, ale také s novou sadou
otázek, na které předchozí generace sociálně stratifikačních výzkumníků
se svým metodologickým aparátem jen obtížně a především
nepřesvědčivě odpovídala. Duncan se svými spolupracovníky
v polovině šedesátých let uvádí do sociologie pěšinkovou
analýzu (path analysis) (Duncan 1966a; Duncan 1966b), která
umožnila zkoumat vliv více faktorů na zaměstnaneckou pozici,
a tak zodpovědět otázky, co a jakým způsobem podmiňuje zaměstnání,
které člověk vykonává. V pěšinkové analýze výzkumník
modeluje efekty jednotlivých nezávisle proměnných na závisle
proměnnou, při kontrole vzájemných vztahů mezi nezávisle
proměnnými. Jedná se o způsob, jak zachytit přímé a nepřímé
vztahy mezi proměnnými a ukázat rozdíly v jejich síle. Například
když víme, že zaměstnání otce koreluje se zaměstnáním syna,
a ptáme-li se, jak je tento vztah zprostředkován vzděláním syna,
můžeme tuto otázku zodpovědět právě prostřednictvím pěšinkové
16
Tento návrh předznamenal nejen začátek konce metodologie první generace
sociálně stratifikačních výzkumníků, ale také uzavření této generace
jako celku (Ganzeboom, Treiman, Ultee 1991).
153
analýzy. Klasická výzkumná otázka v tomto případě zní: mají
synové otců prestižnější a ekonomicky výhodnější zaměstnání,
protože mají vyšší vzdělání, bez ohledu na zaměstnání jejich otce
(efekt otcova zaměstnání na zaměstnání syna při kontrole synova
vzdělání oslabuje na minimum), nebo synové otců v prestižním
afinančnědobře ohodnoceném zaměstnání získávají podobné zaměstnáníbezohledu
najejichvzdělání?Analýzaamerické společnosti
ukázala, že lidé s vyšším vzděláním vykonávají prestižnější
a finančně lépe ohodnocené zaměstnání než lidé s nižším vzděláním,
i když jejich otcové se typem svého zaměstnání neliší.17
Proměnné,jež vstupují do pěšinkové analýzy, musejí být měřitelné.
Toho lze dosáhnout třemi způsoby: budjsoujednotlivé proměnné
dichotomizovány (např. manuálové, nemanuálové), nebo
každou zaměstnaneckou kategorii specifikujeme jako zvláštní
„dummy" proměnnou, anebo vytvoříme škálu skórů či vah, která
charakterizuje jednotlivé zaměstnanecké posty, a splňuje tak požadavekjejichkardinalizace(Duncan,Hodge
1963;Duncan-Jones
1973). Blau a Duncan volí třetí způsob. Pro zaměstnanecké postavení
otce a syna konstruují na základě průměrů z příjmu a let
strávených ve škole socioekonomický index zaměstnání (SEI).
Pěšinková analýza se stává oporou Blauova a Duncanova (1967)
modelu dosahování zaměstnaneckého statusu. Na přelomu šedesátých
a sedmdesátých let začíná, dominovat zkoumání stratifikačního
procesu. Obrázek 6.1. ukazuje Blauův a Duncanův základní
model dosahování statusu v americké společnosti.18
Model
obsahuje dvě proměnné charakterizující sociální původ (otcovo
vzdělání a zaměstnání), dvě proměnné charakterizující synovu
startovací pozici na začátku jeho zaměstnanecké kariéry (jeho
vzdělání a jeho první zaměstnání) a proměnnou, jíž je synovo
zaměstnání v době sběru dat. Vzdělání otce a syna jsou zde ne
17
Podobně bychom se mohli ptát: vydělávají lidé s vyšším vzděláním více,
protože mají prestižnější a finančně lépe ohodnocené zaměstnání (efekt
vzdělání na příjem při kontrole zaměstnání oslabuje na minimum), nebo
vzdělanější lidé vydělávají více bez ohledu na prestiž a ekonomické ohodnocení
zaměstnání. Výzkum pro americkou společnost ukázal, že lidé s vyšším
vzděláním, kteří mají stejné zaměstnání, vydělávají více (Treiman 1970).
Efekt vzdělání na příjem při stejných zaměstnáních tedy neoslabuje.
18
Do dějin mobilitního výzkumu tento model vešel pod názvem „mobilitní
prasátko".
závisle proměnné, které ovlivňují další proměnné ve směru šipek
(čísla nad šipkami jsou pěšinkové koeficienty - path coefficients
-, jež ukazují efekt jednotlivých proměnných při kontrole
všech ostatních proměnných).19
Například vzdělání otce působí
pouze na vzdělání syna, nicméně zaměstnání otce působí jak na
vzdělání syna, tak na jeho první zaměstnání a jeho zaměstnání
v době realizace výzkumu. Nejsilněji podmiňuje první zaměstnání
syna jeho vzdělání (0,44). Jen o něco méně vzdělání syna
ovlivňuje jeho další zaměstnání (0,39). Na základě těchto údajů
Blau a Duncan uzavírají svou analýzu konstatováním, že vzdělání
je nejdůležitějším prediktorem zaměstnanecké pozice v americké
společnosti.20
Obrázek 6.1. Koeficienty pěšinkové analýzy v základním modelu
dosahování zaměstnaneckého statusu v americké společnosti
zaměstnáni
syna v roce 1982
^zaměstnání
otce .224 syna
Pramen: Blau, Duncan (1967: 170)
19
Pěšinkové koeficienty jsou (statisticky řečeno) plně standardizované
regresní koeficienty (ve vztahu každé nezávisle a závisle proměnné bereme
ohled na směrodatnou odchylku obou proměnných), které interpretujeme
následovně: vzroste-li nezávisle proměnná o standardní odchylku, můžeme
očekávat změnu u závisle proměnné o standardní odchylku regresního
koeficientu, který indikuje vztah mezi nezávisle a závisle proměnnou.
20
Na přelomu šedesátých a sedmdesátých let minulého století tento model
na československou společnost aplikoval Šafář (1971, 1972). Jeho analýza
155
Podle Treimana (1970) má pěšinková analýza oproti předchozí
analýze mobilitních tabulek v komparativním stratifikačním
výzkumu tři výhody. Jednak lze s její pomocí oddělit podstatné
kauzální vztahy od nepodstatných. To je velmi užitečné
při větším počtu proměnných, s nimiž do analýzy vstupujeme.
Jednak můžeme navrhnout stejné modely pro celou řadu společností
a parametry vztahů v těchto modelech mezi sebou
srovnávat. Tím odpovíme na otázku, které determinanty a jak
moc ovlivňují dosahování sociální pozice v konkrétních společnostech
oproti jiným společnostem. A v neposlední řadě lze
do pěšinkové analýzy vstupovat s daty z různých šetření, protože
pěšinkové koeficienty jsou odvozeny z korelací nultého řádu
(zero-order corelations) mezi proměnnými v modelu.21
To podstatně
zvyšuje možnosti práce s daty dostupnými pro sociálně
stratifikační výzkum v jednotlivých zemích.
Pěšinková analýza byla později rozpracována do metod strukturního
modelování (Jóreskog 1970; Duncan 1975; Bielby, Hauser
1977) a rozšiřuje se také do jiných oblastí sociálněvědního
výzkumu.22
Používání obou těchto technik je nicméně pevně
svázáno s druhou generací, i když částečně také přesáhlo do
třetí generace sociálně mobilitního výzkumu. Především kvůli
pojímání zaměstnání a ostatních proměnných vstupujících do
analýzy jako kontinuálních (kardinálních) byly tyto techniky
opuštěny. I když tento přístup umožňoval vyjádřit vztahy mezi
proměnnými pomocí několika málo parametrů, argumenty, že
proměnné v sociálním světě nejsou svou povahou kardinální
(nesplňují tedy požadavky normálního rozložení a nelze je
poněkud překvapivě ukázala, že socialistické Československo se v determinantech
dosahování zaměstnaneckého statusu výrazněji nelišilo od americké
společnosti. Konceptuální zakotvení Šafářovy analýzy, stejně jako adekvátnost
použití jeho modelu pro popis stratifikačního procesu v socialistické
společnosti zpochybnili na začátku devadesátých let dvacátého století Boguszak,
Gabal a Matějů (1990).
21
Korelace nultého řádu ukazuje sílu vztahů mezi proměnnými, které
nejsou kontrolovány pro jednotlivé vztahy mezi nimi.
22
Základní rozdíl mezi pěšinkovou analýzou a stukturním modelováním
spočívá v tom, že pěšinková analýza testuje (pouze) kauzální vztahy mezi
proměnnými, zatímco stukturní modely jsou zaměřeny na testování struktur
vztahů mezi proměnnými.
156
vyjádřit pomocí aritmetického průměru, směrodatné odchylky
a korelačního koeficientu), postupně převládly a pěšinková analýza
a metody strukturního modelování v průběhu osmdesátých
a devadesátých let dvacátého století přestávají být v sociálně
mobilitním výzkumu používány.23
Dnes, kdy se konstituuje již
čtvrtá generace tohoto výzkumu (Ganzeboom, Treiman 2000),
je jejich využití při analýze sociální mobility spíše výjimkou než
pravidlem.
6.4 Měření absolutní a relativní mobility návrat
k mobilitním tabulkám
Prvním problémem Blauova a Duncanova návrhu měřit sociální
mobilitu jako vztah mezi zaměstnáním otce a syna, který je
zprostředkován dalšími faktory, bylo, že nezohledňuje posuny
v zaměstnanecké struktuře v čase nebo - pokud bylo toto řešení
aplikováno na komparativní výzkum - rozdíly v zaměstnaneckých
strukturách mezi národními státy. Tento způsob řešení
není vhodný pro rozlišení strukturních a individuálních příčin
zaměstnanecké mobility.
Dalším problémem použití Blauovy a Duncanovy metodologie
byl předpoklad uspořádání zaměstnání podle určitého kritéria
do vertikální škály. Na rozdíl od vzdělání nebo příjmu jsou
zaměstnání nominální proměnné,to znamená, že inherentně neobsahují
měřitelné prvky nebo kritéria, podle kterých by je bylo
lze hierarchicky seřadit. Otázkou tedy bylo, nakolik různé varianty
zaměstnaneckých škál (SEI, SIOPS, ISEI), s nimiž pěšinková
analýza nebo později strukturní modelování pracuje, vypovídají
23
Spor o povahu kategorizovaných (diskrétních) proměnných, které tvoří
drtivou většinu proměnných v sociálním světě, má svůj počátek na začátku
dvacátého století. Otázkou tehdy bylo, zdali jsou tyto proměnné svou
povahou inherentně diskrétní, nebo se jedná pouze o projevy spojitých
(kontinuálních) nepozorovaných proměnných. George Udny Yule zastával
první stanovisko, Karl Pearson obhajoval druhé stanovisko (více k tomu
srov. Agresti 2002). Tento spor se táhne dodnes, kdy je znám jako spor mezi
• transformačním přístupem (převládá ve statistice a biostatistice) a latentním
přístupem ke kategorizovaným proměnným (dominuje v ekonometrii
a psychometrii). Více k tomu srov. Powers, Xie (2000).
157
o realitě zaměstnaneckých pozic a jejich vlivu na sociální mobilitu
z jedné generace na druhou nebo v rámci individuální
profesní kariéry.
Způsob řešení těchto dvou problémů je spojen s ustavením
další, třetí generace sociálně mobilitního výzkumu (Ganzeboom,
Treiman, Ultee 1991).
Sociálně stratifikační výzkumníci, kteří se průběhu sedmdesátých
a osmdesátých let dvacátého století nespokojili s Blauovým
a Duncanovým návrhem konceptualizovat sociální mobilitu
jako dosahování zaměstnaneckého statusu, neopustili kontext
mobilitních tabulek a pokračovali v hledání řešení, které by spolehlivě
odlišilo strukturní a čistou (výměnnou) mobilitu (srov.
např. Hazelrigg 1974; McCledon 1977,1980; Hope 1981a, 1981b;
Jones 1985). Paralelně s tím ovšem zaznívají kritiky dělení sociální
mobility na tyto dvě složky, které poukazují, že identifikace
strukturní a čisté mobility pomocí marginálií v mobilitních tabulkách
je nepřesná a především zavádějící (Hauser, Koífel, Travis,
Dickinson 1975; Erikson, Goldthorpe, Portocarero 1979; Goldthorpe
1980; Sobel 1983; Sobel, Hout, Duncan 1985). V roce 1985
obsah těchto kritik shrnul Breen (1985) do třech bodů.
Za prvé, marginální distribuce v mobilitních tabulkách nemají
empirického referenta. Jak už ukázal Duncan (1964), marginální
řádková distribuce otců nereprezentuje reálnou zaměstnaneckou
distribuci v čase sběru dat. Z tohoto důvodu rozdíly mezi
marginálními tabulkovými distribucemi otců a synů neukazují
skutečné rozdíly v zaměstnaneckých strukturách zkoumaných
společností.
Za druhé, v realitě je strukturní a čistá mobilita spojená.
Mobilitní tabulky reprezentují jedince a jejich mobilitní dráhy.
V této rovině distinkce mezi strukturní a čistou mobilitou nemá
význam, protože oba dva typy mobility zde koexistují. Podle
Goldthorpa (1980) se lze jen těžko domnívat, že faktory, které
ovlivňují změnu v zaměstnanecké struktuře (např. ekonomický
růst nebo technologický pokrok) zároveň neovlivňují vzorec čisté
mobility (např. růst vzdělanostních šancí). Strukturní a čistá mobilita
je odlišitelná pouze na societální, nadindividuální rovině.
Rozdíl mezi těmito typy mobility musí být pochopen, nemůže
být ovšem indikován empiricky, protože to, co vždy pozorujeme,
je celková mobilita jedince, která není složena z jedné (oddě-
158
litelné) části strukturní mobility a z druhé (oddělitelné) části
čisté mobility. Navíc je zavádějící předpokládat, že strukturní
y.měny ve stejné míře ovlivňují mobilitu do jednotlivých tříd,
v nichž potomci rodičů s rozdílným třídním původem končí,
jejich efekt pravděpodobně variuje a je provázán s růstem nebo
poklesem rovnosti šancí pro představitele jednotlivých sociálních
tříd.
Za třetí, v mobilitní tabulce je empirický obsah strukturní
mobility definován rozdílem mezi marginální distribucí otců
a jejich potomků. Neexistují-li tyto rozdíly, je strukturní mobilita
v tabulce neidentifikovatelná. Veškeré posuny bychom pak měli
přičíst na vrub čisté mobilitě. Pokud pracujeme se vzorky z populací,
je ze statistického hlediska tento závěr neodůvodnitelný.
Matematické důkazy navíc ukazují, že pro dvě tabulky, které se
liší rozdílem mezi marginálními distribucemi - v první tabulce
je tento rozdíl velký (vysoká strukturní mobilita), ve druhé žádný
(bez strukturní mobility) -, může existovat stejná velikost asociace
mezi původem potomka a jeho aktuální třídní pozicí, pokud
je vypočítána jako poměr mobilitních šancí pro jednotlivé
sociálních třídy. Marginální distribuce tedy výpočet mobilitních
šancí nepoznamenávají. Promítají se pouze do specifikace celkové
mobility.
Zvláště tento poslední bod kritiky, která v sociálně mobilitním
výzkum zaznívala v průběhu osmdesátých let minulého století
stále silněji,
24
vedl k nové konceptualizaci sociální mobility.
Koncepty strukturní a čistá mobilita byly nahrazeny koncepty
absolutní a relativní mobilita (Goldthorpe 1980).
Absolutní mobilita vyjadřuje celkovou mobilitu, k níž došlo
mezi generacemi nebo během určitého časového období. Absolutní
mobilita je intergenerační, mezikohortní nebo intragenerační
a je spojena jak se zaměstnaneckými posuny ve společnosti
- se změnami v distribucích třídních pozic, tak s růstem
mobilitních šancí. Relativní mobilita indikuje samotnou velikost
24
Patrně poslední výměna názorů na nosnost konceptů strukturní a čistá
mobilita proběhla ve druhé polovině osmdesátých let na stránkách Sociological
Methods & Research (Krauze, Slomczynski 1986a, 1986b; Sobel, Hout,
Duncan 1986) a American Sociological Review (Hauser, Grusky 1988a, 1988b;
Slomczynski, Krauze 1988).
159
mobilitních šancí, jež jsou charakteristické pro potomky podle
tříd původu, že skončí v různých třídních pozicích. Tato mobilita
měří rozdíly nebo podobnosti v nerovnostech příležitostí. Odkazuje
ke kompetitivním výhodám spojeným s rozdílnými třídními
pozicemi a ukazuje míru otevřenosti a uzavřenosti třídní
struktury. Může být například nízká, i když je absolutní mobilita
vysoká. Znamená to, že ve společnosti sice dochází k zaměstnaneckým
posunům, nicméně v jejich rámci relativní šance na to
skončit v jiné třídní pozici zůstávají prakticky stejné.
Absolutní mobilita je vyjadřována procentuálně. Ukazuje celkový
podíl lidí, který prošel sociální mobilitou. Podle typu sociální
mobility se obvykle konkretizuje na vzestupnou a sestupnou,
na mobilitu na dlouhou a krátkou vzdálenost nebo na mobilitu
odkud a kam.
Relativní mobilitu ukazují poměry mobilitních šancí (odds
ratios - OK). Jedná se o vyjádření šance na vzestupnou (sestupnou)
mobilitu reprezentanta jedné sociální třídy oproti reprezentantovi
jiné sociální třídy.25
Mobilitní šance počítáme jako poměr dvou čísel nebo dvou
celkových (sdružených) procent. Jedná se o podíl čísel v jednotlivých
třídách původu (otců) a aktuální třídy (synů). Například
v tabulce 6.4 jsem viděli, že pravděpodobnost vzestupu z třídy
původu vyšších manuálně pracujících do třídy vyšších nemanuálně
pracujících byla v USA 28,4 %. Když to vyjádříme v mobilitních
šancích, dostaneme tyto údaje: šance vyšších manuálně
pracujících dostat se do třídy vyšších nemanuálně pracujících
oproti tomu, že skončí ve třídě nižších nemanuálně pracujících,
byla v USA 1,78.
26
Naopak jejich šance dostat se do třídy nižších
25
V mobilitních tabulkách jsou mobilitní šance měřené ex post. Data
obvykle ukazují dvě třídní struktury, které jsou od sebe oddělené různou
časovou periodou. Nedemonstrují velikost zdrojů a bariér, typických pro
představitele jednotlivých sociálních tříd. Ukazují výsledek mobilitního
procesu, nikoliv proces sám, jenž k výsledku vedl. Nerovnosti ve výsledcích
mobilitního procesu jsou tedy považovány za výraz nerovností v mobilitních
šancích. Problémem je, že výsledky mobilitního procesu nemusejí být
pouze odrazem nerovností ve zdrojích a omezeních, ale mohou být rovněž
výrazem nerovností v preferencích, intencích, záměrech a úsilí (Breeen,
Goldthorpe 2001), schopností nebo inteligence (Herrnstein, Murray 1994).
26
Vypočítáno jako 1043/587 z tabulky 6.1, nebo jako 5,7/3,2 z tabulky 6.2.
nemanuálně pracujících oproti šancím, že skončí ve třídě vyšších
nemanuálně pracujících byla 0,56.27
V prvním případě jsou šance
na třídu vyšších nemanuálně pracujících l,78krát vyšší oproti
šancím na třídu nižších nemanuálně pracujících, ve druhém případě
jsou šance na třídu nižších nemanuálně pracujících oproti
šancím na třídu vyšších nemanuálně pracujících 0,56krát men-
ší.28
Tato dvě čísla ukazují jednu a tu samou věc, nicméně jinak
vyjádřenou (když vydělíme 1/0,56 dostaneme 1,78 a naopak).
Někteří sociální vědci proto upřednostňují interpretaci šancí
v podobě přirozených logaritmů, protože přirozený logaritmus
čísla 0,56 je -0,58 a čísla 1,78 je 0,58). V tomto případě je kritériem
rovnosti šancí číslo 0. Při interpretaci šancí v jejich původní
podobě je kritériem jejich rovnosti číslo 1.
Poměr dvou mobilitních šancí ukazuje velikost relativní sociální
mobility. Například mobilitní šance potomků z třídy vyšších
nemanuálů skončit zase ve třídě vyšších nemanuálů oproti
tomu, že skončí ve třídě nižších nemanuálů v kontrastu k šancím
potomků z třídy nižších nemanuálů skončit v těch samých
třídách byly v USA 1,98.29
Ti, co se narodili vyšším nemanuálům
v americké společnosti, měli l,98krát vyšší šanci (neboli
o 98 %), že skončí v třídě jejich rodičů, než aby skončili ve třídě
nižších nemanuálů, oproti těm, kteří se narodili do rodiny nižších
nemanuálů.30
Číslo l i v tomto případě znamená rovnost
17
Vypočítáno jako 587/1043 z tabulky 6.1, nebo jako 3,2/5,7 z tabulky 6.2.
28
Procentuálně vyjádřeno: v prvním případě jsou mobilitní šance potomků
vyšších manuálů na to, že skončí ve třídě vyšších nemanuálů o 78 %
větší oproti tomu, že skončí ve třídě nižších nemanuálů, ve druhém případě
jsou jejich šance na mobilitu do třídy nižších nemanuálů o 44 % nižší oproti
šancím na jejich mobilitu do třídy vyšších nemanuálů.
29
Vypočítáno jako (1275/364)/(1055/597), čemuž odpovídá
(1275-597)/(1055-364). Stejný výsledek dostaneme, když namísto absolutních
čísel dosadíme relativní čísla.30
Stejnou šanci, ovšem na to, že skončí ve třídě nižších nemanuálů oproti
vyšším nemanuálům, pak měli ti, co se narodili nižším nemanuálům, oproti
těm, kteří se narodili vyšším nemanuálům. Kontrastní šance vypočítáme
jako 1/OR (1/1,98= 0,51). Tedy: šance těch, kteří se narodili vyšším nemanuálům
v americké společnosti na to, že skončí ve třídě nižších nemanuálů
oproti vyšším nemanuálům byly 0,51krát menší než šance potomků nižších
nemanuálů skončit v této třídě. Nebo: šance těch, co se narodili nižším nemanuálům,
oproti těm, kteří se narodili vyšším nemanuálům, na mobilitu
šancí, číslo větší než l ukazuje vyšší šance a číslo menší než l
šance nižší.
Poměr šancí je jedno číslo, které reprezentuje vztah mezi čtyřmi
poli mobilitní tabulky. K úplnému popsání mobilitní tabulky
pomocí poměrů šancí proto vždy stačí méně poměrů šancí, než
je polí v tabulce. U dvojrozměrné mobiltní tabulky, jejíž proměnné
mají laj počet variant, je základní (nezbytný) počet poměrů
šancí dán vzorcem (I- !)(/- l).31
Zbylé poměry šancí jsou
redundantní; jsou závislé na základních poměrech šancí a navíc
jsou z nich odvoditelné. Základní počet poměrů šancí pro popis
relativní sociální mobility v USA, Japonsku a Velké Británii ukazuje
tabulka 6.8.
Vidíme, že pro Velkou Británii a Japonsko jsou poměry šancí
na diagonále tabulky vyšší než pro USA. Relativní mobilitní šance
jsou v těchto společnostech nižší než v USA. Výjimku tvoří
zemědělci. V Británii jsou relativní šance potomků zemědělců
(oproti potomkům nižších manuálů), že skončí jako zemědělci
ve srovnání s mobilitou mezi nižší manuály, nejvyšší. V Japonsku
jsou naopak tyto šance nejnižší. Podobný trend vidíme i u nižších
manuálů. V případě vyšších tříd jsou tedy USA a Velká Británie
relativně otevřenější společnosti než Japonsko. V případě
nižších tříd a zvláště zemědělců, je ovšem Japonsko otevřenější
společností než USA a Velká Británie. Poměry šancí jako indikátory
míry relativní reprodukce u zemědělců a nižších manuálů
jsou zde ze všech třech zemí nejnižší.
V současném mobilitním výzkumu jsou poměry šancí považovány
za nástroj měření nerovnosti v přístupu do jednotlivých
třídních pozic podle třídního původu. Počítají se z jádra mobilitní
tabulky, což znamená, že jejich velikost neovlivňují ani
marginální četnosti, ani celkový počet respondentů v mobilitní
tabulce (Powers, Xie 2000). Z tohoto důvodu mohou indikovat
míru relativní sociální mobility. Navíc jsou základem log-lineárního
a log-multiplikativního modelování (Goodman 1970; 1971,
do třídy vyšších nemanuálů oproti mobilitě do nižších nemanuálů byly
0,51krát nižší. Stejnost čísel 1,98 a 0,51, ovšem s opačným znaménkem, lehce
dokážeme zase jejich převodem na přirozené logaritmy.
31
U trojrozměrné tabulky o variantách /, / a K, je pak nezbytný počet
poměrů šancí dán vzorcem (/- !)(/- l)(K- 1). ,
Tabulka 6.8. Poměry relativních mobilitních šancí z otce na syna
ve Spojených státech amerických, Velké Británii a Japonsku
n,
Syn
Otec
USA
Vyšší nemanuálové
Nižšínemanuálové
Vyšší manuálové
Nižší manuálové
Zemědělci
Velká Británie
Vyšší nemanuálové
Nižšínemanuálové
Vyšší manuálové
Nižší manuálové
Zemědělci
Japonsto
Vyšší nemanuálové
Nižší nemanuálové
Vyšší manuálové
Nižší manuálové
Zemědělci
VN
1,98
1,97
2,39
2,61
-
2,67
2,13
2,37
2,71
-
3,03
2,13
1,83
2,38
-
NN
1,74
4,66
5,31
7,20
-
3,11
8,32
8,45
8,96
-
3,94
15,01
9,37
8,93
-
VM
1,97
4,27
8,27
11,49
-
2,80
6,14
11,38
14,84
-
3,00
5,91
• 7,98
9,83
—
NM Z
2,20
3,38 -
3,37
72,75 .;/. ~
',; ,; " !'
1.15
1,57 ,: -
2,65 ; -
108,29
— , —
1,60 ' " -
3,20 ' -
3,33 " -
31,56
1
1981; Bishop, Fienberg, Holland 1975), které se jako statistický
nástroj od osmdesátých let minulého století pro identifikaci relativní
sociální mobility používá. Cílem této techniky je ukázat
strukturu mobilitních dat - vzorec, který se v datech vyskytuje,
analyzovat efekty jednotlivých proměnných, které tento vzorec
utvářejí, a identifikovat sílu vztahu mezi nimi (k log-lineární
analýze v mobilitním výzkumu srov. více Hout 1983; Yamagushi
1987; Xie 1992; Goodman, Hout 1998, 2001; Powers, Xie 2000).
Od konce osmdesátých let minulého století se sice objevují názory,
které nabádají k opatrnosti používání poměrů šancí jako
prostředku k vyjádření relativních mobilitních šancí (Harrison
1988; Kelley 1990; Dessens, Jansen, Ringdal 1995). Někteří autoři
rovněž zpochybňují koncept rovnosti šancí, jež je základem relativní
sociální mobility a jehož vyjádřením je situace perfektní
sociální mobility (Hout 2003; Swift 2004). Argumenty, o něž se
163
představitele těchto názorů opírají, ovšem nejsou zatím natolik
přesvědčivé, aby poměry šancí jako základ analýzy mobilitních
tabulek a koncept perfektní mobility jako situace rovnosti relativních
šancí přestaly dominovat současnému sociálně mobilitnímu
výzkumu.
7. kapitola
TEORIE SOCIÁLNÍ MOBILITY
A TŘÍDNÍ REPRODUKCE
\
ljt>\
Opakem konceptu sociální mobility je koncept třídní reproduk-
ce.Zatímcosociálnímobilitazachycujeintergenerační,kohortní
nebo kariérní změny v třídní struktuře společnosti, koncept reprodukce
označuje trvalost třídních nerovností z jedné generace
na druhou nebo v rámci jedné generace. Obsahem tohoto pojmu
není změna, ale sociální řád. Otázky po důvodech sociální mobility
se tážou, čím je to dáno, že dochází ke změně třídního postavení.
Otázky po důvodech reprodukce společnosti se ptají, jak
je možné, že dochází k přetrvávání třídního postavení z jedné
generace na druhou, mezi kohortami nebo v rámci zaměstnaneckých
kariér. Jedná se o dva koncepty, které jsou analyticky odlišitelné,
prakticky nicméně spolu koexistují. Vysoká sociální mobilita
znamená zároveň nízkou reprodukci třídních nerovností
a naopak: vysoká reprodukce třídních nerovností odpovídá nízké
sociální mobilitě. Odpovídáme-li pak na otázky po příčinách
sociální mobility, odpovídáme tím také na otázky po reprodukci
třídního postavení a naopak. V empirické rovině většina sociálně
stratifikačních badatelů měří především sociální mobilitu,
v teoretické rovině ovšem většina z nich diskutuje o příčinách
reprodukce společnosti.
Dnes se sociálně stratifikační badatelé shodují na tom, že vzdělávací
systém je nedílnou součástí sociální mobility a reprodukce
společnosti. Liší se ovšem v názoru, zdali vzdělávací systém
redukuje třídní nerovnosti a je katalyzátorem sociální mobility,
nebo naopak stvrzuje třídní nerovnosti a posiluje třídní reprodukci.
Ti, kteří usilují o to vysvětlit sociální mobilitu, pojímají
vzdělávací systém jako nástroj redukce třídních nerovností, ti,
kteří hledají příčiny reprodukce sociálních nerovností, naopak
přistupují ke vzdělávacímu systému jako prvku posilujícímu třídní
nerovnosti.
164 165