Henryk Domański
Polska Akademia Nauk
ZBIEŻNOŚĆ PO Z Y C JI SPO ŁEC ZN EJ MAŁŻONKÓW A REKOM POZYCJA SYSTEMU UWARSTWIENIA
Głównym wnioskiem z dotychczasowych badań nad wzorami doboru małżonków jest teza o silnej homogamii, której wskaźnikiem jest wysoka korelacja między pozycjami społecznymi mężów i żon. W większości krajów nie stwierdzono pod tym względem znaczących zmian w czasie. Nie należało ich oczekiwać i w Polsce, niemniej jednak w latach 90. wystąpiły u nas oznaki krystalizacji hierarchii społecznej, co polegało głównie na postępującej zbieżności między pozycjami zajmowanymi przez jednostki w różnych wymiarach. Celem poniższych analiz jest stwierdzenie, czy procesy te znalazły również odzwierciedlenie we wzroście homogamii, w kategoriach: inteligencji, pracowników umysłowych, właścicielifirm, robotni
ków i chłopów. Empiryczną bazą moich ustaleń są dane z czterech badań zrealizowanych w latach 1987-1997 na ogólnokrajowych reprezentacjach dorosłej ludności metodą losowego doboru. Postaram się odpowiedzieć na trzy zasadnicze pytania: (i) czy rzeczywiście wystąpiły tu jakieś zmiany, (ii) w jakim podążały kierunku, i ( iii) czy przyczyniły się one do procesów krystalizacji czy też do uelastycznienia dystansów. Główny wynik potwierdza generalną prawidłowość stwierdzoną w innych krajach, mówiącą o braku większych zmian. Współczyn
niki korelacji między pozycjami społecznymi mężów i żon utrzymywały się na poziomie 0, 77-0, 75, co jednoznacznie wskazuje, że zasada zbieżności czynników statusu społecznego małżonków w dalszym ciągu silnie łączyła ze sobą reprezentantów tych samych środowisk.
Główne pojęcia: stratyfikacja społeczna, homogamia małżeńska, rekompozycja statusu.
Homogamia społeczna małżonków jest jednym z filarów struktury klaso
wej. Klasom wyższym pozwala zachować ekskluzywność, która tłumaczy niechętny stosunek do mezaliansów wśród elit, natomiast dla klas niższych jest źródłem pocieszającej swojskości, pomagającej borykać się z losem. Bezpośred
nim wskaźnikiem homogamii, jest stopień zbieżności cech położenia społecz
nego mężów i żon; jest on tak silny, że można go jedynie porównać do siły wpływu wykształcenia na wykonywany zawód, który jest podstawowym spoi-
Instytut Filozofii i Socjologii PAN, 00-330 Warszawa, ul. Nowy Świat 72, e-mail: hdomansk@
ifispan. waw. pl
8 HEN R YK DOM AŃSK I
wem makrostruktur. Refleksja nad podobieństwem statusu społecznego mał
żonków towarzyszy socjologii, odkąd ona istnieje. Co zaś się tyczy badań, to koncentrowały się one zawsze na dwóch strategicznych problemach.
Pierwszy z nich podjęto już w latach 40., w momencie narodzin empirycznej socjologii. Chodziło o dostarczenie odpowiedzi na podstawowe pytania, doty
czące siły homogamii małżeńskiej i przekraczania barier środowiskowych.
Pionierskie studia takich badaczy jak Warner i Lunt (1941), Centers (1949) czy Brown (1952), zainicjowanych w Stanach Zjednoczonych, wytyczyły kierunek podjęty w innych krajach i kontynuowany do tej pory (Hall 1954; Carlsson 1958; Svalastoga 1959; Elder 1969; De Jong i in. 1971; Goldthorpe 1980;
Hollinger i Haller 1990; Graetz 1991). Celem analiz prowadzonych w tym nurcie jest porównanie względnej siły dążeń do separacji „swoich” wobec obcych, w stosunku do krzyżowania się partnerów o różnym rodowodzie.
W najbardziej znanych teoriach struktury klasowej, sformułowanych przez takich autorów jak Weber (1968), Schumpeter (1951), Parsons (1954) czy Barber (1957), wzory zawierania małżeństw, związane z tym strategie i normy rządzące wyborem partnerów traktowane są jako podstawowy wyznacznik przynależności do różnych klas i warstw społeczno-zawodowych. W zachowa
niach tych - jak stwierdzają wspomniani autorzy - dochodzą do głosu systemy wartości, styl życia i orientacje członków różnych klas. Podejście to wymaga spojrzenia na strukturę społeczną z perspektywy mikrostruktur, a więc innej niż ta, do której przyzwyczaiła nas większość badań. Dystanse społeczne ujmowane w aspekcie podstawowych relacji, w których ludzie uczestniczą na co dzień, kształtują się na poziomie jednostek. Charakterystyczną cechą tego procesu jest ograniczenie interakcji do wybranego kręgu osób: poczynania członków róż
nych klas i kategorii społecznych prowadzą do zawężania lub rozszerzania tych pól, czyli inaczej mówiąc kontroli, co czyni z małżeństwa swoisty rynek wymiany dóbr, jak i pole walki o symbole statusu. Teoretyczną przesłanką tego podejścia jest przekonanie o fundamentalnym znaczeniu trwałych więzi rodzin
nych, niemniej jednak prowadzone w jego ramach badania zdominowane są przez problematykę stratyfikacyjną, z jej klasycznymi pytaniami na temat
„otwartości” różnych klas i reprodukcji dystansów społecznych, których ostrość - jak ujmują to autorzy jednej z analiz - jest bezpośrednią funkcją siły unikania lub podtrzymywania bliskich związków przez potencjalnych p art
nerów (M cFarland i Brown 1973): pozostawanie w kręgu „równych” wzmacnia zwartość grupową i chroni przed utratą tożsamości.
Drugi nurt badań nad homogamią małżeńską dotyczy sporu wokół definio
wania pozycji społecznej kobiet, który przybrał na sile po sformułowaniu tezy o „intelektualnym seksizmie” w socjologii (Acker 1973). Badania nad społecz
nym doborem małżonków stały się ważnym materiałem dowodowym dla obrońców tzw. „konwencjonalnego” podejścia w kwestii definiowania statusu społecznego kobiet - jego najistotniejszą cechą jest to, że rolę głów rodzin
rezerwuje się w nim tylko dla mężczyzn. Średnio rzecz biorąc, uzyskują oni znacznie wyższe zarobki i na nich spoczywa obowiązek utrzymania domu, co stanowi koronny argument na rzecz pomijania kobiet w analizach nad stra
tyfikacją, jako że nie powinno to powodować większego uszczerbku dla trafności wniosków. Zwolennicy konwencjonalnego podejścia argumentują więc, że pozycja zawodowa mężów jest wystarczająco trafnym wskaźnikiem pozycji ich żon, ponieważ małżonkowie należą do tych samych klas i są podobnie usytuowani w hierarchii statusu (zob. Goldthorpe 1983). Zgoła przeciwny wniosek wyciągają z tych badań krytycy, którzy argumentują, że w wyniku wzrostu aktywizacji zawodowej kobiet stają się one równorzędnym partnerem dla mężczyzn na rynku pracy, wzrasta liczby rodzin „mieszanych klasowo”, a w konsekwencji, żona i mąż zajmują niejednakowe pozycje zawodowe i reprezentują różne poziomy wykształcenia (Heath i Britten
1984).
Dla homogamii małżeńskiej było to otwarcie nowej perspektywy analiz, którą w literaturze przedmiotu zaczęto określać mianem dominacji, czyli sporu na temat względnego wpływu mężów i żon na pozycję rodzin. John Goldthorpe (1983), który jest konsekwentnym rzecznikiem obrony starych pojęć, stwierdził, że wzrost odsetka małżeństw „mieszanych klasowo” nie podważa konwenc
jonalnych schematów. Rozstrzygające znaczenie m a bowiem inny fakt, a mia
nowicie to, w jakim stopniu kobiety uzyskują decydujący głos w ramach rodzin.
Próby odpowiedzi na to pytanie na gruncie empirycznych analiz polegają na porównywaniu relatywnego wpływu każdego z małżonków na ważne sprawy życiowe i poszukiwaniu wskaźników przewagi jednej ze stron w kształtowaniu postaw i samoocen drugiej strony. Nie miejsce tu na przypominanie wyników tych badań, które doczekały się już opracowań przeglądowych (Sorensen 1994).
Realizowano je według określonego schematu, w którym empirycznym kryte
rium dominacji był większy wpływ społecznej pozycji mężów lub żon (definio
wanych przez wykształcenie czy zawód) na ich wybrane postawy. Najogólniej rzecz biorąc, ustalenia te bardziej satysfakcjonują zwolenników przełamywania konwenansów intelektualnego seksizmu, w większości krajów bowiem cechy kobiet różnicowały ich własne postawy silniej (Phillibar i Hiller 1978; Ritter i Hargens 1975; McRae 1986; Abbott i Sapsford 1987; Davis i Robinson 1988).
Nie doprowadziło to bynajmniej do jednoznacznych rozstrzygnięć, niezależnie bowiem od kilku zaskakujących przypadków dominującego wpływu mężów na postawy żon (Felson i Knoke 1974; Hayes i Jones 1992), analizom tym zawsze można zarzucić ograniczenie się do wybranych pól dominacji i pominięcie istotnych sfer z życia rodzin, w których mężczyźni odgrywają dominującą rolę.
Podejmowane z różnych stron próby rewizji utartych kanonów nie pod
ważyły jednak wagi dotychczasowych ustaleń, które wskazują na utrzymywanie się rygorów homogamii ograniczonej do określonych środowisk. Perspektywa ta stanowi dobry punkt wyjścia do naszych analiz. Lata 90. przyniosły znaczny
10 H E N R YK D O M A Ń SK I
wzrost nierówności i zaostrzenie się barier społecznych, co polegało głównie na postępującej zbieżności między pozycjami zajmowanymi przez jednostki w róż
nych wymiarach. Otwiera to nie rozpatrywaną u nas kwestię dynamiki wyboru małżonków w aspekcie czasowym. Postaramy się odpowiedzieć na trzy zasad
nicze pytania: czy rzeczywiście wystąpiły tu jakieś zmiany, w jakim podążały kierunku i czy przyczyniły się one do procesów krystalizacji, czy też raczej do uelastycznienia dystansów między ludźmi. Możliwe jednak, że dominującą tendencją był brak większych zmian.
Zbieżność cech małżonków jako aspekt zbieżności czynników statusu
Najbardziej prawdopodobnie brzmi hipoteza mówiąca o braku zmian. Nie bez powodu mechanizmy homogamii małżeńskiej traktowane są jako im- manentne ogniwo dziedziczenia pozycji - w przeszłości był to wyrazisty atrybut możnowładczych rodów. Pozwólmy sobie na odrobinę spekulacyjnej refleksji:
co zmieniłoby się w strukturze społecznej, gdyby wybór partnerów dokonywał się całkiem przypadkowo. Przede wszystkim, nie mogłaby się ukształtować hierarchia statusu rodzin. Bardziej fundamentalną konsekwencją byłby zanik hierarchii uwarstwienia, o czym zdają się świadczyć przypadki afrykańskich plemion badanych przez antropologów. Wynika z nich, że zjawiska przypad
kowego doboru partnerów w niektórych wspólnotach plemiennych współwys- tępują z niedorozwojem warstw społecznych, zróżnicowanych pod względem pozycji materialnej i stylu życia: zadecydowało o tym kilka czynników, wśród których wymienia się brak stałych zasad w sferze doboru małżonków według k ry terió w wyższości (G o o d y 1971). F a k ty te n ak a z u ją zgodzić się z ogólniej
szym stwierdzeniem, że naruszenie zasady homogamii w postaci nagłego wzrostu liczby małżeństw mieszanych klasowo spowodowałby uruchomienie mechanizmów egalitaryzacji o trudnych do przewidzenia skutkach. K rótko mówiąc: homogamia środowiskowa jest mechanizmem wynikającym z logiki struktur społecznych - towarzyszy im, podtrzymując status quo i istniejące podziały.
Należałoby jednak postawić pytanie, co jest przyczyną utrzymywania się tej tendencji w społeczeństwach podporządkowanych zasadzie otwartości, w któ
rych miłość nie respektuje bariery wyższego statusu, a małżeństwa z rozsądku traktowane są jako drobnomieszczański archaizm. Jakiekolwiek mogą być źródła inercji tych wzorów, dowodzą one, że nagłe przełomy nie są ich żywiołem. Z dwóch głównych wyjaśnień, które się w tym kontekście przyjmuje, przekonująco brzmi teza o wpływie kontroli społecznej na koherencję czyn
ników statusu społecznego mężów i żon. Główny jej sens sprowadza się do stwierdzenia, że o ile zlikwidowano instytucjonalne bariery mezaliansów, o tyle środowiskowe zakazy i uprzedzenia funkcjonują w zasadzie bez większych
zmian. Barber (1957) i Goode (1970) zwracają uwagę, że ośrodkami zinstytuc
jonalizowanej presji stali się obecnie rodzice i znajomi - działają oni niemniej skutecznie, chociaż poza formalnym systemem kontroli.
Drugie wyjaśnienie wskazuje na psychologiczny mechanizm budowania własnej „tożsamości”, którego istotnym składnikiem jest pożądany obraz cech przyszłego partnera. Ujmowane z tego punktu widzenia relacje na linii „żona - m ąż”, można traktować jako długotrwały proces wzajemnego „docierania się”, tak aby rodzina przemawiała jednym głosem. Ludzie dążą do tego - jak zakładają np. Berger i Kellner (1970) - ponieważ zależy im na uzyskaniu pozytywnego odzewu drugiej strony. Sprzyja to wzajemnemu dostosowaniu osobowości i postaw, w konsekwencji więc, wybór partnera dokonywany jest wśród bliskich nam osób, czyli wśród równych sobie. Dlatego i w tym przypadku obowiązuje reguła, że małżonkowie częściej wywodzą się z tych samych środowisk, mają podobne doświadczenia w młodości i reprezentują zbliżone poglądy.
Nie od rzeczy będzie zwrócenie uwagi na fakt, że za zastanawiającą trwałością tych wzorów stoi szczególny rodzaj askrypcji, czyli „przypisania” do ról społecznych w wydaniu nowoczesnych demokracji. Jest to rodzaj niewymu
szonej askrypcji, która postępuje razem z długością małżeńskiego stażu - powo
duje to, że małżonkowie upodabniają się, podejmując w miarę spędzonych lat strategiczne decyzje życiowe, za którymi kryje się jedność interesów i dążeń.
McCall i Simons (1960), występujący z tym oryginalnym twierdzeniem, pod
kreślają rolę prawa małżeńskiego jako instytucjonalnego gwaranta integracji i homogeniczności rodzin. W tym samym kierunku działa posiadanie tych samych dóbr i przywiązanie partnerów, wynikające z poczucia wzajemnych zobowiązań. Nie są to mechanizmy na miarę „przypisania” do stanu w społe
czeństwie feudalnym, niemniej ograniczają one swobodę wyboru.
Wymienione argumenty przemawiają bardziej na rzecz stabilności niż zmian. W odniesieniu do społeczeństwa polskiego lat 90. dodatkową przesłanką są procesy krystalizacji hierarchii społecznej w wymiarach uznawanych za kluczowe. Chodzi o zjawisko zbieżności czynników statusu - klasyczny temat refleksji nad stratyfikacją - który w analizach nad homogamią małżeńską od początku przyciągał uwagę wielu autorów. Sformułowany przez Bennoit- Sumullyana (1944) problem zbieżności czynników statusu, który Lenski (1954) postawił na gruncie analiz empirycznych, wskazuje na stan, w którym bogactwo idzie w parze z najwyższym prestiżem, wykształceniem, elitarnością stylu i władzą. Większa zbieżność tych cech jest synonimem ostrych barier i za
blokowaniem możliwości awansu. Odwołanie się do pobudzającego wyobraźnię modelu krystalizacji systemu uwarstwienia pozwala odpowiedzieć na kilka interesujących pytań związanych z kwestią stopnia, w jakim struktura współ
czesnych społeczeństw odbiega od zamkniętych struktur feudalno-kastowych.
Logiczną kontynuacją tego schematu myślenia jest pytanie o stopień zbieżności
12 H E N R YK D O M A Ń SK I
pozycji społecznej mężów i żon (zob. Barth i Watson 1967), który stanowi teoretyczną ramę wielu analiz. Spróbujemy rozstrzygnąć ten problem i my, rozpatrując spójność związków małżeńskich pod kątem ich zmian w czasie.
Punktem wyjścia będzie stwierdzony w latach 90. fakt wzrastającej zbieżności czynników statusu.
Przypomnijmy krótko w czym rzecz, opierając się na wynikach dotych
czasowych badań. Z kilku udokumentowanych przejawów krystalizacji, najbar
dziej wymierny jest wpływ wykształcenia jednostek na poziom dochodów. Siła tej zależności wzrosła, czego wskaźnikiem może być dystans między dochodami osób z wyższym wykształceniem w stosunku do średniej krajowej, ustalony po wyeliminowaniu roli płci, wieku, podziałów branżowych i kilku innych zjawisk.
Zwiększył się on z 12% w 1982 do 45% w 1998 roku, co sygnalizuje przełomowy charakter zmian w dystrybucji dochodów, związanych z rozwojem kapitalis
tycznego rynku pracy (zob. Domański 2000). Za wzrostem roli wykształcenia, potwierdzonym przez wyniki innych analiz (Rutkowski 1996), kryje się rozwar
stwienie materialne, co - przy dominującej w społeczeństwie polskim niechęci do powiększania się nierówności dochodów - rozszerza pole konfliktów, których tłem jest krystalizacja pozycji jednostek w dwóch podstawowych wymiarach. Skądinąd, dla zwolenników liberalizmu w ekonomii, jest to pomyślny sygnał rosnącej opłacalności kapitału edukacyjnego, który otwiera perspektywy racjonalnego rozwoju.
Racjonalność mechanizmów rynkowych nie byłaby wystarczającym powo
dem do formułowania uogólnień, gdyby nie inne oznaki krystalizacji. Kategorią usytuowaną na szczycie hierarchii statusu w Polsce jest inteligencja - lekarze, prawnicy, inżynierowie, ludzie nauki - czyli specjaliści w zawodach wyróż
niających się wysoką złożonością zadań. Charakterystyczną cechą tej warstwy społecznej jest międzypokoleniowy transfer wysokiej pozycji z rodziców na dzieci. Inteligenci dbają o ciągłość dziedzictwa kulturowego, która zapewnia im poczucie tożsamości i prestiż. Otóż w łatach 90. mechanizm dziedziczenia przynależności do kategorii inteligenckich uległ wzmocnieniu za sprawą wyż
szego wykształcenia, które jest podstawowym kanałem dostępu do tych środowisk. Jak wykazuje porównanie wyników badań, pochodzenie inteligenc
kie w znacznie większym stopniu zapewniało dostęp do wyższych studiów w latach 1998-1999 niż w 1987 roku. W tym samym czasie, analogiczne wskaźniki w kategoriach wywodzących się ze środowiska pracowników umys
łowych niższego szczebla, właścicieli, robotników i chłopów pozostawały bez zmian, kształtując się na znacznie niższym poziomie (Domański 2000). Procesy te znamionują wzrost alokacyjnej siły pochodzenia inteligenckiego w zakresie dostępu do strategicznych zasobów: dystans między pochodzeniem inteligenc
kim a pozostałymi kategoriami stał się jeszcze bardziej widoczny niż kiedyś, dokumentując wzrost nierówności szans, a zwłaszcza zaostrzanie się barier społecznych w górnych partiach hierarchii uwarstwienia.
Krystalizacja objęła również systemy wartości, co pozwala snuć bardziej realistyczne hipotezy dotyczące wzorów doboru małżonków, które opierają się na wspólnocie oczekiwań i stylu. W latach 90. wzrosła zależność między pozycją społeczną jednostek a postawami uznawanymi za wyznaczniki orientacji życio
wych, takimi jak: tolerancja obyczajowa, deklarowana religijność, poparcie dla egalitaryzmu czy akceptacja gospodarki rynkowej. Inteligenci stali się jeszcze bardziej antyegalitarni niż kiedyś, bardziej tolerancyjni w kwestiach moralności (takich jak zdrada małżeńska czy homoseksualizm) i wyrażali większy - niż w latach 80. - sprzeciw wobec aktywnej polityki socjalnej prowadzonej przez rząd. Klasy niższe usztywniły się w negatywnej ocenie dużych rozpiętości dochodów, a ich reprezentanci deklarowali większy tradycjonalizm obyczajowy i przywiązanie do katolickich wartości (Domański 1994). Interesującym aspek
tem tego procesu było kształtowanie się postaw politycznych, konkretnie zaś - preferencji partyjnych w wyborach parlamentarnych, które należą do najbar
dziej intensywnie eksploatowanych tematów empirycznej socjologii. W latach 90. problematyka ta odżyła również w Polsce, dostarczając argumentów przemawiających za krystalizacją nierówności o charakterze klasowym. Analizy przeprowadzone na ten temat wskazują na występowanie znaczącego wpływu pozycji jednostek na deklarowane przez nich preferencje w wyborach do Sejmu w 1991 i 1997 roku, co sugeruje wyłonienie się nie istniejącego do tej pory wymiaru (Domański 1998). Można by rzec, że krystalizacja dokonująca się w sferze wartości polegała na ich silniejszym umiejscowieniu w hierarchii uwarstwienia.
Aczkolwiek fakty te można różnie interpretować, nie zapowiadają one, by siła homogamii społecznej zmniejszyła się w warunkach zmiany ustroju.
W dalszym ciągu jedną z głównych ról gra inteligencja. Członkowie tych uprzywilejowanych środowisk dysponują kapitałem społecznym, którego siła tkwi w podtrzymywaniu ich wewnętrznej zwartości. W rodzącej się gospodarce rynkowej uzyskują oni szczególnie silne motywacje do zachowania monopolu na kapitał społeczny, który staje się zbyt cennym dobrem, aby roztrwonić go otwierając się na związki z małżonkami o niższym statusie. Większych zmian można by jedynie oczekiwać od ludzi biznesu. Rozwojowi sektora prywatnego towarzyszył szybki wzrost liczby właścicieli firm, których odsetek w strukturze zawodowej zwiększył się w latach 1987-1999 z 3, 2 do 6, 6%. Konsekwencją tego procesu była nie mniej silna ruchliwość społeczno-zawodowa: napływ do kategorii prywatnych przedsiębiorców stanowił 80% wszystkich przypadków ruchliwości odnotowanych dla tego okresu (Domański 1996). Wprowadzenie to należałoby zakończyć nieco spekulatywnym wnioskiem: wzmożona ruchliwość nie może być utożsamiana z heterogamią klasową, prawdopodobnie jednak założenie własnej firmy nie było dla wielu tych ruchliwych jednostek jedynie rozpoczęciem nowego etapu kariery.
14 HEN R YK DO M A Ń SK I
Dane, schemat analizy i zmienne
Empiryczną bazą tych analiz są dane uzyskane z czterech badań zrealizowa
nych na ogólnokrajowych reprezentacjach dorosłej ludności metodą losowego doboru respondentów. Punktem wyjścia są dane z badania „Struktura społecz
na II”, przeprowadzonego w 1987 roku na próbie obejmującej 5884 mężczyzn i kobiet (Słomczyński i in. 1989). Trzy pozostałe zbiory danych pochodzą z kolejnych edycji Polskiego Generalnego Sondażu Społecznego dla 1992, 1995 i 1997 roku, zrealizowanych na ogólnopolskich próbach adresów domowych.
W 1992 roku PGSS objął 1647, w 1995 - 1603, a w 1997 roku 1879 mężczyzn i kobiet. Są to jedne z niewielu badań zawierających informacje na temat cech położenia społecznego respondentów i ich małżonków, które umożliwiają dokonywanie systematycznych porównań na przestrzeni ostatnich lat. Przed
miotem naszych analiz będzie kategoria osób w przedziale wiekowym od 21 do 65 roku życia, co jest podyktowane względami porównywalności, ponieważ jedno z badań, to z 1987 roku, zrealizowano właśnie z tym ograniczeniem.
Najistotniejsze pytanie dotyczy zbieżności pozycji społecznej mężów i żon.
W analizach socjologicznych najogólniejszym wskaźnikiem pozycji społecznej jednostek jest wykonywany zawód, jednak nie pozwala to zidentyfikować pozycji społecznej kobiet pozostających poza rynkiem pracy. Ograniczeniu temu można by rzecz jasna zaradzić, definiując pozycję małżonków w katego
riach poziomu wykształcenia, które charakteryzuje położenie społeczne wszyst
kich respondentów i jest silnie skorelowane z zawodem. Ponieważ dysponujemy dwoma wskaźnikami statusu mężów i żon (identyfikującymi zarówno ich wykształcenie, jak też i zawód), najlepiej posłużyć się metodą wielowskaź- nikowego pomiaru ich pozycji społecznej, która pozwala dokładniej określić siłę rozpatrywanej zbieżności. W przedstawionych poniżej analizach tak właśnie zrobiono: zbieżność pozycji małżonków została zdefiniowana w postaci suma
rycznego wskaźnika, który jest wypadkową wykształcenia i wykonywanego zawodu.
Z tradycyjnego zestawu najczęściej analizowanych atrybutów statusu bra
kuje tu tylko zarobków małżonka, o które nie pytano respondentów w żadnym z tych badań. Zadając pytania dotyczące wykształcenia i zawodu ankietowa
nych osób i ich partnerów życiowych, formułowano je w każdym badaniu mniej więcej tak samo, identycznie kodując odpowiedzi na etapie analiz. Tak więc, wykształcenie jest kilkustopniową skalą, identyfikującą liczbę ukończonych klas szkolnych, której wartości zawierają się w przedziale od 4 do 16 klas:
4 przypisywano osobom z nieukończonym wykształceniem podstawowym, 8 - osobom z ukończoną szkołą podstawową itd., aż do 16 klas, którą to wartość uzyskiwały osoby po wyższych studiach. Co do pozycji zawodowej, to również i tę zmienną potraktowałem jako charakterystykę usytuowania jedno
stek w hierarchii uwarstwienia. Została ona zdefiniowana w terminach prestiżu
zawodów. Posłużyłem się Międzynarodową Standardową Skalą Prestiżu Zawo
dów, skonstruowaną przez Treimana (1977), która jest jednym z najczęściej stosowanych wskaźników pozycji, rozumianej jako wypadkowa najistotniejszych atrybutów położenia społecznego1. Skala Treimana obejmuje ponad 500 szczegó
łowych kategorii, które przypisane zostały respondentom. W kręgu autorów prowadzących analizy nad stratyfikacją społeczną dominuje przekonanie, że jest to wyjątkowo trafny, sumaryczny wskaźnik globalnego statusu jednostek.
Główny wynik - brak zmian
Czy lata 90. dokonały zwrotu w zwartości polskich rodzin, jeżeli rozpat
rywać je z perspektywy związku między pozycjami mężów i żon? Wyniki analiz zamieszczone w tabeli 1 charakteryzują siłę tej zależności w 1987, 1992, 1995 i 1997 roku. Gdyby rzeczywiście wystąpił znaczący zwrot, powinien on znaleźć odzwierciedlenie w systematycznym zwiększeniu się lub też zmniejszeniu siły związku między statusem społecznym małżonków. Jednak nic nie sygnalizuje występowania tendencji do zmian w którąś stronę. Siła zbieżności między tymi pozycjami uległa jakby zmniejszeniu w latach 1992-1995, przy czym nie była to zmiana znacząca z punktu widzenia kryteriów statystycznej istotności, co potwierdziły wyniki dodatkowych analiz2. Bariery środowiskowe nie uległy więc osłabieniu. Wygląda na, że siła koherencji struktur małżeńskich utrzymywała się na jednakowym poziomie.
Wniosek ten wymaga technicznego komentarza. Wielkości przedstawione w tabeli 1 można interpretować jak współczynniki korelacji - zostały one uzyskane za pomocą konfirmacyjnej analizy czynnikowej, w ramach modelu, w którym pozycje społeczne męża i żony zdefiniowano jako tzw. „zmienne ukryte”; wartości ich są funkcją zmiennych obserwowanych, a więc w naszym przypadku - wykształcenia i zawodu. Trzeba nadmienić, że oprócz param etru charakteryzującego siłę korelacji między pozycjami społecznymi małżonków,
1 Standard International Occupational Prestige Scale. W cytowanej książce Treimana podany jest sposób konstrukcji międzynarodowej skali prestiżu i hierarchie prestiżu zawodów, pochodzące
z 60 krajów, które posłużyły do opracowania SIOPS.
2 M ożna to było sprawdzić testując hipotezę zakładającą brak różnic w sile korelacji między statusem społecznym małżonków w 1992 i 1995 roku - wynik testu jednoznacznie wskazuje, że hipoteza ta jest prawdziwa. Posłużyłem się jednym ze schematów analizy, który zaproponowali laccard i Wan (1996), a który polega na porównaniu parametrów charakteryzujących stopień dopasowania dwóch modeli do danych. W pierwszym z nich testowana jest hipoteza o braku różnicy w sile korelacji między pozycją społeczną małżonków w 1992 i 1995 roku, natomiast drugi model zakłada, że różnica istnieje - jej wskaźnikiem byłaby znacząca różnica między wartościami chi-kwadrat dla pierwszego i drugiego modelu. Okazało się, że różnicy takiej nie było, co pozwoliło na odrzucenie hipotezy mówiącej o tym, że zmniejszenie się korelacji z 0, 77 do 0, 75 odzwierciedla osłabienie zbieżności pozycji społecznej małżonków.
16 H E N R YK D O M A Ń SK I
Tabela 1. Współczynniki korelacji między pozycją społeczną mężów i żon i wskaźniki dopasowania modelu pomiaru tej zależności do danych. Wyniki konfirmacyj- nej analizy czynnikowej
Rok badania Parametry uzyskane w modelu
wielowskaźnikowego pomiaru zależności między pozycjami społecznymi małżonków
1987 1992 1995 1997
Korelacja między pozycją społeczną mężów i żon 0, 77 0, 77 0, 75 0, 75 Wybrane wskaźniki dopasowania modelu
Chi-kwadrat/stopnie swobody 184, 7/1 95, 9/1
A G FI 0, 85 0, 70
RMSA 0, 18 0, 25
81, 9/1 0, 74 0, 23
38, 5/1 0, 99 0, 20 konfirmacyjna analiza czynnikowa dostarcza parametrów, które informują o sile związku między tak zdefiniowanymi pozycjami a wykształceniem i pozy
cją zawodową każdego z małżonków, z których utworzono te sumaryczne wskaźniki - są to standaryzowane współczynniki regresji, których tu nie zamieszczono.
Wartości parametrów dla tego modelu (określanego w literaturze statysty
cznej mianem congeneric model) zostały oszacowane metodą najwyższej wiary
godności za pomocą programu komputerowego LISREL 8. Bezpośrednio pod nimi podaję w tabeli 1 wyniki testów określających stopień dopasowania modelu do danych. Najbardziej rozpowszechnionym miernikiem jest test ch i-k w ad ra t, k tó re g o w artości odn oszo ne są liczby sto pn i sw obody — c h a ra k te ryzuje to stopień rozbieżności między obserwowaną macierzą korelacji zmien
nych składowych (czyli wykształcenia i zawodu) a macierzą zakładaną przez model. K rótko mówiąc, informują one o tym, jak dalece hipoteza odpowiada faktom. Wartości chi-kwadrat dla wszystkich czterech badań są na tyle wysokie, że (formalnie rzecz biorąc) uzasadniałoby to zakwestionowanie trafności rozpatrywanego modelu. Jednak w przypadku analiz prowadzonych na tak dużych próbach jak nasze, użyteczność testu chi-kwadrat jest ograniczo
na, ponieważ zbyt łatwo prowadzi on do odrzucania modeli, które można zaakceptować (zob. Bollen 1989). Zamiast chi-kwadrat rekomendowane są dwa inne mierniki - a mianowicie RMSA (root mean square o f errors o f approxima
tion, który informuje o tym, jak źle dopasowany jest model do danych - dlatego też im wielkości RMSA bliższe są 0, tym lepiej, świadczy to bowiem o „prawdzi
wości” modelu), oraz A G FI (adjusted goodness-of-fii), czyli G FI skorygowany przez liczbę stopni swobody. Wartości A G FI, które zawierają się w przedziale od 0 do 1, mają podobną interpretację jak współczynnik determinacji w analizie regresji, tzn. wyższe wartości identyfikują stan lepszego dopasowania.
Należy przyznać, że również i te wartości wskazują na stosunkowo słabe dopasowanie rozpatrywanego przez nas modelu, co w szczególności dotyczy 1992 i 1995 roku. Natomiast do przyjęcia jest model uzyskany dla 1997 roku, o czym informuje wartość A GFI kształtująca się powyżej poziomu 0, 9, którą zwykło się uznawać za granicę trafnego pomiaru. Niewątpliwym mankamentem jest tu ograniczenie liczby wskaźników pozycji społecznej do dwóch zmiennych składowych, co powoduje obniżenie trafności pomiaru; na ogół wymagana jest większa liczba wskaźników. Ograniczenie to wynika z dostępnego nam m ateria
łu i jest poza zasięgiem kontroli. Wydaje się, że dla danych, którymi dys
ponujemy, jest to model najlepszy z możliwych.
Tabela 2. Współczynniki korelacji między wykształceniem i pozycją zawodową małżon
ków
Wskaźniki pozycji społecznej badanych osób
Rok badania Wskaźniki pozycji społecznej małżonków Wykształcenie Pozycja
zawodowa
Wykształcenie 1987 0, 66 0, 42
Pozycja zawodowa 0, 40 0, 37
Wykształcenie 1992 0, 68 0, 45
Pozycja zawodowa 0, 44 0, 45
Wykształcenie 1995 0, 63 0, 40
Pozycja zawodowa 0, 42 0, 42
Wykształcenie 1997 0, 65 0, 40
Pozycja zawodowa 0, 41 0, 36
Wniosek mówiący o braku większych zmian znajduje potwierdzenie, gdy prześledzimy siłę zbieżności między poziomem wykształcenia małżonków i ich miejscem w hierarchii zawodowej (tabela 2). W rozpatrywanym okresie zależno
ści te kształtowały się całkiem przypadkowo, w postaci następujących po sobie załamań i wzlotów, które oscylowały na zbliżonym poziomie. Natomiast warto zwrócić uwagę na większą zbieżność statusu małżonków w wymiarze edukacyj
nym niż w zawodowym. Współczynniki korelacji między poziomem wykształ
cenia mężów i żon kształtowały się w granicach 0, 63-0, 68, podczas gdy dla statusu zawodowego nie przekraczają one poziomu 0, 45. Oznacza to, że homogamia społeczna, wynikająca z bliskości edukacyjnej, okazuje się zdecydo
wanie silniejszym spoiwem rodzinnych m ikrostruktur niż wykonywany zawód.
O wyjątkowej sile tego związku niech świadczy fakt, że przewyższa on siłę wpływu wykształcenia na pozycję zawodową jednostek, która jest, jakby nie było, podstawowym ogniwem hierarchii uwarstwienia. Wartości współczyn
18 HEN R YK D O M A Ń SK I
ników korelacji między wykształceniem i pozycją zawodową ankietowanych osób (czego nie zamieszczam w tabeli) były niższe w każdym z analizowanych tu punktów czasowych, wynosząc odpowiednio 0, 52, 0, 58, 0, 56 i 0, 55. Inspirująca teza M axa Webera, w której podkreśla się centralne znaczenie relacji małżeńskich w kształtowaniu stratyfikacji społecznej, uzyskuje więc empiryczne wzmocnienie3.
Zmiany w kategoriach społecznych
Brak wyraźnych zmian w sile związku między pozycjami społecznymi małżonków, nie musi oznaczać, że ich w ogóle nie było. Kategorią najbardziej predestynowaną do osłabienia homogamii małżeńskiej byli właściciele firm, jako wyjątkowo ekspansywna grupa społeczna, do której napływali reprezen
tanci różnych środowisk. Natomiast główną ostoją stabilności powinna być inteligencja, niezmiennie utrzymująca rolę elity kulturalnej i dystansująca się pod względem stylu życia w stosunkach z innymi segmentami hierarchii uwarstwienia. Drugim takim bastionem powinni być rolnicy - kategoria żyjąca na uboczu i poza głównym nurtem rozwoju wydarzeń, której kontakty towarzyskie zawężone są do własnych środowisk.
O tym, jak przebiegały te procesy w podstawowych kategoriach struktury społecznej, informują dane przedstawione w tabeli 3 (analizami objęto jedynie lata 1987—1995, ponieważ w 1997 roku autorzy PGSS zmienili system kodo
wania danych o zawodzie, co uniemożliwia ich porównanie z wynikami wcześniejszych badań, jeżeli - tak jak tu - posługujemy się kategoriami, a nie skalami prestiżu zawodów). Jest to rzut oka na homogamię społeczną, rozpat
rywaną z perspektywy działania wszystkich możliwych czynników. Zamiesz
czone w tabeli 3 rozkłady mówią o tym, jaki odsetek reprezentantów po
szczególnych kategorii zawodowych pozostawał w homogamicznych związkach małżeńskich: jak często małżonkami inteligentów byli inteligenci, właścicieli - właściciele, robotników - robotnicy, a rolników - rolnicy (czyli właściciele gospodarstw lub robotnicy rolni)4. Uzupełnieniem tego obrazu jest tabela 4, która prezentuje odsetki homogamicznych małżeństw w wymiarze wykształ
cenia.
3 Wnioski te można by pogłębić przez zastosowanie tego samego schematu analizy osobno dla mężczyzn i kobiet, tzn. poszukując odpowiedzi na pytanie o stopień zgodności między pozycjami mężów z pozycjami żon i pozycji żon z pozycjami mężów. W niniejszym studium skoncentrowałem się na ustaleniu siły homogamii małżeńskiej w najogólniejszym znaczeniu, definiowanej jako związek między pozycjami osób badanych i ich małżonków, tj, bez rozróżniania mężczyzn i kobiet.
Pozwala to na ustalenie ogólnych prawidłowości, natomiast łączy się z kosztem w postaci ograniczenia do analizy prostych związków.
4 Jest to, rzecz jasna, jeden z możliwych podziałów. Jednakże, jak wynika z rozmaitych analiz, sześć wyróżnionych tu kategorii zawodowych stanowi trafne odzwierciedlenie najogólniej ujmowa
nej hierarchii stratyfikacyjnej w Polsce. Kategoria inteligencji obejmuje również wyższe kadry
Tabela 3. Stopień homogamii małżeńskiej w kategoriach zawodowych. Odsetki bada
nych osób, których małżonkowie należeli do tych samych kategorii
Kategorie społeczno-zawodowe 1987
R ok badania:
1992 1995
Inteligencja i wyższe kadry kierownicze w administracji państwowej, dyrektorzy
przedsiębiorstw 38, 8 29, 0 28, 4
Pracownicy umysłowi niższego szczebla 34, 2 32, 7 29, 9
Właściciele firm 34, 1 24, 6 26, 9
Robotnicy wykwalifikowani 28, 5 28, 0 33, 3
Robotnicy niewykwalifikowani 20, 3 28, 0 22, 4
Rolnicy 67, 7 73, 0 62, 5
Ogółem 37, 5 36, 3 33, 9
Tabela 4. Stopień homogamii małżeńskiej w kategoriach wykształcenia. Odsetki bada
nych osób, których małżonkowie należeli do tych samych kategorii
Kategorie wykształcenia 1987
R ok badania:
1992 1995 1997
Wyższe 54, 0 48, 2 64, 9 58, 7
Niepełne wyższe 3, 1 20, 0 0, 0 8, 7
Pomaturalne 7, 1 2, 6 7, 3 8, 5
Średnie ogólnokształcące 13, 9 22, 2 7, 5 9, 1
Średnie techniczne 37, 5 41, 1 34, 9 32, 8
Niepełne średnie 3, 7 0, 0 5, 0 0, 0
Zasadnicze zawodowe 44, 1 53, 1 51, 7 47, 1
Podstawowe 58, 0 60, 4 49, 6 57, 8
Niepełne podstawowe 37, 5 42, 9 32, 0 53, 3
Ogółem 52, 7 53, 9 48, 5 48, 4
Analiza tych danych pozwala unaocznić oczywisty skądinąd fakt, że zjawisko homogamii jest tylko pewnym aspektem wzorów małżeńskiego dobo-
kierownicze przedsiębiorstw i instytucji państwowych - oprócz typowych przedstawicieli zawodów, wymagających wyższego wykształcenia, takich jak lekarze, prawnicy, ludzie nauki czy inżynierowie.
D o pracowników umysłowych niższego szczebla (urzędnicy, pielęgniarki, technicy różnych specjal
ności) zaliczeni zostali również sprzedawcy i szeregowi pracownicy placówek usługowych (kucha
rze, kelnerzy, fryzjerzy, recepcjoniści, listonosze). Rolnikami są zarówno robotnicy rolni jak i właściciele gospodarstw. Dokładniejsze omówienie tego schematu zamieszczono w innym miejscu (Sawiński i Domański 1995).
20 H E N R YK D OM AŃSK I
ru. W latach 1987-1995 nastąpiło pewne osłabienie siły homogamicznych związków w wymiarze podobieństwa przynależności zawodowej mężów i żon.
Generalnie rzecz biorąc, odsetek tych małżeństw zmniejszył się z 37, 5% do 33, 9%, jednakże w dalszym ciągu obejmowały one ponad jedną trzecią ludności. Warto w tym miejscu podkreślić orientacyjny charakter tych liczb; są one funkcją szczegółowości zastosowanego podziału, tak więc posługując się większą liczbą kategorii zawodowych uzyskalibyśmy niższe - a stosując ich odpowiednio mniej - wyższe wskaźniki. Jeżeli chodzi o zasięg homogamii edukacyjnej, to w latach 1987-1997 utrzymywała się ona na stosunkowo wysokim poziomie 48-54%.
Za mniejszą homogamią zawodową kryje się kilka przypadków osłabienia wewnętrznej zwartości. Dotyczyło to: inteligencji, pracowników umysłowych niższego szczebla, właścicieli firm i rolników. Najbardziej interesującym przypa
dkiem jest inteligencja, o której można by rzec, że w wyniku malejącej zwartości swych szeregów przyczyniła się do dekompozycji systemu uwarstwienia. Po
stawiło ją to w nietypowej roli, od jakiej odzwyczailiśmy się ją widzieć w ciągu ostatnich lat; warto raz jeszcze przypomnieć, że w latach 90. inteligencja była raczej głównym ośrodkiem rekompozycji hierarchii społecznej w kilku kluczo
wych wymiarach, co w szczególności dotyczyło wykształcenia i zarobków:
rozwojowi stosunków rynkowych towarzyszył awans inteligencji w hierarchii dochodów, wzrosła przewaga osób o pochodzeniu inteligenckim nad innymi kategoriami w dostępie do wyższego wykształcenia, silniej uwydatniły się również dystanse oddzielające ją od innych warstw pod względem stylu życia, systemów wartości i innych newralgicznych wymiarów orientacji życiowych.
Faktem jest jednak i to, że na rynku małżeńskim inteligenci stali się bardziej otwartym segmentem, co wskazywałoby, że nie do końca ulegli oni logice krystalizacji systemu uwarstwienia.
Stosunkowo mniejszy spadek homogamii małżeńskiej występował wśród właścicieli firm, rolników i pracowników umysłowych niższego szczebla. Ci ostatni są wyjątkowo dużą kategorią, obejmującą 20% ludności, w której skład wchodzą reprezentanci tak różnych zawodów, jak pielęgniarki, technicy, nauczyciele szkół podstawowych, pracownicy biurowi oraz personel placówek usługowych i sklepów. Charakterystyczną cechą pracowników umysłowych jest bezbarwność klasowa i brak poczucia tożsamości, co podkreślają zgodnie badacze struktury społecznej w krajach zachodnich. Badania te mają szczegól
nie długą tradycję w społeczeństwach anglosaskich, gdzie kategorie „białych kołnierzyków” nazywane są kategoriami „przejściowymi” z racji faktu, że ich członkowie traktują je jako przystanek na drodze do dalszej kariery (zob.
Goldthorpe 1980; Prandy i in. 1982). W tym samym kontekście wskazuje się na charakterystyczny dla tych kategorii, wysoki odsetek małżeństw mieszanych klasowo. Lata 90. w Polsce uwydatniły ten aspekt, czego przejawem stał się pewien spad&k homogamii niższych pracowników umysłowych z 34, 2 do
29, 9%. Tendencje te objęły również rolników, jednak kategoria ta niezmiennie wyróżniała się najwyższym odsetkiem homogamicznych związków. W latach 1987-1995 dwie trzecie należących do tej kategorii robotników rolnych i właś
cicieli gospodarstw pozostawało w związkach małżeńskich z rolnikami, co zapewniało rolnikom dwukrotną przewagę nad pozostałymi kategoriami z pun
ktu widzenia ich wewnętrznej zwartości.
Powyższe wnioski nie zawierają ważnego rozróżnienia, stosowanego w ana
lizach nad stratyfikacją, do którego odwołują się autorzy większości analiz.
Chodzi o różnicę między zmianami, które wynikają z przekształceń struktury zawodowej - wymuszających wzrost liczby małżeństw mieszanych klasowo - a tendencjami, które odzwierciedlają otwartość poszczególnych kategorii, co nie zależy od tego, czy ich liczebność wzrasta, czy też maleje. Dopiero ten drugi komponent informuje o „prawdziwej” otwartości struktury społecznej, jak podkreślają Erikson i Goldthorpe (1992), podsumowując argumenty zwolen
ników precyzyjnego pomiaru zjawisk. Stopień otwarcia zwykło się specyfiko- wać w postaci różnych wskaźników. Posłużymy się tu techniką modelowania logarytmiczno-liniowego, która dostarcza najbardziej jednoznacznych rozstrzy
gnięć w kwestii zmian. Książka H outa (1982) jest podręcznikowym omówie
niem technik logarytmiczno-liniowych, a w Constant Flux Eriksona i Goldthor- pe’a (1992) można znaleźć przykłady socjologicznej interpretacji parametrów uzyskiwanych dla rozmaitych modeli.
M etoda ta pozwala odsłonić niebagatelne aspekty mechanizmów zmniej
szającej się homogamii, jako że w różnych środowiskach społecznych procesy te wynikają z różnych źródeł. Niewątpliwie czymś innym jest malejący odsetek homogamicznych małżeństw wśród właścicieli firm, który prawdopodobnie wynika z rozrastającej się liczebności biznesu, czym innym zaś przypadek inteligencji. W porównaniu do ludzi biznesu wystąpił w niej większy spadek homogamicznych związków, chociaż odsetek inteligentów w strukturze zawo
dowej utrzymywał się na niezmienionym poziomie - właśnie ten fakt może być przejawem większego otwarcia, niewymuszonego przez zmiany struktury zawo
dowej. K rótko mówiąc: po oddzieleniu tych zmian, uzyskujemy wgląd we wzory doboru małżeńskiego, wynikające z logiki stratyfikacji społecznej, które w literaturze socjologicznej zwykło się określać mianem „czystych” wzorów.
Rozpatrywane w tym kontekście pojęcie „czystej otwartości” zyskuje wydźwięk pożądanego stanu, utożsamianego z przełamywaniem barier społecznych i dro
żnością hierarchii uwarstwienia.
Odnieśmy te wyjaśnienia do faktów. Dane przedstawione w tabelach 5, 6 i 7 charakteryzują wzory małżeńskiego doboru rozpatrywane z perspektywy kategorii zawodowych mężów i żon. Wielkości zamieszczone w poszczególnych polach tabel informują o występowaniu tych wzorów po wyłączeniu wpływu wynikającego z liczebności kategorii małżonków, a więc od strony „czystych”
związków między ich statusem zawodowym. Uzyskałem je dla 1987, 1992 i 1995
22 HEN R YK DO M A Ń SK I
roku w ramach standardowego modelu identyfikującego trzy podstawowe
„efekty”, które - przez analogie do modeli regresji - można nazywać „zmien
nymi”. Chodzi o „efekty”: (i) wpływu liczebności kategorii zawodowej respon
denta, (ii) kategorii zawodowej małżonka i (iii) „efekt interakcyjny” , który jest głównym przedmiotem naszego zainteresowania. Właśnie do niego odnoszą się parametry zamieszczone w tabelach 5-75.
Tabela 5. Wskaźniki częstości homogamicznych małżeństw (na przekątnej) i małżeństw między członkami różnych kategorii (poniżej przekątnej) w 1987 roku
Kategorie społeczno-zawodowe małżonków Kategorie społeczno-zawodowe
badanych osób 1 2 3 4 5 6
Wyższe kadry kierownicze
i inteligencja 2, 35
Pozostali pracownicy
umysłowi 0, 60 0, 05ns _ _ _
Właściciele firm 0, 27ns 0, 01ns 2, 13 — —
Robotnicy wykwalifikowani -1 , 08 0, 57 -0, 71 0, 44 - Robotnicy niewykwalifikowani -1 , 21 -0 , 55 -0 , 25 0, 97 0, 93
Rolnicy -0 , 93 -1 , 07 0, 53 -0 , 14 0, 30 2, 37
ns - wartości nieistotne statystycznie (p < 0 , 05); pozostałe wartości istotne dla p > 0 , 01.
Wartości dodatnie informują o częstości większej, a wartości ujemne - o mniejszej - w stosunku do średniej dla całej populacji
Tabela 6. Wskaźniki częstości homogamicznych małżeństw (na przekątnej) i małżeństw między członkami różnych kategorii (poniżej przekątnej) w 1992 roku
Kategorie społeczno-zawodowe małżonków Kategorie społeczno-zawodowe
badanych osób 1 2 3 4 5 6
Wyższe kadry kierownicze
i inteligencja 2, 18
Pozostali pracownicy
umysłowi 0, 89 -0 , 07ns _ _ _ _
Właściciele firm 0, 01ns 0, 85 1, 72 - -
Robotnicy wykwalifikowani -0 , 57ns 0, 27“5 -0 , 73 0, 28ns - Robotnicy niewykwalifikowani -0 , 67ns -1 , 08 -0 , 78ns 0, 90 0, 91 -
Rolnicy -1 , 82 -0 , 65 1, 32 0, 05“ 0, 56 3, 18
115 - wartości nieistotne statystycznie (p < 0 , 05); pozostałe wartości istotne dla p > 0 , 01.
5 Parametry te zostały ustalone w ramach modelu, który (wyrażając rzecz w terminach
Tabela 7. Wskaźniki częstości homogamicznych małżeństw (na przekątnej) i małżeństw między członkami różnych kategorii (poniżej przekątnej) w 1995 roku
Kategorie społeczno-zawodowe badanych osób
Kategorie społeczno-zawodowe małżonków
1 2 3 4 5 6
Wyższe kadry kierownicze
i inteligencja 1, 94 - - - - -
Pozostali pracownicy
umysłowi 0, 28ns -0 , 27"s - — —
Właściciele firm 1, 03 0, 64 1, 52 — — _
Robotnicy wykwalifikowani -0 , 91 0, 09ns -0 , 96 0, 27“ - — Robotnicy niewykwalifikowani -1 , 23ns -0 , 62 -0 , 75m 0, 57 1, 33 -
Rolnicy -1 , 11 -0 , 74 -0 , 79 -0 , 55“ 0, 36 2, 83
ns - wartości nieistotne statystycznie (p > 0 , 05); pozostałe wartości istotne dla p < 0 , 01.
Wielkości tych parametrów mają prostą interpretację - odniesione są one do średniej ogółem dla poszczególnych lat, czyli do średniej siły związku pomiędzy kategoriami mężów i żon w całej próbie. Wartość średnią identyfikuje punkt 0, wskaźniki dodatnie charakteryzują więc względnie „nadreprezen- towane”, a ujemne - „niedoreprezentowane” rodzaje małżeństw. N a głównej przekątnej zamieszczono wartości, informujące o sile homogamii, natomiast wartości poniżej mówią o względnej częstości małżeństw „mieszanych klaso
wo”. Czytelnikowi należy się jeszcze jedno wyjaśnienie - jak łatwo spostrzec, częstości związków między reprezentantami różnych kategorii rozpatrujemy tu tylko w połowie. Przykładowo więc, dane z pierwszej kolumny w tabelach 5-7, dotyczą jedynie tych par, w których małżonek był inteligentem lub reprezentan
tem wyższych kadr kierowniczych, a ankietowana osoba inteligentem (lub kierownikiem), pracownikiem umysłowym, właścicielem, robotnikiem wykwali
fikowanym lub niewykwalifikowanym czy rolnikiem. Natomiast nie m a w tych tabelach parametrów, odpowiadających na symetryczne pytanie dotyczące częstości związków między ankietowanymi inteligentami (i kierownikami), a małżonkami należącymi do kategorii inteligentów (i kadry kierowniczej), pracowników umysłowych, właścicieli, robotników i rolników - jeżeli po
sługiwać się tym samym przykładem. Merytorycznie rzecz biorąc, nie są to
modelowania log-liniowego) jest modelem pełnym (nasyconym). Przedmiotem analizy były dwu
wymiarowe tabele 6 na 6 (kategorie zawodowe respondenta skrzyżowane z kategoriami małżonka) dla 1987, 1992 i 1995 roku. W modelu nasyconym {saturated model), pola tabel (odpowiednik zmiennej wyjaśnianej w modelu regresji) są funkcją efektów liczebności brzegowych tabeli (kategorii zawodowych respondenta i małżonka) i niezależnego od nich efektu interakcji dla poszczególnych pól, który identyfikuje siłę zależności między odpowiednimi kategoriami.
24 H E N R YK D O M A Ń SK I
ekwiwalentne informacje, jako że pierwsza z nich odnosi się do inteligenta współmałżonka, natomiast w kontekście drugiej - inteligentem (lub kierow
nikiem) jest ankietowana osoba. Niemniej, obydwa te przypadki dotyczą tego samego wzoru małżeństw, jeżeli więc nie dokonujemy między nimi rozróżnień pod kątem wzorów charakterystycznych dla mężów i żon, wystarczy odwołanie się tylko do jednego z nich, natomiast drugą z tych informacji można pominąć.
W załączonym na końcu Aneksie zamieściłem tabele z parametrami dla pól charakteryzujących pary kategorii powyżej przekątnej, które w istocie rzeczy, nie zmieniają wniosków dotyczących kierunku zmian.
Spójrzmy na te tabele, jak na plastyczną mapę. Wysokie wartości dodatnich wskaźników są orientacyjnymi punktami szczególnie bliskich relacji, parametry ujemne identyfikują bariery, natomiast wielkości najbliższe zeru wskazują rejony „rozrzedzenia” tych związków. Z kilku aspektów zasługujących na uwagę, pierwszy dotyczy inteligencji, dla której lata 90. były okresem szukania miejsca w nowej strukturze społecznej i hierarchii celów. Dominującym wąt
kiem w nieustającej dyskusji na temat niespełnionej roli inteligencji jako przywódcy narodu, była zapowiedź zaniku jej odrębności na fali komercjalizacji i likwidacji tradycyjnego etosu w warunkach kapitalistycznego rynku pracy.
0 nietrafności tych przewidywań świadczy awans inteligencji w hierarchii dochodów, co powiększyło dystans standardu materialnego, oddzielający ją od innych warstw. Niemniej jednak, objęły ją również procesy sprzyjające osłabie
niu jej odrębności, a jednym z nich - jak wynika z tych danych - była malejąca zbieżność między pozycjami zawodowymi mężów i żon. Wskaźniki „czystej homogamii” wśród inteligentów systematycznie zmniejszały się z poziomu 2, 35 (dla 1987 roku) do 1, 94, odnotowanego w połowie lat 90. N a małżeńskim rynku w iększym wzięciem zaczęli się cieszyć członkow ie innych w arstw , co m o że być tylko zjawiskiem przejściowym i nie związanym z logiką dokonujących się zmian. Być może jednak ten związek istnieje i wzrost liczby małżeństw mieszanych klasowo odzwierciedla procesy wychodzenia przez inteligentów z własnych środowisk. Ambitne jednostki ulegają ciśnieniu zachodnich wzorów kariery, których atrakcyjność zmusza do poszukiwania zyskownych zajęć 1 porzucenia pretensji związanych z estymą prestiżowego zawodu. Faktem jest, że stosunkowo najwięcej szans dostarczyła im sfera prywatnego biznesu, być może więc nieprzypadkowo najbardziej nasiliły się związki małżeńskie inteligen
tów z przedstawicielami tej sfery. Jak wynikałoby z danych przedstawionych w tabeli 7, inteligenci „otworzyli się” w zasadzie tylko w jednym kierunku - na małżeństwa z właścicielami firm (1, 03). W połowie lat 90. ludzie biznesu stali się najczęstszymi partnerami inteligentów, podczas gdy przedtem częstość tych związków (0, 27 i -0 , 01) nie odbiegała w znaczącym stopniu od średniej krajowej.
Kategoria właścicieli była drugą warstwą społeczną, która nie mniej konsekwentnie rozluźniała szyki, czego świadectwem stał się spadek wskaźnika
homogamicznych małżeństw, z poziomu 2, 13 do 1, 52. T a znacząca różnica nie może być dziełem przypadku: właściciele stali się kategorią bardziej otwartą na relacje małżeńskie z przedstawicielami innych warstw i nie wynikało to jedynie ze wzrostu ich liczebności, związanego z przekształceniami struktury zawodo
wej. Obok inteligencji byli oni drugim ośrodkiem występowania mechanizmów, które symbolizują modernizację, osłabienie tradycyjnych dystansów i równość szans.
Nie ulegając sugestywnej wymowie tych malejących liczb, zwróćmy uwagę na czynniki podtrzymujące zbieżność statusu małżonków, które są ważniejsze od zmian. Podstawowym czynnikiem jest homogamia małżeńska, o czym informują generalnie wyższe wskaźniki występowania homogamicznych mał
żeństw, w porównaniu ze związkami małżeńskimi między reprezentantami różnych warstw. Należy podkreślić, że w przełomowym okresie transformacji ustrojowej tendencja ta nie ulegała zmianom. Stosunkowo najbardziej za
mkniętą kategorią byli przez cały czas rolnicy, charakteryzujący się najwyższą częstością związków małżeńskich ograniczonych do własnych środowisk zawo
dowych. Drugą pozycję zajmowali inteligenci, którzy wyraźnie wyprzedzali właścicieli firm. Obydwie kategorie robotników reprezentowały raczej niski stopień zwartości; jednak zdecydowanie najmniej zwartym segmentem pozo
stawali niżsi pracownicy umysłowi, dla których wskaźnik częstości homo
gamicznych małżeństw nie odbiega od średniej krajowej. Oznaczało to, prak
tycznie rzecz biorąc, że równie często zawierali oni związki między sobą, jak i z reprezentantami różnych klas. Przypadek pracowników umysłowych niż
szego szczebla zasługuje na niekonwencjonalny cytat z Schumpetera: „różnica między relacjami [małżeńskimi] wewnątrz klasy i poza nią jest tym samym, co płynąć z prądem i pod prąd” (1951: 141). Stosunki małżeńskie były dla niego kamieniem węgielnym struktury klasowej - rozwijając przytoczone stwierdzenie w sformułowanej przez siebie teorii klas Schumpeter dodaje, że małżeństwa mieszane klasowo muszą być z natury rzeczy rzadszym zjawiskiem, jako
„dziwny i wymuszony tw ór”, ponieważ tak delikatne kwestie, jakimi są różnice zwyczajów i charakteru między reprezentantami różnych klas, trudno jest ze sobą pogodzić.
Drugim ważnym obszarem utrzymywania się zbieżności czynników statusu jest rejon pogranicza między kategoriami pracowników fizycznych i umys
łowych - przy zaliczeniu do pracowników umysłowych właścicieli firm. Pofał
dowana m apa gęstości małżeństw obniża się na styku relacji między robot
nikami wykwalifikowanymi a ludźmi biznesu; częstość związków małżeńskich przekraczających tę barierę, czyli „mieszanych klasowo” przechodzi stopniowo do stanu depresji, czego świadectwem są ujemne wskaźniki częstości małżeństw:
między robotnikami i rolnikami z jednej strony, a inteligencją, pracownikami umysłowymi i właścicielami firm - z drugiej. Jak dowodzą wyniki analiz z różnych krajów, dystans między pracownikami umysłowymi i fizycznymi
26 HEN R YK D O M A Ń SK I
należy do uniwersalnych osi systemu uwarstwienia, mocno zakorzenionych w różnicach standardu materialnego, separacji kulturowej i stylu życia. Rów
nież w przypadku Polski lat 90. pozostawał on niezmiennie kluczowym podziałem.
Wnioski
Badania nad wzorami doboru małżonków mają kilkudziesięcioletnią histo
rię. Starano się w nich uchwycić społeczne mechanizmy tego zjawiska, wpływ na układy dystansów i jego głębsze podłoże. Analizy te uzyskały nowy wymiar, gdy wzrost liczby porównywalnego materiału pozwolił przejść do komparatystyki w przekroju między krajowym i do porównań prowadzonych w długich prze
działach czasu (Jones 1987; Ultee i Luijkx 1989; Hollinger i Haller 1990).
Powtarzającym się wnioskiem z tych badań było stwierdzenie o wysokiej zbieżności pozycji społecznej małżonków, co wskazywało na znaczącą rolę tych wzorów w odtwarzaniu się hierarchii uwarstwienia.
Z grubsza rzecz biorąc, takie jest również tło moich analiz. Nie chodziło w nich o rozstrzygnięcie standardowych problemów podejmowanych przez socjologię zachodnią, ponieważ w polskiej socjologii niemało już w tej dziedzi
nie zrobiono (zob. Warzywoda-Kruszyńska 1974; Kacprowicz 1989; Domański i Dukaczewska 1997; Domański 1999). Analizując dane z badań zrealizowa
nych w latach 1987-1997, próbowałem ustalić, jak kształtowały się wzory zbieżności pozycji społecznej mężów i żon na przestrzeni tych lat. Analizy prowadzone w stabilnych demokracjach Zachodu nie wyszły poza dylemat
„stabilność czy zmiana”, wyeksploatowany w empirycznych studiach nad ruchliwością zawodową, i przeniesiony na grunt badań nad wzorami małżeń
skiego doboru. W większości krajów nie stwierdzono w tym aspekcie znaczą
cych zmian, z wyjątkiem Holandii, gdzie w powojennych rocznikach wystąpiły tendencje do malejącej homogamii i większej otwartości między przedstawicie
lami różnych środowisk (Sixma i Ultee 1984).
Prawdopodobieństwo wystąpienia podobnych zmian w Polsce było małe, niemniej jednak w latach 90. nałożyło się na siebie kilka istotnych przekształceń, wynikających ze zmiany ustroju. Najbardziej charakterystycznym z nich były procesy wzrastającej krystalizacji hierarchii społecznej. Nasuwające się w tym kontekście pytanie o dynamikę zbieżności pozycji społecznej małżonków stwarzało pewną szansę odejścia od tradycyjnego schematu analiz. Jakie są zatem konkluzje? Główny wynik potwierdza generalną prawidłowość, która mówi o braku większych zmian. Współczynniki korelacji między pozycjami społecznymi mężów i żon utrzymywały się na poziomie 0, 77-0, 75, co jedno
znacznie wskazuje, że zasada zbieżności czynników statusu społecznego mał
żonków w dalszym ciągu silnie łączyła ze sobą reprezentantów tych samych
środowisk. Wynikałby stąd ważny wniosek: wzory małżeńskiego doboru są w Polsce indyferentne wobec rozwoju kapitalistycznych stosunków rynkowych.
Nie pozostawały one w żadnym związku z krystalizacją wymiarów uwarst
wienia, co w niczym nie zmienia faktu, że ich trwałość jest jednym z ogniw odtwarzania się istniejących hierarchii, dystansów i barier.
Literatura
Abbott, P. i R. Sapsford. 1987. Women and Social Class. London: Tavistock.
Acker, Joan. 1973. Women and social stratification: a case o f intellectual sexism.
„American Journal of Sociology” 78: 936-945.
Barber, Bernard. 1957. Social Stratification. New York: H arcourt Brace.
Barth, Ernest i Walter B. Watson. 1967. Social stratification and the fam ily in mass society. „Social Forces” 45: 392-401.
Berger, Peter i H. Kellner. 1970. Marriage and construction o f reality, s. 50-73.
W: Hans P. Dreitzel (red. ), Patterns o f Communicative Behaviour. New York:
Macmillan.
Bennoit-Smullyan, Emile. 1944. Status, status types and status interrelations.
„American Sociological Review” 9: 151-161.
Beshers, James M . 1963. Urban social structure as a single hierarchy. „Social Forces” 41: 233-239.
Bollen, Kenneth. 1989. Structural Equations with Latent Variables. New York:
Wiley.
Brown, J. C. 1952. Social class, inter-marriage, and church membership in a Kentucky community. „American Journal of Sociology” 57: 232-292.
Carlsson, Gosta. 1958. Social Mobility and Class Structure. Lund: CWK Gleerup.
Centers, Richard. 1949. Marital selection and occupational strata. „American Journal of Sociology” 54: 197-203.
Davis, N. J. i Robert V. Robinson 1988. Class identification o f men and women in the 1970s and 1980s. „American Sociological Review” 53: 103-112.
De Jong, P. i in. 1971. Patterns o f female intergenerational occupational mobility:
a comparison with male patterns o f inter generational occupartional mobilty.
„American Sociological Review” 36: 1033-1042.
Domański, Henryk. 1994. Społeczeństwa klasy średniej. Warszawa: Wydawni
ctwo IFiS PAN.
Domański, Henryk. 1996. Na progu konwergencji. Stratyfikacja społeczna w krajach Europy Środkowo-Wschodniej. Warszawa: Wydawnictwo IFiS PAN.
Domański, Henryk. 1998. M ąż czy żona? Wpływ małżonków na identyfikacje z klasą średnią w piętnastu krajach. „K ultura i Społeczeństwo” 1(62):
125-142.
28 HEN R YK DOM AŃSK I
Domański, Henryk. 1999. Czy w Polsce zanikają klasy? Postawy wyborcze a miejsce w strukturze społecznej w latach 1991-1997. „Studia Socjologiczne”
3 (154): 83-113.
Domański, Henryk. 2000. Hierarchie i bariery społeczne w latach dziewięć
dziesiątych. Warszawa: Instytut Spraw Publicznych.
Domański, Henryk i Aleksandra Dukaczewska. 1997. M ąż i żona: czyja pozycja decyduje o identyfikacji z klasą społeczną. „Studia Socjologiczne” 2 (145):
105-133.
Elder, Glenn. 1969. Appearance and education in marriage mobility. „American Sociological Review” 34: 519-533.
Erikson, Robert i John H. Goldthorpe. 1992. The Constant Flux. Oxford:
Clarendon Press.
Felson, Marcus i David Knoke. 1974. Social status and married woman.
„Journal of M arriage and the Family” 36: 516-521.
Goldthorpe, John H. 1980 (1987, II wyd). Social Mobility and Class Structure in Modern Britain. Oxford: Clarendon Press.
Goldthorpe, John H. 1983. Women and class analysis: in defence o f the conventional view. „Sociology” 17: 465^188.
Goode, William J. 1970. M arital satisfaction and instability: a cross-cultural analysis o f divorce. S. 154-170. W: Melvin M. Tumin (red. ), Readings in Social Stratification. Englewood Cliffs, N. J.: Prentice Hall.
Goody, Jack. 1971. Class and marriage in Africa and Eurasia. „American Journal of Sociology” 76: 585-603.
Graetz, Brian. 1991. The class location o f families: a refined classification and analysis. „Sociology” 25: 101-119.
Hall, J. 1954. A comparison o f social endogamy in England and Wales and the U. S. A. S. 31-55. W: David V. Glass (red. ), Social Mobility in Britain.
Glencoe: The Free Press.
Hollinger, M. i M ax Haller. 1990. Kinship and social networks in modern societies: a cross-cultural comparison across seven nations. „European Socio
logical Review” 6: 103-124.
Hayes, Bernadette i Frank. L. Jones. 1992. Marriages and political partisan
ship in Australia. Do wives characterictics make a difference. „Sociology”
26.
Heath, Anthony i Nicky Britten. 1984. Women’s job do make a difference:
a reply to Goldthorpe. „Sociology” 18: 475- 499.
H out, Michael. 1982. Mobility Tables. London: Sage Publications.
Jaccard, James i Choi K. Wan. 1996. L IS R E L Approaches to Interaction Effects in Multiple Regression. London: Sage Publications.
Jones, Frank. L. 1987. Marriage patterns and the stratification system: trends in educational homogamy since 1930s. „Australian and New Zealand Journal of Sociology” 23: 185-198.
Kacprowicz, Grażyna. 1989. Małżeństwa a struktura społeczna w Polsce.
Warszawa: Instytut Socjologii UW.
Laumann, Edward O. 1973. Bonds o f Pluralism. New York: Wiley.
Lenski, Gerhard. 1954. Status crystallization. A non-vertical dimension o f social status. „American Sociological Review” 19: 405-413.
Leiullsfrud, H. i A. Woodward. 1989. Cross-class encounters o f a close kind:
class awareness and politics in Swedish families. „Acta Sociologica” 32:
75-93.
McCall, George i J. L. Simmons. 1960. Interaction and Identities. New York:
Free Press.
M cFarland, David i Daniel Brown. 1973. Social distance as a metric: a sys
tematic introduction to smallest space analysis, s. 213-253. W: E. O. Laumann (red. ), Bonds o f Pluralism. New York: Wiley.
McRae, Susan. 1986. Cross-Class. A Study o f Wives’ Superiority. Oxford:
Clarendon Press.
Parsons, Talcott. 1954. An analytical approach to the theory o f social stratifica
tion. S. 69-88. W: Essays in Sociological Theory. Glencoe, 111.: The Free Press.
Philibar, W. i D. Hiller. 1978. The implications o f wife’s occupational attaintment fo r husband’s class identification. „Sociological Quarterly” 19: 450-458.
Prandy, Kenneth i in. 1982. White-Collar Worker. London: Macmillan Press.
Ritter, Kathleen i Lovell Hargens. 1975. Occupational positions and class identification o f married working women: a test o f the asymmetry hypothesis.
„American Journal of Sociology” 80: 934-948.
Rutkowski, Jan. 1996. Wykształcenie a perspektywy rynku pracy (dziesięć rysunków pokazujących, że warto się uczyć). „N auka i Szkolnictwo Wyższe”
7: 81-97.
Sawiński, Zbigniew i Henryk Domański. 1995. Polska socjologiczna klasyfika
cja zawodów - P SK Z 1995. Propozycja badawcza. „Ask” 2: 77-94.
Schumpeter, Joseph A. 1951. Social classes in ethnically homogeneous en- viroment. W: Imperialism and Social Classes. Oxford: Blackwell.
Słomczyński, Kazimierz M. i in. 1989. Struktura społeczna: schemat teoretyczny i warsztat badawczy. Warszawa: Wydawnictwo IFiS PAN.
Sixma, H. i W out Ultee. 1984. Marriage patterns and openness o f society;
educationalheterogamy in the Netherlands in 1959, 1971 and 1977. S. 91-108.
W: Bart E. M. Bakker, Juup Dronkers i Harry B. Ganzeboom (red. ), Social Stratification and Mobility in the Netherlands. Amsterdam; SISWO Pub
lication.
Sorenson, A. 1994. Women, family, and class. „Annual Review of Sociology”
20: 27-47.
Svalastoga, Kaare. 1959. Prestige, Class and Mobilty. Copenhagen: Glydendal.
Treiman, D onald J. 1977. Occupational Prestige in the Comparative Perspective.
New York: Academic Press.
