Henryk Domański Dariusz Przybysz
Polska Akademia Nauk
BARIERY ZAWIERANIA MAŁŻEŃSTW W POLSCE W LATACH 1977–2007
Dotychczasowe ustalenia dotyczące barier małżeńskich wskazują na brak jednoznacznych zmian w czasie. W przypadku Polski dotyczy to zwłaszcza:
utrzymywania się siły związku między wykształceniem małżonków, siły homogamii, braku zmian w ostrości dystansów i występowania wyższego poziomu wykształcenia wśród żon. Przedstawione tu ustalenia – dotyczące lat 1977–2007 – obejmują najdłuższy z dotychczas rozpatrywanych przedziałów czasowych. Analizujemy te zależności wśród nowożeńców, inaczej niż we wcześniejszych analizach, które dotyczyły wszystkich małżonków. Zmiany w otwartości barier małżeńskich wśród nowożeńców wskazywałyby, że podle- gają one innym mechanizmom kształtowania się dystansów społecznych niż bariery małżeńskie ogółem. Z naszych analiz wynika, że nastąpił wzrost otwartości w la tach 1977–2007, czego najbardziej jednoznacznym świadectwem był spadek siły związku między poziomem wykształcenia no - wożeńców. Osłabieniu uległa również bariera między osobami z wykształce- niem podstawowym i wyższym, średnim i wyższym oraz średnim ukończonym i nieukończonym. Fakt, że zjawiska te wystąpiły po kilku latach kształtowania się gospodarki rynkowej, pozwala wnioskować, że źródłem tego procesu mogła być zmiana systemu, towarzyszący jej wzrost ruchliwości, a zwłaszcza rozpowszechnienie edukacji na poziomie szkół wyższych.
Główne pojęcia: otwartość struktury społecznej, homogamia edukacyjna, bariery zawierania małżeństw, asymetria płci, modele logarytmiczno-liniowe.
Henryk Domański, Instytut Filozofii i Socjologii PAN, e-mail: hdomansk@ifispan.waw.pl Dariusz Przybysz, Instytut Filozofii i Socjologii PAN, e-mail: przybysz@ifispan.waw.pl
Przedstawione tu analizy dotyczą otwartości struktury społecznej utożsa- mianej z przenikalnością barier społecznych. Najczęściej stosowaną charak- terystyką otwartości jest ruchliwość społeczna lub – odwracając problem – siła dziedziczenia pozycji rodziców. Na drugim miejscu są bariery w zawieraniu małżeństw, analizowane głównie ze względu na poziom wykształcenia, pozy- cję zawodową, pochodzenie społeczne i rodzaj wyznania.
Najwięcej uwagi badaczy przyciągają bariery edukacyjne. Zawieranie mał- żeństw między osobami o różnym wykształceniu zwykło się traktować jako wskaźnik większej otwartości, podczas gdy tendencja do homogamii eduka- cyjnej małżonków wskazuje na silniejsze bariery. Przeanalizujemy pod tym kątem wzory zawierania małżeństw w Polsce od 1977 do 2007 roku, próbu- jąc odpowiedzieć na pytanie, jak kształtowała się wtedy otwartość struktury społecznej. Analizy takie już w odniesieniu do Polski robiono (Domański i Przybysz 2007). Krokiem naprzód – w tym, co prezentujemy poniżej – jest wydłużenie perspektywy czasowej i odwołanie się do danych, pochodzących z urzędów stanu cywilnego (przesyłanych do Głównego Urzędu Statystycz- nego). Przedmiotem naszej analizy są wszystkie zarejestrowane małżeństwa dla kolejnych punktów czasowych. W porównaniu z badaniami surveyowy- mi, realizowanymi na próbach ludności, jest to bardziej wiarygodna podsta- wa do uchwycenia tendencji w zakresie kształtowania się relacyjnego aspek- tu dystansów społecznych.
Struktura artykułu jest następująca. Zaczynamy od przypomnienia dotych- czasowej historii tych badań. Druga część zawiera hipotezy, uzasadniające ważność tego problemu. Następnie, po przedstawieniu danych i schematu ana- liz, przechodzimy do prezentacji wyników. Analizując wzory zawierania mał- żeństw skoncentrujemy się na prześledzeniu zmian w czterech kluczowych aspektach: (i) siły związku między wykształceniem małżonków, (ii) kształtu barier małżeńskich (jak dalece występują one w postaci hierarchii?) (iii) iden- tyfikacji kategorii o najsilniejszej homogamii, (iv) rozmiarów asymetrii mię- dzy poziomem wykształcenia mężów i żon.
Dotychczasowe zmiany
Głównym celem analiz nad wzorami zawierania małżeństw jest uchwyce- nie tendencji zmian w otwartości struktury społecznej. Ustalenia pochodzące z różnych krajów wskazują na brak znaczących zmian w sile związku między wykształceniem małżonków.
W Stanach Zjednoczonych stwierdzono, że do lat sześćdziesiątych XX wieku występował spadek tej zależności, jednak następnie dokonał się zwrot i jej siła wzrastała (Mare 1991; King Whyte 1990; Kalmijn 1998). Tendencję
do wzrostu odnotowano również w Niemczech (Blossfeld i Timm 1997) i na Węgrzech (Uunk i in. 1996), wyjaśniając to przypisywaniem coraz większe- go znaczenia wykształceniu jako wyznacznikowi pozycji społecznej.
W Holandii, w latach 1959–1979, stwierdzono zarówno wzrost (Ultee i Sixma 1984; Ultee i Luijkx 1990), jak i spadek otwartości barier małżeńskich (Hen- drickx 1994). Natomiast brak znaczących zmian odnotowano w Australii – opierając się na danych z badania zrealizowanego w 1981 roku porównywa- no tam zależność między poziomami wykształcenia małżonków dla kolejnych grup wieku. Dominującym stanem był brak zmian, z wyjątkiem osłabienia siły tej zależności w rocznikach zawierających małżeństwa w latach trzydzie- stych. Wynik ten zinterpretowano jako rezultat destabilizacji stosunków spo- łecznych w następstwie Wielkiego Kryzysu, co pociągnęło za sobą przejścio- wy (i niezamierzony) wzrost otwartości struktury społecznej (Jones 1987).
Również w Czechach i – osobno – w Słowacji stwierdzono brak istotnych zmian w sile barier małżeńskich posługując się schematem porównywania grup wieku (Boguszak 1990).
Ustalenia dotyczące braku zmian można również odnieść do Polski. Pierw- sze systematyczne analizy homogamii małżeńskiej pochodzą z lat sześćdzie- siątych XX wieku. Przeprowadziła je Wielisława Warzywoda-Kruszyńska (1974) na danych z badań zrealizowanych na próbach ludności miejskiej w Szczecinie, Koszalinie i Łodzi. Porównując siłę związku między pozioma- mi wykształcenia małżonków w grupach wieku nie stwierdzono różnic, co można było interpretować jako świadectwo braku zmian w czasie. Trwałość wzorów zawierania małżeństw potwierdziły wyniki kolejnych analiz. W 1972 roku zrealizowano badanie na ogólnopolskiej próbie ludności w wieku 30–39 lat. Posługując się tymi danymi i danymi Głównego Urzędu Statystycznego z lat 1975–1982, Grażyna Kacprowicz (1989) porównała zależność między kategoriami wykształcenia nowożeńców, stwierdzając brak zasadniczych zmian dla kolejnych grup wieku. Tego samego okresu dotyczą ustalenia pochodzące z badań poborowych, zrealizowanych w 1986 i 1995 roku. Przed- miotem analizy było tu wykształcenie rodziców poborowych. Nie rozpatry- wano siły związku, natomiast porównując odsetki małżeństw homogamicz- nych, zawieranych w latach 1949–1981, stwierdzono zmniejszenie się ich rela- tywnego udziału wśród ogółu małżeństw (Welon i in. 1998). Brak znaczących zmian potwierdziły analizy Michała Pohoskiego (1991) dla lat 1972–1987.
Dodatkowo, respondentom z 1972 roku zadawano pytanie o wykształcenie rodziców, co umożliwiło objęcie analizami roczników przedwojennych – rów- nież i to porównanie dokumentowało brak zmian.
Stosunkowo najbardziej aktualnych ustaleń dostarczyły nasze analizy (Domański i Przybysz 2007) odwołujące się do badań realizowanych w latach 1987–2004. Analizy te prowadzą do generalnego wniosku, że wzory zawie-
rania małżeństw w Polsce nie odbiegają od ogólnych prawidłowości. Tak jak w innych krajach, statystyczny Polak wybierając partnera kieruje się zasadą podobieństwa statusu, a bariery małżeńskie są tym ostrzejsze, im większa jest różnica między poziomami wykształcenia męża i żony. Mimo że dokonała się zmiana systemu polityczno-ekonomicznego, nie zmieniła się siła zależności między wykształceniem małżonków.
Hipotezy
Brak zmian we wzorach zawierania małżeństw wynika z braku istotnych zmian w systemach wartości. Wybór małżonka dokonywany jest na podsta- wie oceny przyszłych „korzyści” – jak ujmuje to jedna z teorii (Becker 1990) – gdzie sprawy uczuciowe i emocje łączą się z pragmatycznym podejściem, a kryteriami branymi pod uwagę są atrakcyjność i miłość, zasoby materialne, podobieństwo planów i celów życiowych oraz bliskość przekonań, upodobań i postaw. Decyzje te są wynikiem długotrwałej socjalizacji wyniesionej z rodziny, szkoły i kręgu znajomych. Dodatkowo wzmacnia ją zależność pre- ferencji małżeńskich od usytuowania w hierarchii społecznej, tak więc zmia- ny w tym zakresie nie mogą się dokonać od razu.
Jednak zmiana systemu społeczno-politycznego jest sytuacją szczególną, sprzyjającą przewartościowaniu kryteriów wyboru. Związaną z tym dynami- kę wydarzeń uznaliśmy za przesłankę do podjęcia tej problematyki na nowo.
To, że nie udało się dotychczas uchwycić zmian w sile barier małżeńskich, może być konsekwencją zbyt krótkiej (w Polsce) historii kapitalistycznych stosunków rynkowych. Wprowadzenie ich nie dokonało się drogą rewolucyj- ną, stąd też trudno byłoby wytyczyć jakąś datę graniczną. Ponadto, wśród no - wożeńców prawidłowości te mogły się kształtować inaczej niż w całej popu- lacji małżeństw. Zakładając, że zmiany systemowe oddziałują na stratyfikację społeczną z opóźnieniem, spróbujemy ustalić, czy pod względem siły barier małżeńskich moment ten już w Polsce wystąpił. Odwołanie się do danych dla kilkunastu punktów czasowych z lat 1977–2007 pozwoli odpowiedzieć na pytanie, w jakim stopniu zmiany we wzorach zawierania małżeństw przypa- dają na czas rozwoju stosunków rynkowych.
Przejdźmy do hipotez. Skoncentrujemy się na sześciu aspektach.
1. Pierwszym z nich są zmiany zakresu homogamii mierzonej liczbą mał- żeństw o tym samym poziomie wykształcenia małżonków. Dotychczasowe analizy (w tym również dla Polski) wskazują na postępujący spadek tak defi- niowanej homogamii wśród ogółu małżeństw, co wynika głównie z szybsze- go wzrostu osób z wyższym wykształceniem wśród kobiet. Na przykład, według danych dla 2004 roku, wyższym wykształceniem legitymowało się
16,7% kobiet i 11,2% mężczyzn (Domański i Przybysz 2007). Biorąc pod uwagę tendencję do wzrostu rozbieżności między strukturą wykształcenia mężczyzn i kobiet formułujemy hipotezę 1. – mówi ona, że na przestrzeni ostatnich kilkudziesięciu lat zakres homogamii małżeńskiej zmniejszył się.
2. Wzrost heterogamii nie jest tożsamy ze zwiększeniem się otwartości struktury społecznej mierzonej siłą związku między poziomem wykształcenia małżonków. Upadek komunizmu i rozwój kapitalistycznych struktur rynko- wych mógł ją zwiększyć, ale mógł ją również osłabić. Jak mógł ją zwiększyć?
Teoria marginalnej użyteczności, której zastosowanie w odniesieniu do funk- cjonowania małżeństw przedstawił Gary Becker (1990), podkreśla dominują- ce znaczenie kalkulacji ekonomicznej1. Odwołując się do niej należałoby przyjąć, że rozwój kapitalizmu w Polsce powinien znaleźć odzwierciedlenie w przywiązywaniu większej wagi do poziomu wykształcenia małżonka. Bar- dziej, niż w poprzednim ustroju, atrybutem zyskującym na atrakcyjności przy dokonywaniu wyboru powinien być dyplom wyższej uczelni. Kierowanie się merkantylnymi celami powinno dodatkowo wzmocnić znaczenie innego, naj- ważniejszego z mechanizmów selekcji, a mianowicie zasady dobierania się według podobieństwa statusu materialnego i orientacji życiowych, znajdują- cych odzwierciedlenie w podobieństwie pozycji społecznej.
Zjawiskiem, mogącym osłabić siłę zależności między wykształceniem mał- żonków, był szybki wzrost edukacji na poziomie szkół wyższych. Od 1990 do 2007 roku liczba wyższych uczelni wzrosła ze 122 do 488, pociągając za sobą wzrost liczby studentów z 304 tys. do 1941 tys., a liczba absolwentów szkół wyższych zwiększyła się w latach 1995–2005 z 89 tys. do 394 tys.2. Wzrost liczby absolwentów wyższych uczelni zwiększa możliwość zawarcia z nimi małżeństwa reprezentantom kategorii o niższym statusie, czego konsekwen- cją może być osłabienie siły związku między wykształceniem partnerów (mał- żeństwa mieszane). Ale może być również odwrotnie, ponieważ wzrost „poda- ży” wyższego wykształcenia zwiększa szanse homogamii małżeńskiej w tej kategorii, zwiększając jej odrębność w hierarchii społecznej. Biorąc pod uwagę możliwość znoszenia się tych sprzecznych tendencji wysuniemy hipo- tezę 2. – o braku większych zmian w otwartości struktury społecznej.
1Pojęcie marginalnej użyteczności stosowane jest głównie w ekonomii, m.in. w celu wyja- śnienia motywów dokonywania przez jednostki wyboru określonych usług i dóbr. Zakładając, że całkowita użyteczność usługi, dobra, małżeństwa itp., jest sumą addytywnych korzyści, mar- ginalna użyteczność jest korzyścią czerpaną z „konsumowania” każdej dodatkowej jednostki.
Teoria marginalnej użyteczności wskazuje, że chociaż wzrost konsumpcji pociąga za sobą wzrost sumy satysfakcji (korzyści), to po przekroczeniu pewnego jej progu wartość każdej dodatkowej jednostki powoduje relatywny spadek korzyści – jest to tzw. prawo zmniejszania się marginalnej użyteczności.
2Dane są z: Rocznik Statystyczny (2007: 358–361) i Mały Rocznik Statystyczny (1999: 171).
3. Trzecim aspektem jest siła barier małżeńskich. Pytanie dotyczy tego, jakie są szanse, aby – powiedzmy – niewykształcony robotnik ożenił się z absolwentką wyższej uczelni, w porównaniu z możliwością zawarcia mał- żeństwa z absolwentką szkoły krawieckiej. O ile siła zależności między wykształceniem małżonków jest sumarycznym wskaźnikiem otwartości, o tyle analiza barier małżeńskich pozwala bardziej szczegółowo uchwycić istotę tych wzorów. Wyniki analiz prowadzonych dla różnych krajów wskazują, że siła tych barier jest funkcją „odległości” między poziomami wykształcenia przy- szłych mężów i żon, tzn. większe „odległości” identyfikują odpowiednio sil- niejsze bariery. Inaczej mówiąc, układają się one w hierarchię, odzwierciedla- jącą wymiar pozycji społecznej (Ultee 1989; Mare 1990; Kalmijn 1998).
Potwierdzeniem uniwersalnego zasięgu tych prawidłowości są ustalenia pocho- dzące z analiz przeprowadzonych dla kilkudziesięciu krajów na danych Euro- pejskiego Sondażu Społecznego z lat 2002–2004 (Domański i Przybysz 2007).
Cytowane ustalenia wskazują na brak większych zmian w latach 1987–
2004. Zgodnie z przewidywaniami, w okresie tym najmniej szans zawarcia związku małżeńskiego miały osoby z wykształceniem podstawowym i wyż- szym, a najwięcej reprezentanci kategorii sąsiadujących ze sobą. Jednak w dłuższym okresie (1977–2007) jakieś zmiany mogły mieć miejsce, co wyda- je się najbardziej prawdopodobne w odniesieniu do jego końcówki, w związ- ku z rozszerzeniem się dostępności szkół wyższych. Sformułujemy to w posta- ci hipotezy 3. – o zmniejszeniu się ostrości barier małżeńskich w górnych par- tiach hierarchii wykształcenia, przy utrzymywaniu się stabilnej hierarchii tych barier.
4. Czwartym aspektem będzie prześledzenie otwartości małżeństw o tym samym poziomie wykształcenia męża i zony. Postaramy się ustalić, które kate- gorie wykształcenia sprzyjają największej homogamii małżeńskiej, a które najsłabszej. Analizy przeprowadzone na danych ESS z 2004 roku wskazują na występowanie najsilniejszej homogamii w małżeństwach, w których part- nerzy mają wykształcenie podstawowe (Domański i Przybysz 2007). Wynik ten jest zgodny z ustaleniami wskazującymi na występowanie kulturowej odrębności tych małżeństw. Wykształcenie podstawowe koncentruje się w kla- sach niższych, charakteryzujących się ograniczonym „kodem” kulturowym – na ogół robotników i chłopów – utrudniającym nawiązywanie kontaktów i bli- skości uczuciowej z przedstawicielami kategorii o wyższym statusie społecz- nym. Drugą z kolei kategorią o najniższej otwartości byli małżonkowie o wyż- szym poziomie wykształcenia, co wynika z podobieństwa statusu związanego ze światem „wyższej” kultury, wspólnoty upodobań, orientacji i dokonywa- nych wyborów.
Również i w Polsce małżeństwa o największej homogamii małżeńskiej rekrutują się z kategorii o wykształceniu podstawowym i wyższym. Przy
czym w drugiej połowie lat dziewięćdziesiątych homogamia tej drugiej kate- gorii uległa nawet zwiększeniu (Domański i Przybysz 2007). Wyjaśnienie wysokiej homogamii tych osób przedstawił w odniesieniu do Stanów Zjed- noczonych Robert Mare (1991). Małżonkowie z wyższym wykształceniem rekrutują się z byłych studentów, którzy długo przebywali razem i mają z tego tytułu statystycznie więcej szans na zawarcie związku ze sobą niż z osobami, które zakończyły edukację na niższym poziomie. Niższa homogamia wśród osób z niższym poziomem wykształcenia związana jest – według Mare’a – z zawieraniem przez nich małżeństwa w młodszym wieku; daje to więcej szans na kontynuowanie nauki przez jednego z partnerów przy zakończeniu jej przez drugiego.
Przenosząc to rozumowanie do polskiego kontekstu można zakładać, że wzrost racjonalności ekonomicznej w dokonywaniu wyboru małżonka powi- nien być czynnikiem sprzyjającym zamykaniu się kategorii usytuowanych na wyższych szczeblach hierarchii społecznej. Tak więc osoby z wyższym wykształceniem (w większości inteligenci) powinni jeszcze częściej wchodzić w związki małżeńskie ze sobą niż z reprezentantami klas niższych. Wpraw- dzie nie ma powodu sądzić, aby kryteriami opłacalności nie kierowali się robotnicy i chłopi, jednak w dalszym ciągu mają oni mniej szans na zawiera- nie związków z partnerami o wyższym poziomie wykształcenia. Hipoteza 4.
jest następująca: rysujący się od końca lat dziewięćdziesiątych wzrost homo- gamii wśród osób z wyższym wykształceniem może się zatem utrzymywać, tym bardziej że jego podłożem jest liczebny wzrost absolwentów wyższych uczelni.
5. Piąty z analizowanych aspektów dotyczy podobieństwa wyborów mał- żeńskich dokonywanych przez kobiety i mężczyzn. Z dotychczasowych ana- liz prowadzonych w różnych krajach wynika, że mężowie mają na ogół wyż- szy poziom wykształcenia niż żony. Jedną z interesujących interpretacji efek- tu asymetrii (określeniem tym posługuje się większość autorów) jest traktowanie jej jako świadectwa, że małżeństwo jest dla kobiet kanałem awan- su, a w każdym razie jest nim częściej w porównaniu do mężczyzn. Należy stwierdzić, że zjawisko to jest w znacznym stopniu wymuszone przez różni- ce w strukturze wykształcenia kobiet i mężczyzn. Kobiety częściej mają niż- sze wykształcenie od mężczyzn i dlatego część mężczyzn „musi” się z nimi z konieczności ożenić. Jednak asymetria utrzymuje się również przy uwzględ- nieniu tych różnic (Smits i in. 2000; Domański i Przybysz 2007). Wynikało- by stąd, że niezależnie od rozbieżności w strukturze wykształcenia mężczyzn i kobiet, na rynku małżeńskim funkcjonuje jakiś mechanizm zapewniający wyższą pozycję mężowi.
Odwrotnie jest w Polsce – należymy do krajów, w których żony mają wyższe wykształcenie od mężczyzn (Domański i Przybysz 2007). W latach
1987–2004 dominowały małżeństwa, w których stroną z wyższym poziomem wykształcenia była żona, co zasługuje na podkreślenie jako czynnik sprzyja- jący utrzymywaniu się większej przenikalności barier społecznych. Nie ma żadnych powodów, aby sądzić, że kształtowało się to inaczej w rozpatrywa- nym tu dłuższym przedziale czasowym. Utrzymywanie się przewagi mał- żeństw, w których żony sytuują się wyżej od mężów, potraktujemy jako hipo- tezę 5. Głosi ona, że w latach 1977–2007 asymetria wykształcenia kształto- wała się na korzyść żon. Inaczej mówiąc Polska była krajem, w którym małżeństwo pozostaje przede wszystkim kanałem awansu dla mężczyzn.
6. Osobną uwagę poświęcimy różnicom między miastem a wsią. Będzie to próba pogłębienia całościowego spojrzenia na wzory zawierania małżeństw z perspektywy istotnego dla Polski podziału. Pewnym ograniczeniem cało- ściowego podejścia jest nieuwzględnianie odrębności rynku małżeńskiego w poszczególnych segmentach struktury społecznej – w odniesieniu do Pol- ski porównamy wzory zawierania małżeństw wśród ludności wiejskiej i w miastach. Podstawowe różnice wynikają tu z odmiennej struktury wykształcenia. Na wsi więcej jest osób z wykształceniem poniżej średniego, co powinno znaleźć odzwierciedlenie w większym odsetku homogamii mał- żeńskiej tych osób. Ponieważ byłby to typowy efekt odmiennej struktury spo- łecznej, nie musi mu towarzyszyć tendencja do mniejszej otwartości barier zawierania małżeństw. Nie mamy jednoznacznej hipotezy w tej kwestii i podobnie jest w przypadku „asymetrii” płci – zobaczymy, czy również na wsi żony mają wyższe wykształcenie od mężów i czy asymetria ta utrzymuje się niezależnie od różnic pod względem struktury wykształcenia.
Dane
Empiryczną podstawą naszych analiz są dane GUS, pochodzące z urzędów stanu cywilnego. Przyszli małżonkowie – zawierający ślub cywilny lub kon- kordatowy – pytani są o uzyskane wykształcenie. Informacje te podawane są w roczniku demograficznym w postaci tabeli, w której kategorie wykształce- nia męża są zestawione z kategoriami wykształcenia żony. Przykładowy roz- kład tych małżeństw, zawartych w 2007 roku prezentujemy w tabeli 1.
W kolejnych wierszach przedstawione są kategorie wykształcenia mężów (zmienna H), a w kolumnach – identycznie zoperacjonalizowane wykształce- nie żon (zmienna W).
Zacieniowane pola na przekątnej tabeli odnoszą się do małżeństw homo- genicznych, w których mąż i żona nie różnią się ze względu na poziom wykształcenia. Ich łączna liczba wynosi 125568, co stanowi ponad połowę wszystkich małżeństw (51,1%). Pozostałe małżeństwa można określić jako
heterogeniczne. W miarę oddalania się od przekątnej, zwiększa się dystans między małżonkami pod względem wykształcenia. Prawidłowością zwracają- cą uwagę jest malejąca liczebność wraz ze zwiększaniem się tego dystansu.
Małżeństwa heterogeniczne można podzielić na te, w których żony charakte- ryzują się wyższym wykształceniem od mężów (pola powyżej przekątnej) i te, w których sytuacja jest odwrotna (poniżej przekątnej).
Tabela 1.Małżeństwa zawarte w Polsce w 2007 (liczby bezwzględne)
Takie tabele istnieją dla wszystkich lat 1977–2007. Ponieważ można zakła- dać, że wzory zawierania małżeństw nie zmieniają się w sposób znaczący z roku na rok, do analizy zmian w czasie zdecydowaliśmy się wybrać dane w odstępie trzyletnim, tj. dla 1977, 1980 itd., kończąc na 2007 roku. Łącznie uwzględniliśmy 11 punktów czasowych. W tabelach GUS posługiwano się dla niektórych lat niejednakowymi kategoriami wykształcenia, np. łączono kate- gorie „policealne” i „średnie”. W celu zapewnienia porównywalności, szcze- gółowy podział na 7 kategorii wykształcenia sprowadziliśmy do podziału na 4 kategorie: (1) wyższe, (2) średnie i policealne, (3) zasadnicze zawodowe, (4) podstawowe i niepełne podstawowe. Analizowany przez nas zbiór danych (tabela łącznego rozkładu o wymiarach 11*4*4) jest zamieszczony w aneksie.
Należy podkreślić, że z analizy wyłączone zostały osoby o wykształceniu gim- nazjalnym. Kategoria ta występuje dopiero od kilku lat i jest stosunkowo nie- liczna3. W 2007 roku małżeństwa, w których co najmniej jedna z osób miała wykształcenie gimnazjalne, stanowiły około 2,8%, a w poprzednich latach odsetek ten był jeszcze mniejszy.
Kategorie wykształcenia
męża (H)
Kategorie wykształcenia żony (W)
1 2 3 4 5 6 7 Razem
1. Niepełne
podstawowe 24 36 4 13 16 1 1 95
2. Podstawowe 26 4189 866 4531 5936 205 981 16734
3. Gimnazjalne 0 80 725 274 534 16 19 1648
4. Zasadnicze
zawodowe 22 4895 2453 18786 29946 1058 7685 64845
5. Średnie 8 2108 1818 8256 55227 1748 28627 97792
6. Policealne 4 34 25 132 731 464 716 2106
7. Wyższe 1 198 83 943 14098 790 46153 62266
Razem 86 11542 5977 32939 106493 4288 84189 245486
3Gimnazjum zostało wprowadzone jako etap kształcenia w wyniku reformy z 1999 roku.
Główną zaletą naszych danych – w porównaniu do danych z badań survey- owych – jest to, że dotyczą one całej populacji, stąd też nie pojawia się pro- blem wnioskowania statystycznego na podstawie próby. Po drugie, liczebno- ści dla kolejnych punktów czasowych są tak duże, że nie występują tu – typo- we dla prób z badań surveyowych – problemy z uogólnianiem wniosków. Po trzecie, w przypadku danych GUS nie występuje problem wynikający z ogra- niczonych możliwości śledzenia zmian we wzorach zawierania małżeństw.
Informacje te, w przypadku większości badań surveyowych dla Polski odno- szą się do sytuacji uchwyconej w momencie badania. Jeżeli więc np. porów- nujemy małżeństwa z badania dla 2000 i 2007 roku, to zdecydowana więk- szość małżeństw z 2007 roku zawierana była już przed 2000 rokiem, trudno więc na tej podstawie wnioskować o zmianach. Teraz zmiany w czasie anali- zujemy na zbiorowości nowożeńców, a więc porównujemy kategorie jedno- rodne ze względu na datę ślubu, co ułatwia intepretację wyników.
Z drugiej strony, analiza danych GUS jest związana z pewnymi ograni- czeniami. Dane te identyfikują wykształcenie małżonków w chwili ślubu. Nie pozwala to np. uchwycić sytuacji, gdy osoba z wykształceniem wyższym zawiera związek z osobą, która broni pracę magisterską w tydzień później, co powoduje, że małżeństwo klasyfikowane jest jako heterogamiczne. Należy pamiętać, że populacja nowożeńców charakteryzuje się znacznie wyższym poziomem wykształcenia i np. w 2007 roku kobiety z wyższym wykształce- niem stanowiły prawie jedną trzecią, a mężczyźni jedną czwartą tych mał- żeństw. Na zmiany struktury wykształcenia nowożeńców silniej wpływają takie zjawiska, jak upowszechnianie się związków partnerskich wśród osób o wyższym wykształceniu, zmiany wieku zawierania małżeństw itd. (np.
w 1980 roku 56,3% mężczyzn-nowożeńców i 74,6% kobiet zawarło małżeń- stwo mając mniej niż 25 lat, podczas gdy dla 2007 roku analogiczne odsetki wyniosły 25,3 i 45,8%)4.
Analiza Zmiany w zakresie homogamii małżeńskiej
Analizę zmian w czasie zaczniemy od prześledzenia podstawowych wzo- rów zawierania małżeństw. W tabeli 2 przedstawione zostały odsetki mał- żeństw homogamicznych w badanym okresie, tzn. tych sytuujących się w tabeli 4*4 na głównej przekątnej5. Najmniej małżeństw homogamicznych
4Dane są z: Rocznik Demograficzny (2008: 211–212).
5Liczba małżeństw homogamicznych zależy od liczby wyróżnianych kategorii wykształce- nia, stąd też odsetek dla 2007 roku z tabeli 1 różni się od odsetka podanego w tabeli 2.
było w 1983 – 51,9%, a najwięcej w 1992 roku – 53,9%. Różnice dla kolej- nych lat są jednak nieduże, co wskazuje na brak większych zmian w czasie.
Warto pamiętać, że stwierdzenie to niewiele mówi o sile związku między wykształceniem małżonków. Ograniczona wartość wskaźnikowa odsetków homogamii wynika z ich zależności od struktury wykształcenia mężów i żon.
Zauważmy, że osiągają one maksymalną wielkość (100) tylko w przypadku wystąpienia identycznej struktury wykształcenia małżonków, tj. identyczno- ści rozkładów brzegowych6. Jakakolwiek rozbieżność rozkładów „wymusza”
konieczność wystąpienia małżeństw heterogamicznych niezależnie od ten- dencji do otwartości struktury społecznej.
Tabela 2.Odsetki małżeństw homogamicznych, indeksy rozbieżności, oraz odsetki małżeństw, w których mąż ma wyższe wykształcenie od żony i małżeństw, w których żona ma wyższe wykształcenie od męża
W przypadku Polski zmiany w rozbieżności wykształcenia mężczyzn i kobiet nie przekładały się na zmiany w odsetkach homogamii. O tym, jak kształtowały się te rozbieżności w badanym okresie, informują wartości indek- su zamieszczonego w tabeli 2. Jest to tzw. indeks rozbieżności (Gini 1914), którego wartości wynoszą 0 dla (hipotetycznego) przypadku identycznej struk- tury wykształcenia mężów i żon, a maksymalnie 100 dla (równie modelowej) sytuacji wykluczania się poziomów ich wykształcenia. Wartości te można interpretować jako informację o tym, jaki odsetek mężów (lub żon) należało-
6Oczywiście, dotyczy to tylko zbiorowości osób, które zawarły związek małżeński. Barie- ry społeczne mogą znajdować również odzwierciedlenie w rezygnacji ze ślubu. Jest to np. sytu- acja osoby z wyższym wykształceniem, która (z braku wystarczającej liczebności partnerów o tym samym statusie) decyduje o pozostaniu osobą samotną. Dane, z których korzystamy, nie pozwalają jednak na uchwycenie tych zjawisk.
Rok 1977 1980 1983 1986 1989 1992 1995 1998 2001 2004 2007 Odsetki małżeństw
homogamicznych 52,8 52,4 51,9 52,3 53,6 53,9 52,7 52,0 52,1 52,3 53,4 Indeksy rozbieżności 16,6 17,0 18,0 18,8 17,4 16,9 16,4 15,2 14,2 13,9 14,3 Wykształcenie męża
wyższe niż wykształ-
cenie żony 20,6 18,7 18,4 18,9 18,3 18,1 18,4 17,5 16,7 15,1 13,2 Wykształcenie żony
wyższe niż wykształ-
cenie męża 26,5 28,8 29,7 28,8 28,0 27,9 28,9 30,5 31,2 32,6 33,4 Skala rozbieżności ND 6,0 9,5 10,7 9,6 9,4 9,6 10,1 11,7 12,3 14,3 16,4
by przesunąć do innych kategorii, aby struktura ich wykształcenia stała się identyczna. W naszym przypadku wartości tego indeksu są sumą bezwzględ- nych różnic między rozkładami brzegowymi tabeli 4*4, podzieloną przez 2.
Analizując je dla kolejnych lat (tabela 2) można stwierdzić, że wartości te rosną od 1977 do 1986 roku, natomiast w późniejszym okresie maleją. Widać więc, że stopień rozbieżności wykształcenia mężów i żon oraz odsetek mał- żeństw homogamicznych podążały różnymi drogami. Tendencji do upodob- niania się struktury ich wykształcenia nie towarzyszy wzrost odsetka mał- żeństw lokujących się na głównej przekątnej.
W dwóch kolejnych wierszach zamieszczamy odsetki małżeństw, w któ- rych wyższe wykształcenie ma mąż lub wyższe wykształcenie ma żona.
Odsetki te można interpretować jako charakterystykę asymetrii płci, a – przy odwołaniu się do niektórych teorii – jako świadectwo awansu, związanego z zawarciem małżeństwa, wśród mężczyzn i kobiet. Zgodnie z wcześniejszy- mi analizami (Domański i Przybysz 2007), większy jest odsetek małżeństw, w których żona jest lepiej wykształcona od męża. Odsetek małżeństw, w któ- rych wyższe wykształcenie ma mąż, jest niższy, przy czym tendencja ta wystę- powała we wszystkich punktach czasowych. Co więcej, w miarę upływu lat przewaga małżeństw, w których wyższe wykształcenie ma żona, zwiększa się, co można m.in. wytłumaczyć wzrastającą przewagą kobiet wśród osób z wyż- szym wykształceniem.
Aby odpowiedzieć na pytanie, czy zaobserwowana asymetria może mieć podłoże strukturalne, warto prześledzić wartości tzw. skali rozbieżności – ND (index of net difference) – stosowanej do porównania rozkładów zmiennych porządkowych (Lieberson 1976). Wartości ND informują o tym, czy bardziej jest prawdopodobne, że wartości jednej zmiennej będą współwystępowały z niższymi wartościami drugiej, przy założeniu niezależności obydwu zmien- nych7. Należy przypomnieć, że w sytuacji niezależności, prawdopodobieństwo wystąpienia określonej kombinacji wartości dwóch zmiennych zależy tylko od częstości rozkładów brzegowych. Odnosząc się do hipotetycznego rozkładu niezależności indeks ND jest wskaźnikiem różnicy między sumą prawdopo- dobieństw dla danych powyżej i poniżej przekątnej, informuje więc o przewa- dze odsetka małżeństw, w których żona jest lepiej wykształcona od męża względem odsetka małżeństw, w których sytuacja jest odwrotna. Wartości tego miernika mogą być ujemne i dodatnie. Wartości ND zamieszczone w tabeli 2 są dla każdego roku dodatnie, co wskazuje, że jeśli chodzi o małżeństwa hete-
7Formalnie ujmuje się to za pomocą wyrażenia:
gdzie H i W identyfikują wykształcenie męża i żony.
) ( ) ( ) ( ) (
2
2 j
k
j j
i k
i PW wi PH h PH h PW w
ND=∑= = < −∑= = <
rogeniczne, zawsze relatywnie bardziej prawdopodobne było zawarcie mał- żeństwa, w którym żona ma wyższe wykształcenie od męża. Wartości te mają tendencję rosnącą, podobnie jak faktyczna przewaga małżeństw, w których wyższe wykształcenie ma żona. Zestawienie to sugeruje, że jednym z czynni- ków wzrastającej zaobserwowanej asymetrii wykształcenia na rzecz żon, jest zwiększająca się rozbieżność w strukturze wykształcenia.
Zmiany w sile związku między wykształceniem małżonków
Zgodnie z dominującym poglądem, analizowanie wzorów zawierania mał- żeństw w postaci rozkładów procentowych nie informuje o otwartości struk- tury społecznej. Odsetki homogamii małżeńskiej (i asymetrii płci) zależą bowiem od różnic w strukturze wykształcenia mężczyzn i kobiet, czyli od roz- kładów brzegowych, co nie pozwala uchwycić tendencji do wyboru małżon- ka, utożsamianych z przenikalnością barier społecznych (Ultee i Luijx 1990;
Domański i Przybysz 2007). Nawiązując do rozróżnienia wprowadzonego w analizach nad ruchliwością społeczną, wzory zawierania małżeństw, cha- rakteryzowane w postaci odsetków, można określać mianem „absolutnej”
homogamii/heterogamii małżeńskiej, podczas gdy określenie „względna” ma zastosowanie w odniesieniu do homogamii i heterogamii utożsamianej ze stopniem otwartości barier małżeńskich, której ustalenie wymaga kontrolo- wania odmiennej struktury mężów i żon (Erikson i Goldthorpe 1992).
Najczęściej stosowaną metodą, która pozwala oddzielić „efekt struktury”
od siły „czystego” związku między wykształceniem męża i żony, są modele logarytmiczno-liniowe. Historycznie rzecz biorąc, techniką tą zaczęto się naj- pierw posługiwać w odniesieniu do analiz nad ruchliwością społeczną (Good- man 1972, 1979; Featherman i Hauser 1978; Hout 1983), następnie znalazła ona zastosowanie w modelowaniu wzorów zawierania małżeństw (Ultee i Luijx 1990; Smits i in. 1998). Modele logarytmiczno-liniowe pozwalają na:
(i) testowanie hipotez dotyczących rozkładu zmiennych i związków między zmiennymi, (ii) przedstawianiu tych zależności za pomocą parametrów staty- stycznych8.
Technika ta stosowana jest w odniesieniu do tablic łącznego rozkładu roz- patrywanych zmiennych – w naszym przypadku są nimi: rok badania (T) oraz wykształcenie męża (H) i żony (W). Na początek warto jest odpowiedzieć na
8W artykule tym możliwe było zasygnalizowanie tylko niektórych zagadnień dotyczących omawianych modeli. Pełniejsze wprowadzenie do tej metody analizy danych Czytelnik znajdzie np. w pracach Knoke’a i Burke’a (1980), Lissowskiego (1984), Domańskiego (2004) i Przy- bysza (2004). Modele dotyczące analizy homogamii małżeńskiej i tablic ruchliwości szczegóło- wo omówił Michael Hout (1983). W polskiej literaturze, prezentacji różnych modeli dla danych tego typu poświęcony jest trzeci rozdział naszej książki (Domański i Przybysz 2007).
pytanie, czy istnieje zależność między wykształceniem małżonków. Roz- strzygnięcia dostarcza wynik testu dla modelu niezależności między zmien- nymi. Gdyby związek nie istniał, byłaby to sytuacja otwartości struktury spo- łecznej, w której nie występują bariery zawierania małżeństw, wynikające z wykształcenia. W tabeli 3 zamieszczamy wielkości indeksu rozbieżności delta (Δ), który jest miernikiem dopasowania rozpatrywanych przez nas mode- li do danych. Delta informuje o odsetku respondentów, których należałoby
„przesunąć” w ramach trójwymiarowego rozkładu zmiennych T, H, W (dla naszych danych – tablicy o wymiarach 11*4*4), aby uzyskać rozkład zgodny z zakładanym modelem9. Wyższe wartości są świadectwem gorszego dopa- sowania określonego modelu do danych – w przypadku idealnego dopasowa- nia (czyli trafności) modelu mówiącego, że między wykształceniem małżon- ków nie ma związku, wielkość Δ wynosiłaby 0. W tabeli 3 zamieszczona została również informacja o liczbie stopni swobody danego modelu. Zdaje ona sprawę ze stopnia złożoności modelu, tj. im mniejsza liczba stopni swo- body, tym więcej parametrów potrzeba by opisać model. Obowiązuje reguła, że z dwóch trafnych modeli (o podobnym wskaźniku delta) preferowany jest model prostszy.
Zgodnie z oczekiwaniami model niezależności (w tabeli 3 oznaczony przez N) w znaczącym stopniu odbiega od sytuacji idealnego dopasowania do danych. Wartość delta wskazuje, że aż 22,49% małżeństw należałoby „prze- sunąć” w ramach rzeczywistego rozkładu 11*4*4, aby uzyskać sytuację peł- nej otwartości struktury społecznej. Hipotezę o niezależności należy zatem odrzucić, potwierdzając tym samym występowanie w latach 1977–2007 zna- czącego związku między wykształceniem męża i żony.
Czy siła tego związku zmieniała się w czasie i czy rysowała się tu jakaś tendencja? Aby odpowiedzieć na to pytanie odwołamy się do parametrów, identyfikujących siłę tej zależności w modelu, który wydaje się stosunkowo najbardziej trafnym odzwierciedleniem tych zjawisk. W tabeli 3 przedsta- wione są mierniki dopasowania uzyskane dla kilku kategorii modeli logaryt- miczno-liniowych. Modele te są statystycznymi testami hipotez odnoszących się do różnych aspektów związku między wykształceniem męża i żony. Dla przykładu, w modelach quasi-niezależności (N+Q) zakłada się brak związku między wykształceniem małżonków, ale tylko wśród małżeństw heterogenicz- nych – usytuowanych poza główną przekątną rozkładu wykształcenia małżon- ków – przyjmując równocześnie założenie, że małżeństwa homogamiczne,
9W analizach prowadzonych na całej populacji – jak tutaj – nie ma sensu zamieszczanie innych, standardowych mierników adekwatności modelu, takich jak L2i BIC (zob. Domański i Przybysz 2007).
Tabela 3. Wartości miernika delta (Δ) i liczba stopni swobody (df), informujące o adekwatności testowanych modeli związku między wykształceniem męża i żony (1977–2007)
Wyjaśnienie oznaczeń: N – model niezależności; N+Q – model quasi-niezależności; Q1 – jeden parametr dla całej przekątnej; Q2 – różne parametry dla poszczególnych komórek przekątnej; T – rok badania; GHW – model wierszowo-kolumnowy przy różnym skalowaniu dla męża i żony; CnSF – model stałości związku; UD – model jednakowej różnicy; A – asymetria; D – model dystansu; DS – symetryczny model dystansu; FD – model ustalonego dystansu; FD1,5 – model nieliniowego dystansu; GH=W – model wierszowo-kolumnowy przy takim samym skalowaniu dla męża i żony.
Nr Model df Delta
Modele niezależności i quasi-niezależności
1a N 99 22,49%
1b N+Q1 98 11,56%
1c N+Q2 95 8,61%
1d N+Q1*T 88 11,52%
1e Q+Q2*T 55 6,12%
Model stałego związku i jednakowej różnicy
2a CnSF 90 1,15%
2b UD 80 0,62%
Modele symetrii i quasi-symetrii
3a S 10 10,00%
3b S*T 66 9,36%
3c QS 93 1,40%
3d QS*T 33 0,62%
3e QS*T+A*T 22 0,25%
Asymetryczne modele dystansu
4a DA 93 3,25%
4b DA*T 44 3,14%
4c DA*T+Q2*T 11 0,24%
Symetryczne modele dystansu
5a D. 96 3,29%
5b D*T 66 3,23%
5c D+Q2 93 1,40%
5d D*T+Q2*T 33 0,62%
Modele ustalonego dystansu
6a FD 98 4,81%
6b FD*T 88 4,74%
6c FD+Q 94 1,40%
6d FD*T+Q2*T 44 0,66%
Modele nieliniowego dystansu
7a FD1,5 96 3,59%
7b FD1,5*T 66 3,53%
7c FD1,5+Q 93 1,42%
7d FD1,5*T+Q2*T 33 0,67%
Modele przekraczania barier
8a B 96 3,79%
8b B*T 66 3,50%
8c B+Q2 94 1,40%
8d B*T+Q2*T 44 0,66%
Modele wierszowo-kolumnowe
9a GHW 94 5,70%
9b GHW+Q1 93 1,89%
9c GH=W 96 5,83%
9d GH=W+Q1 95 2,00%
9e G*TH=W+Q1 85 1,78%
9f G*T(H=W)*T+Q1 65 1,74%
9g G*T(H=W)*T+Q1*T 55 1,59%
usytuowane na głównej przekątnej, są zawierane relatywnie częściej10. W modelu symetrii (S) zakładamy występowanie identycznych częstości mał- żeństw po obu stronach przekątnej, czyli identycznych wzorów dla mężów i żon. W modelu quasi-symetrii (QS) przyjmuje się, że struktury wykształce- nia mężów i żon (rozkłady brzegowe tabeli 4*4) mogą być odmienne, czyli zakłada się jedynie symetrię związku, a nie częstości.
Kolejną grupą są modele dystansu (D), w których zakłada się, że relatyw- ne prawdopodobieństwo (przy kontroli różnic w rozkładach brzegowych) wystąpienia heterogamicznych małżeństw zależy od liczby poziomów wykształcenia, dzielących męża i żonę. Sformułowano kilka modeli dystansu.
W modelu ustalonego dystansu zakłada się, że prawdopodobieństwo to male- je proporcjonalnie, liniowo11 do wzrastającego dystansu (Goodman 1972), podczas gdy np. w modelu nieliniowego dystansu przyjmuje się założenie, że szanse zawarcia związku małżeńskiego maleją coraz bardziej (nieliniowo) ze wzrostem „odległości” między kategoriami wykształcenia męża i żony. Bar- dziej ogólny jest model symetrycznego dystansu, w którym relatywne praw- dopodobieństwo małżeństwa zależy również od różnicy w liczbie poziomów wykształcenia, przy czym nie zakłada się niczego co do kształtu tej zależno- ści, np. proporcjonalności. Model asymetrycznego dystansu dodatkowo dopuszcza występowanie braku symetrii między małżonkami (DA), tzn. uwzględniany jest fakt, czy lepiej wykształcona jest żona czy mąż.
Do standardowych narzędzi analizy wzorów zawierania małżeństw należą również modele wierszowo-kolumnowe (GHW i GH=W). Dostarczają one para- metrów charakteryzujących „odległości” między kategoriami wykształcenia męża i żony. Podobne wielkości tych parametrów, np. dla dwóch kategorii wykształcenia żon, wskazują na podobieństwo wykształcenia ich mężów, i odpowiednio – wzrost odległości między tymi parametrami informuje o róż- nicach. Podobną interpretację mają parametry dla mężów, przy czym w mode- lach GHWzakładamy występowanie różnych, a w modelach GH=W, identycz- nych dystansów między kategoriami wykształcenia małżonków. Na podob- nych założeniach opierają się modele przekraczania barier (B), w których dopuszczana jest ponadto możliwość występowania niejednakowych trudno- ści w pokonywaniu określonych dystansów – np. to, że kontakty między oso- bami z wykształceniem zasadniczym zawodowym i wykształceniem średnim mogą być rzadsze niż między osobami z wykształceniem średnim i wyższym.
10Oznaczenie Q1 w nazwie modelu oznacza, że w modelu każda komórka przekątnej jest opisywana przez ten sam parametr wskazujący na częstsze występowanie małżeństw homoga- micznych, oznaczenie Q2, informuje, że każda komórka przekątnej ma swój własny specyficzny parametr.
11Mówiąc dokładniej liniowo zmniejszają się logarytmy prawdopodobieństw.
Model „przekraczania barier” opiera się na założeniu „sumowania” trudności w przekraczaniu kolejnych barier pośrednich. Bardziej szczegółowe omówie- nie tych modeli zamieszczamy w książce Domańskiego i Przybysza (2007).
W tym miejscu wystarczy podkreślić, że wymienione rodzaje modeli zasto- sowaliśmy tu w różnych wariantach, przy czym (z punktu widzenia naszych analiz) najistotniejsze są te, dotyczące zmian w sile związku między wykształ- ceniem małżonków w przekroju czasowym (oznaczone w tabeli 3 przez T).
Tabela 4.Parametry siły zależności dla kolejnych lat z modelu „jednakowej różnicy”
(UD) i modelu „dystansu”
Analizę rozpoczynamy od modelu CnSF (w tabeli 3 – 2a), który zakłada, że zarówno wzór jak i siła związku była dla każdego z analizowanych punk- tów czasowych taka sama12. Dopasowanie tego modelu jest dobre (jedynie 1,15% małżeństw jest z tym modelem „niezgodnych”), niemniej nie daje to podstawy do konstatacji, że od 1977 roku nie było żadnych zmian. Sugeruje to raczej, że zmiany nie są zbyt duże. Bardziej adekwatny okazuje się model określany mianem jednakowej różnicy (unidifference – UD), w którym zakła- da się występowanie zmian w sile związku między kategoriami wykształce- nia małżonków, przy zachowaniu identycznego wzoru zależności, np. tego, że bariery małżeńskie kształtują się w postaci hierarchii (zob. Domański i in.
12Oznaczenie modelu wynika z jego angielskiej nazwy common social fluidity (Ganzebo- om i Luijx 2004)
Rok
Siła związku między wykształceniem męża i żony parametr jednakowej różnicy
z modelu UD
parametr „step” z modelu ustalonego dystansu
1977 1,000 0,197
1980 0,998 0,197
1983 0,963 0,224
1986 0,967 0,232
1989 0,997 0,225
1992 1,007 0,219
1995 0,949 0,236
1998 0,914 0,248
2001 0,879 0,265
2004 0,823 0,304
2007 0,813 0,304
2008). Wartość delta dla tego modelu (0,62), stosowanego najczęściej w ana- lizach dotyczących zmian ruchliwości społecznej (Breen 2004), jest znacząco niższa niż modelu CnSF, przy relatywnie dużej liczbie stopni swobody.
W celu ustalenia zmian w czasie odwołamy się do parametrów uzyskanych dla tego modelu, ponieważ charakteryzuje się on prawie idealnym dopasowa- niem do danych.
Siła związku między wykształceniem małżonków dla kolejnych punktów czasowych przedstawiona jest w tabeli 4. Dla ułatwienia interpretacji, warto- ści parametrów z modelu UD ustaliliśmy w odniesieniu do 1977 roku (para- metr dla tego roku jest równy 1). Jak widać, w latach 1977–1992 siła związ- ku nie ulegała większym zmianom, kształtując się na poziomie 1,007 – 0,963.
Natomiast od połowy lat dziewięćdziesiątych rysuje się tendencja spadkowa;
siła zależności między wykształceniem męża i żony systematycznie maleje – z 1,007 do 0,813, co wskazywałoby na wzrost otwartości i zmniejszanie się wykształceniowych barier zawierania małżeństw. Fakt, że zjawisko to wystą- piło po kilku latach kształtowania się gospodarki rynkowej, pozwala wnio- skować, że źródłem wzrostu otwartości mogła być zmiana systemu, towarzy- szące jej procesy ruchliwości, a zwłaszcza wzrost edukacji na poziomie szkół wyższych. Nie był to jednorazowy zwrot, jako że tendencje te utrzymywały się również w późniejszym okresie.
Dodatkowym potwierdzeniem tej prawidłowości są parametry siły związ- ku uzyskane dla modelu ustalonego dystansu (Goodman 1972; Domański i Przybysz 2007). Modele dystansu znajdują zastosowanie w odniesieniu do zmiennych porządkowych, takich jak poziom wykształcenia, co stanowi mery- toryczną przesłankę odwołania się do tego modelu. Pod względem dopaso- wania do danych model FD*T+Q2*T okazuje się jednym z najlepszych (Δ=0,66). Model ustalonego dystansu opiera się na założeniu, że prawdopo- dobieństwo zawarcia związku małżeńskiego jest tym większe, im mniejszy jest dystans między małżonkami pod względem poziomu wykształcenia. Mier- nikiem siły związku jest parametr określany mianem step, którego wielkości zamieszczone w drugiej kolumnie tabeli 4 wskazują, jak bardzo maleją szan- se na zawarcie związku małżeńskiego wraz z każdym poziomem wykształce- nia, którym różnią się małżonkowie. Wartość 1 wskazywałaby na brak zależ- ności, czyli równość szans, tak więc szanse te są tym mniejsze, im wartości te bliższe są 0. Odwołując się do tego alternatywnego miernika stwierdzamy, że od 1977 do 2007 roku szanse zawierania małżeństw między osobami o róż- nym wykształceniu sukcesywnie wzrastały. Wartość 0,197 dla 1977 roku można interpretować w ten sposób, że szansa na zawarcie związku między osobami różniącymi się jednym poziomem wykształcenia była ponad 5 razy mniejsza (przy kontroli różnic w rozkładach brzegowych) niż między osoba- mi z tego samego poziomu (1/0,197=5,08). Świadectwem wzrostu otwartości
struktury społecznej jest zwiększenie się wielkości tego parametru do 0,304 w 2007 roku, tym samym szansa na zawarcie małżeństwa dla osób, które róż- nią się jednym poziomem wykształcenia, była ponad 3,29 (1/0,304) razy mniejsza niż na zawarcie małżeństwa homogenicznego.
Zmiany w sile barier małżeńskich
Otwartość struktury społecznej znajduje odzwierciedlenie w ostrości barier zawierania małżeństw. Im większa otwartość, tym „dystanse” między kate- goriami małżonków są mniejsze. Wyniki analiz prowadzonych w kilku kra- jach wskazują, że bariery małżeńskie występują w postaci hierarchii, odzwier- ciedlającej różnice między wykształceniem męża i żony. Im większy jest dystans między kategoriami, tym bariery te są ostrzejsze (Ultee 1989; Mare 1990; Kalmijn 1998). Ogólniejszy charakter tej prawidłowości potwierdziły analizy dla kilkudziesięciu społeczeństw europejskich, opierające się na danych Europejskiego Sondażu Społecznego z lat 2002–2005 (Domański i Przybysz 2007).
Zobaczmy, w jakim stopniu konsekwencją stwierdzonego w latach 1977–
2007 wzrostu otwartości był spadek siły barier między wykształceniem męża i żony. Hierarchiczny kształt barier małżeńskich jest trwałym zjawiskiem, które nie mogło w ciągu kilku lat ulec zmianie. Oczekiwaliśmy natomiast osła- bienia bariery zawierania małżeństw z osobami o wyższym poziomie wykształcenia, w związku ze wzrostem dostępności szkół wyższych. Wskaź- nikiem siły tych barier są wartości parametrów uzyskanych w modelu wier- szowo-kolumnowym, które informują o stopniu bliskości między kategoriami ze względu na częstość zawierania małżeństw (cztery pierwsze kolumny tabe- li 5). W celu ich uzyskania posłużyliśmy się jedną z wersji tego modelu G*T(H=W)*T+Q1*T, zakładającą brak różnic między barierami małżeńskimi dla mężów i żon, czyli modelem, który identyfikuje je w postaci jednego zesta- wu wartości. Model ten okazał się stosunkowo dobrze dopasowany do danych (Δ=1,59), tak więc nie było potrzeby zastosowania bardziej złożonego mode- lu, który pozwala uzyskać te parametry osobno dla mężów i żon13. Uzupeł- niającą charakterystyką są parametry przedstawione w trzech ostatnich kolum- nach tabeli 5, uzyskane w modelu przekraczania barier (B*T+Q2*T), które
13 Wartości w tabeli 5 są parametrami przypisanymi przez model G*T(H=W)*T+Q1*T poszczególnym kategoriom analizowanych zmiennych, czyli w naszym przypadku – poszcze- gólnym kategoriom wykształcenia. Różnice między tymi wartościami można interpretować jako wskaźnik ostrości barier zawierania małżeństw. Podobnie jak w analizie siły związku, para- metry te uzyskaliśmy dla trójwymiarowego rozkładu „wykształcenie męża” (4), „wykształce- nie żony” (4), ze względu na „rok badania” (11), w modelu, w którym zakłada się występo- wanie zmian w czasie.
informują o dystansach małżeńskich między parami sąsiadujących ze sobą kategorii14.
Tabela 5.Bariery zawierania małżeństw w latach 1977–2007
Zgodnie z oczekiwaniami, bariery edukacyjne występowały w postaci hie- rarchii, utrzymującej się bez większych zmian w czasie. Największy dystans małżeński dzielił niezmiennie osoby z wykształceniem podstawowym i wyż- szym, podczas gdy bariery między sąsiednimi kategoriami rysowały się sła- biej. W każdym z rozpatrywanych punktów czasowych osoby z wykształce- niem podstawowym i wyższym lokowały się na biegunach skali „dystansu”
małżeńskiego, co oznacza, że kategorie te najbardziej się różniły pod kątem wzorów zawierania małżeństw.
Utrzymywanie się stabilnego kształtu hierarchii dystansów nie oznacza, że nie zmieniły się ich wielkości. W istocie rzeczy, w miarę upływu lat bariera pomiędzy skrajnymi kategoriami rysowała się coraz słabiej. Z porównania wielkości parametrów (w modelu G*T(H=W)*T+Q1*T) wynika, że o ile w 1977 roku „odległość” między wykształceniem wyższym i podstawowym zawiera-
Rok
Parametry w modelu G*T(R=C)*T+Q1*T Parametry w modelu B*T+Q2*T podstawo-
we
niepełne średnie w tym zawodowe
średnie i policealne
wyższe podstawo- we-niepeł- ne średnie
niepełne średnie- średnie
średnie- wyższe
1977 1,263 0,623 -0,343 -1,544 0,75 1,62 1,69
1980 1,301 0,608 -0,344 -1,565 0,79 1,62 1,70
1983 1,281 0,587 -0,318 -1,549 0,78 1,50 1,66
1986 1,278 0,573 -0,315 -1,535 0,79 1,46 1,63
1989 1,278 0,593 -0,316 -1,555 0,79 1,50 1,68
1992 1,298 0,615 -0,319 -1,594 0,78 1,52 1,74
1995 1,259 0,616 -0,309 -1,566 0,72 1,44 1,66
1998 1,250 0,602 -0,325 -1,528 0,73 1,39 1,55
2001 1,218 0,597 -0,336 -1,478 0,72 1,32 1,43
2004 1,176 0,567 -0,313 -1,430 0,72 1,19 1,35
2007 1,177 0,561 -0,325 -1,412 0,74 1,19 1,30
14W modelu B*T+Q2*T (Δ=0,66) dopuszcza się możliwość występowania zmian w sile barier (dlatego jest T) i uwzględnia się występowanie większej częstości małżeństw w katego- riach na głównej przekątnej za pomocą parametru Q2.
ła się przedziale od -1,544 do 1,263, to w 2007 roku zawierała się ona w gra- nicach -1,412 i 1,177.
Osłabieniu tego największego z dystansów towarzyszył spadek ostrości bariery małżeńskiej między osobami z wykształceniem średnim i wyższym.
W latach 1977–2007 bariera ta (ujmowana w terminach parametrów z mode- lu B*T+Q2*T) zmniejszyła się z 1,69 do 1,30. Można z tego wnioskować, że rzeczywiście wzrost dostępności szkół wyższych przełożył się w pewnym zakresie na wzrost szans zawierania małżeństw mieszanych, między osobami z wyższym wykształceniem i kategoriami usytuowanymi w tej hierarchii poni- żej. W latach 1977–2007 sukcesywnie zmniejszała się również – z 1,62 do 1,19 – bariera zawierania małżeństw między osobami z wykształceniem śred- nim niepełnym i pełnym.
Zmiany w homogamii edukacyjnej
Kolejną prawidłowością o międzynarodowym zasięgu jest tendencja do zawierania małżeństw homogamicznych. Wynika to z zasady przyciągania się podobieństw. Osoby o tym samym poziomie wykształcenia, charakteryzujące się podobnymi orientacjami i stylem życia, chętniej dokonują wyboru partne- ra z kategorii o tym samym statusie społecznym. Wyniki wcześniejszych ana- liz wskazują, że większe jest prawdopodobieństwo zawarcia związku mał- żeńskiego między osobami z tym samym wykształceniem niż zawierania małżeństw heterogamicznych, np. między osobami z wykształceniem podsta- wowym i średnim. Świadectwem uniwersalnego charakteru tej prawidłowo- ści są ustalenia pochodzące z analiz przeprowadzonych na danych Europej- skiego Sondażu Społecznego z 2004 roku. Najsilniejsza homogamia wystąpi- ła w kategoriach zajmujących stosunkowo najwyższą i najniższą pozycję, przy czym znacznie częściej (bo w 15 na 22 kraje) rysowała się ona najsilniej wśród osób o wykształceniu podstawowym. Tylko w 7 krajach występowała ona naj- silniej wśród osób z wykształceniem ponadśrednim i wyższym (Domański i Przybysz 2007).
W celu ustalenia, jak homogamia małżeńska dla poszczególnych kategorii wykształcenia kształtowała się w Polsce, odwołaliśmy się do modelu quasi- symetrii uwzględniającego możliwość wystąpienia zmian w czasie (QS*T).
Modele symetrii opierają się na założeniu występowania identycznych czę- stości małżeństw dla tych samych par wykształcenia męża i żony, tzn. że w dwuwymiarowym rozkładzie wykształcenia małżonków 4*4, małżeństwa, w których np. mąż ma wykształcenie wyższe, a żona zasadnicze zawodowe, zdarzają się tak samo często, jak te dla odwrotnej sytuacji – gdy zasadnicze zawodowe wykształcenie ma mąż, a wyższe ma żona. W modelu quasi-syme- trii, symetria dotyczy „czystego efektu”, czyli tego co pozostaje, gdy uwzględ- nimy niedopasowanie struktury wykształcenia mężów i żon, tj. kontrolowane
są rozkłady brzegowe. Miernikiem siły homogamii dla kolejnych kategorii wykształcenia małżonków są parametry uzyskane dla komórek usytuowanych na głównej przekątnej.
Tabela 6.Parametry homogamii model QS*T
O wyborze modelu quasi-symetrii przesądziły dwa względy: jest on bar- dzo dobrze dopasowany do danych (miernik delta wynosi 0,62%) i zapewnia przejrzystą interpretację parametrów dla głównej przekątnej: wskazują one, jak często zdarza się określony typ małżeństwa w odniesieniu do hipotetycz- nej sytuacji braku związku między wykształceniem małżonków, tj. braku barier społecznych, które przekładałyby się na decyzje dotyczące wyboru męża i żony. W tabeli 6 zamieszczamy te parametry dla kolejnych punktów czasowych.
Zgodnie z oczekiwaniami najsilniejsza tendencja do homogamii występo- wała w dwóch skrajnych kategoriach: między osobami z wykształceniem wyższym i podstawowym. Tendencje te rysowały się znacznie słabiej w mał- żeństwach z wykształceniem niepełnym średnim, a najsłabiej w kategorii z wykształceniem średnim i policealnym. Może się to wiązać z tym, że kate- goria ta obejmuje osoby o najbardziej zróżnicowanym poziomie wykształce- nia – chociaż i tak małżeństwa te występują częściej niż w sytuacji niezależ- ności (parametry są wyższe od 1).
Najsilniejszą homogamię zapewniało wyższe wykształcenie małżonków.
Potwierdzałoby to hipotezę Mare’a (1991), który wyjaśniając to zjawisko wskazywał, że małżonkowie z wyższym wykształceniem to na ogół byli stu-
Rok Podstawowe Niepełne średnie w tym zawodowe
Średnie i policealne Wyższe
1977 5,59 2,68 1,41 14,71
1980 5,91 2,59 1,37 14,85
1983 5,51 2,46 1,39 13,41
1986 5,62 2,44 1,40 13,03
1989 5,69 2,54 1,44 13,98
1992 5,89 2,47 1,46 15,24
1995 5,50 2,30 1,39 13,96
1998 5,58 2,16 1,36 12,51
2001 5,41 2,08 1,37 10,92
2004 4,99 1,96 1,37 9,32
2007 5,29 1,89 1,39 9,26
denci, którzy mają więcej „szans” na zawarcie związku ze sobą niż z osoba- mi, które zakończyły edukację na niższym poziomie. Mniejsza homogamia w kategoriach z niższym poziomem wykształcenia wynika z zawierania przez nich związków małżeńskich w młodszym wieku – powoduje to sytuację kon- tynuowania nauki przez jednego z partnerów, przy zakończeniu jej przez dru- giego. Oczywiście, uwarunkowania te nakładają się na skłonności do „zamy- kania się” kategorii o najwyższym i najniższym statusie wobec przedstawicieli środowisk charakteryzujących się odmiennym stylem życia i systemami war- tości.
Należy pamiętać, że stwierdzona tu tendencja do najwyższej homogamii wśród małżonków z wyższym wykształceniem dotyczy nowożeńców. Inny wynik dla Polski (w latach 1988–2004) uzyskaliśmy porównując siłę homo- gamii edukacyjnej dla całej populacji małżeństw, ustalonej na podstawie poziomu wykształcenia małżonków uchwyconego w momencie badania. Naj- silniejsza homogamia występowała tam wśród osób o wykształceniu podsta- wowym, a małżeństwa z wyższym wykształceniem były na drugiej pozycji (Domański i Przybysz 2007). Być może dłuższy staż małżeński jest w kate- gorii z wyższym wykształceniem czynnikiem osłabiającym siłę ekskluzji. Na podstawie porównania obu tych sytuacji można wnioskować, że w miarę upływu czasu osoby z wyższym wykształceniem stosunkowo częściej zawie- rają małżeństwa mieszane, podczas gdy silna homogamia wśród osób z wykształceniem podstawowym utrzymuje się w czasie15.
Jak kształtowało się to w latach 1977–2007? W przypadku małżeństw mię- dzy osobami z wyższym wykształceniem siła homogamii maleje – od 1977 do 2007 roku zmniejszyła się ona z 14,71 do 9,26. W małżeństwach między osobami z wykształceniem podstawowym utrzymywała się ona bez większych zmian w czasie (na poziomie 4,99–5,91). Tendencja ta nie ulegała również większym zmianom w kategorii małżeństw z wykształceniem średnim i poli- cealnym (1,36–1,46). Natomiast drugą kategorią, w której siła homogamii małżeńskiej zmniejszyła się, były małżeństwa z wykształceniem niepełnym średnim. Stosunkowo słabe bariery dostępu do tej kategorii jeszcze bardziej osłabły i w latach 1977–2007 częstość zawierania związków małżeńskich w ramach tej kategorii zmniejszyła się z 2,68 do 1,89.
Wzrost „przenikalności” bariery małżeńskiej w odniesieniu do osób z wyż- szym wykształceniem może m.in. wynikać z wzrastającej heterogamii pocho-
15 Nie można wykluczyć, że różnica między tymi ustaleniami wynika z zastosowania innych klasyfikacji wykształcenia małżonków. W cytowanych analizach dla lat 1988–2004 wykształcenie wyższe rozpatrywane było razem z wykształceniem niepełnym wyższym (m.in.
policealnym), podczas gdy w rozpatrywanych tu danych GUS jest to odrębna kategoria, a wykształcenie policealne połączone jest ze średnim ukończonym.
