STU D IA SO C JO LO G IC Z N E 1992, 1-2 (124-125) PL ISSN 0039- 3371
R om an D olata
U niwersytet W arszawski
SKŁAD S P O Ł E C Z N Y Z B IO R O W O Ś C I SZK O LN Y C H A STRUK TURY A T R A K C Y JN O ŚC I IN T E R P E R S O N A L N E J
System oświatowy przez zbiorowe formy organizacji kształcenia konstytuuje swoiste zbiorowości: oddziały klasowe i szkoły. Zbiorowości te z biegiem czasu przekształcają się w grupy społeczne o określonej strukturze. N asuw a się pytanie, w jakim stopniu i ze względu na jakie cechy istnieje korelacja pomiędzy zróżnicowa
niem statusów „w noszonych” przez uczniów do szkoły a zróżnicowaniem praktyk edukacyjnych i struktur społecznych w m ikroskali oddziału klasowego czy szkoły?
Pytanie to wytycza bardzo obszerny program badawczy. W tym studium skupimy się na jednym tylko problem ie z tego obszaru. Przedm iotem naszego zainteresowania będzie związek zróżnicowania statusowego społeczności lokalnej, z której rekrutują się uczniowie danej szkoły, z preferencjami interpersonalnym i uczniów.
Niniejszy rap o rt m a wstępny charakter zarów no ze względu na poszukiwanie odpowiedzi na podstaw owe pytanie badawcze w odniesieniu do polskiego systemu oświatowego, jak i ze względu na poszukiwanie metodologicznego schem atu prow adzenia takich studiów.
Przed przedstawieniem typowych wyników uzyskiwanych w tego typu badaniach, należy sprecyzować tem at niniejszego raportu. Spośród różnych typów uwarstwienia społecznego skoncentrujem y się na tym, który jest opisywany za pom ocą syn- drom atycznego pojęcia statusu ekonomiczno-społecznego (dalej: SES). Poprzez SES charakteryzować będziemy rodzinę pochodzenia dziecka. W skali m ikro skupimy naszą uwagę na strukturach atrakcyjności interpersonalnej. Łącznikiem pomiędzy tymi dwiema klasami zmiennych będzie oczywiście dziecko - uczeń. To jego m ożna sensownie charakteryzow ać jako osobę pochodzącą z rodziny o określonym SES, a jednocześnie posiadającą pewne preferencje interpersonalne i zawierającą przyjaźnie na terenie szkoły. Pytanie badawcze m ożna więc sform ułować następująco: czy i ja k rozwarstwienie socjoekonomiczne rodzin koreluje z preferencjami interper
sonalnym i i przyjaźniami uczniów w szkole?
Jak przedstaw ia się odpowiedź na nasze pytanie badawcze w świetle badań przeprow adzonych w innych krajach? Oto dwa typowe przykłady. A. M orrison i D. M cln ty re1 donoszą na podstaw ie badań z wykorzystaniem technik socjomet- rycznych, iż w Wielkiej Brytanii dzieci w wieku szkolnym częściej wybierają
A. M orrison, D. M clntyre: Teachers and Socialization. H arm ondsw orth Penguin 1973.
rówieśników wywodzących się z rodzin o SES podobnym do statusu ich rodzin, a jeżeli wybierają dzieci z innych warstw, to sympatie swoje kierują raczej w stronę warstw wyższych od swojej. Drugie studium przedstawim y dokładniej: sposób, w jaki analizowane są w nim dane, acz typowy dla tego rodzaju badań, budzi poważne wątpliwości.
N. K arw eit i S. Hansell2 analizują dane socjometryczne dotyczące 20 345 uczniów z 20 am erykańskich szkół średnich. Osoby badane proszono o dokonanie wyborów socjometrycznych w obrębie tej samej szkoły i płci. Tabela 1 przedstaw ia rozkład (frakcje) wyborów odwzajemnionych i nieodwzajemnionych ze względu na podobień
stwo statusowe określone za pom ocą dwóch kryteriów: wykształcenia oraz zawodu ojców osób badanych. W yróżniono dwie kategorie: status wysoki - przynajmniej jedna klasa college’u, „białe kołnierzyki” ; status niski - wykształcenie niższe niż jedna klasa college’u, „niebieskie kołnierzyki” . N a podstawie otrzym anych wyników
Karw eit i Hansell form ułują dwa twierdzenia:
Tabela 1. Rozkład (frakcje) wyborów socjometrycznych ze względu na podobieństw o statusów
K ryterium odwzajemnione
status status podobny odmienny
W ybory status podobny
nieodwzajemnione w ybór wyższego
w ybór niższego W ykształcenie ojca:
dziewczęta 0,375 0,198 0,282 0,075 0,069
chłopcy 0,268 0,175 0,325 0,120 0,114
Zaw ód ojca:
dziewczęta 0,393 0,181 0,293 0,072 0,061
chłopcy 0,343 0,100 0,414 0,083 0,060
1. Odwzajemnione wybory zachodzą częściej między osobami o podobnym statusie.
2. Nieodwzajem nione wybory są częściej skierowane w górę niż w dół hierarchii statusowej.
Powyższe wnioski pozornie wydaję się poprawne. Różnice pomiędzy frakcjami wyborów tak właśnie się układają. Spróbujmy jednak zadać pytanie badawcze w bardziej formalny sposób: czy wybory socjometryczne są niezależne stochastycznie od statusu osób wybierających i wybieranych? By odpowiedzieć na tak postawione pytanie, należy oszacować wartości oczekiwane dla losowego, przy danym rozkładzie osób badanych ze względu na kategorie statusowe, przebiegu procesu dokonywania wyborów socjo
metrycznych. Nie jest to sprawa prosta. Strategia obliczania wartości oczekiwanych przy założeniu niezależności zdarzeń, znana z techniki obliczania statystyki chi-kwadrat, nie m a tu zastosowania ze względu na zależny charakter danych i zmienną liczbę wyborów dokonywanych przez osoby badane. Problem oszacowania wartości oczeki
wanych nie daje się w tym wypadku rozwiązać analitycznie i wymaga symulacji komputerowej. Karweit i Hansell, omijając tę trudność, zestawili otrzymane wyniki
2 N . K arw eit, S. Hansell: S ex Differences in Adolescent Relationships: Friendship and Status. W:
Friends in School. Patterns o f Selection and Influence in Secondary Schölls. Ed. by J.L. Epstein, N.
Korweit. New Y ork 1983 Academic Press.
SK ŁA D SPO ŁEC ZN Y ZB IO R O W O ŚC I SZK O LN Y C H 135
z intuicyjnie skalkulowanymi wartościami oczekiwanymi. Mianowicie przyjęli oni za oczywiste, że frakcje wyborów powinny być względnie zrównoważone, tzn. jeżeli np.
było 57,3 % wyborów odwzajemnionych (por. tabela nr 1), to powinny się one rozłożyć w miarę równomiernie w kategoriach „status podobny” i „status niepodobny” . Ponieważ rozkład empiryczny w oczywisty sposób od tego założenia odbiega, formułują oni twierdzenie 1. Ale ten intuicyjny sposób szacowania wartości oczekiwanych jest nietrafny z dwóch, związanych z sobą, powodów. Pierwszy m a naturę arytmetyczną. Przybliżony sposób oszacowania wartości oczekiwanej tego, iż X o danym statusie wybierze Y-a o danym statusie, polega na pomnożeniu częstości występowania X-ów i Y-ów. Załóżmy, że liczba osób o statusie wysokim i niskim jest taka sama. Przy tym rozkładzie statusów należy faktycznie oczekiwać równomiernego rozłożenia wyborów: wybór w obrębie statusów podobnych jest tak samo prawdopodobny, jak wybór w obrębie statusów niepodobnych. Załóżmy jednak, że osoby o wysokim statusie stanowią 30% badanej grupy, a o niskim statusie odpowiednio - 70%. Przy tym założeniu prawdopodobieństwo, iż X o wysokim statusie wybierze Y-ka o wysokim statusie wynosi 0,09, a X o niskim statusie Y-ka o niskim - 0,49; w sumie - 0,58. Czyli, zakładając losowy charakter wyborów, wartość oczekiwana w wypadku wyborów w obrębie statusów podobnych powinna być oszacowana na poziomie 58% liczby wyborów i odpowiednio w obrębie statusów niepodobnych - na 42% liczby wyborów odwzajemnionych. To jest pierwszy powód, dla którego nie można w pełni ufać przedstawionym przez Karweit i Hansella twierdzeniom.
Przyjmijmy, że w całej grupie uczniów objętych badaniami rozkład ze względu na kategorie statusowe jest względnie zrównoważony. Nie oznacza to jednak, iż rozkłady te będą równomierne w każdej z 20 badanych szół. Dochodzimy tu do problemu podstawowego: jak odseparować efekt dostępności osób o danych statusach od wpływu reguł psychospołecznych rządzących preferencjami interpersonalnymi? W tym celu trzeba analizować dane jedynie w obrębie zbiorowości, w której nie ma innych oprócz psychospołecznych barier dostępu do osób o danym statusie. Trzeba bowiem pamiętać 0 tym, że w ybór X -a jest determinowany zarów no przez mechanizmy psychospołeczne, jak 1 przez dostępność obiektów o określonych statusach w najbliższym otoczeniu społecznym.
Jest bowiem jasne, że np. dziecko inteligenckie mieszkające w osiedlu robotniczym m a większe szanse zaprzyjaźnienia się z dzieckiem robotniczym, niż jego statusowy pobratymiec mieszkający w inteligenckiej enklawie miasta. W analizie danych należy więc oddzielać wpływ czynnika dostępności od wpływu innych wyznaczników preferencji interpersonal
nych. Działanie czynnika przestrzennej dystrybucji grup ludzkichh o zróżnicowanych statusach, które oczywiście same w sobie może być przedmiotem zainteresowania, należy starannie oddzielić od wpływu reguł psychospołecznych rządzących preferencjami interpersonalnymi. Jeżeli tak, to dane powinny być analizowane (tzn. rozkłady empiryczne zestawiane z rozkładami oczekiwanymi) oddzielnie dla każdego oddziału klasowego, w ostateczności - dla każdej szkoły, i dopiero potem syntetyzowane. Karweit i Hansell, analizując dane dla 20 szkół łącznie, nie są w stanie kontrolować czynnika dostępności. To jest drugi powód ograniczonego zaufania do sformułowanych przez nich twierdzeń.
Mimo tych wątpliwości, na podstawie badań Morrison i Mclntyre jak i Karweit i Hansella można sformułować dwie hipotezy o czynnikach wpływających na procesy strukturacji społecznej zbiorowości szkolnych.
1. Hipoteza o wpływie dystansu: częstość wyborów przez X-ów o danym statusie Y-ów o danym statusie będzie relatywnie wzrastać wraz ze spadkiem dystansu, jaki w hierarchii
statusów dzieli te dwie grupy statusowe; granicznym przypadkiem dla tego twierdzenia są wybory wewnątrz własnej grupy statusowej (dystans zerowy).
2. Hipoteza o wpływie czynnika walencji: częstość wyborów kierowanych ku Y-om o danym statusie będzie relatywnie tym większa, im wyższa pozycja danego statusu w hierarchii statusów.
By uniknąć nieporozumień, nadmieńmy, iż traktujemy te hipotezy nie dysjunktywnie, lecz koniunkcyjnie: spodziewać się należy działania obu tych czynników jednocześnie.
Choć działanie tych czynników jest w znacznym stopniu konkurencyjne, a przez to może się w pewnych wypadkach znosić, to jednak jest możliwe zaobserwowanie efektów świadczących o ich jednoczesnym działaniu.
Metoda
Badania przeprowadzono w ośmiu oddziałach klas szóstych czterech warszawskich szkół podstawowych. Ponieważ wykształcenie można uznać za kluczową zmienną w systemie stratyfikacji, ze względu na rolę, jaką odgrywa w przekazywaniu statusu ojca na dzieci3, właśnie wykształcenie ojca uczyniliśmy zmienną niezależną w naszych badaniach, czyli uznaliśmy, iż ta zmienna będzie wskaźnikiem SES. Przyjęliśmy następującą kategoryzację tej zmiennej: bardzo niski status - wykształcenie podstawowe bądź niższe;
niski status - wykształcenie zawodowe w szkole niematuralnej; średni status - wykształcenie średnie lub pólwyższe; wysoki status - wykształcenie wyższe. Każdą z wyróżnionych ze względu na wykształcenie kategorii statusowych można określić ze względu na charakter wykonywanej pracy. I tak wśród ojców o wykształceniu podstawowym bądź niższym dominują niewykwalifikowani pracownicy fizyczni. Ojcowie o wykształceniu zawodowym to głównie wykwalifikowani pracownicy fizyczni. Średnia grupa statusowa to przeważnie urzędnicy niższego szczebla oraz średni dozór techniczny. Wśród ojców z wysokiej grupy statusowej przeważa kadra kierownicza w przemyśle, urzędnicy średniego 1 wysokiego szczebla oraz inteligencja sensu stricto: wolne zawody, naukowcy itp. Tabela 2 przedstawia rozkład SES w 8 badanych oddziałach klasowych. Znaczne zróżnicowanie składu społecznego oddziałów klasowych nakłada na nas obowiązek szczególnie starannego doboru metod analizy danych, tak by wyeliminować działanie czynnika dostępności.
Tabela 2. R ozkład procentowy SES w badanych oddziałach klasowych
SES 1 2 3
Klasa
4 5 6 7 8
B. niski 7,1 22,7 11,5 0,0 17,6 7,1 3.0 16,7
Niski 39,3 27,3 19,2 23.0 8,9 14.3 45,5 60,0
Średni 28,6 40,9 15,4 30,8 29,4 32,1 33,2 16,7
W ysoki 25,0 9,1 53,9 46.2 44,1 46,4 18,2 6,6
Liczebność oddziału 28 22 26 26 34 30 33 30
M iarą zmiennej zależnej - preferencji interpersonalnych - uczyniliśmy wybory socjometryczne przy kryterium o następującym brzmieniu: „G dyby to zależało tylko od Ciebie, z kim z Twojej klasy najchętniej spędzałbyś czas?” Liczba wyborów
3 Por. M. Pohoski: Ruchliwość społeczna a nierówności społeczne. „K u ltu ra i Społeczeństwo” 1983 n r 4.
SK ŁA D SPO ŁEC ZN Y ZB IO R O W O ŚC I SZK O L N Y C H 137
nie była lim itowana, ale instrukcja do testu socjometrycznego sugerowała osobom badanym dokonywanie 5 wyborów. Faktyczne liczba wyborów wahała się od 1 do 8.
W ybory dokonyw ane w tekście socjometrycznym posłużyły też do identyfikacji przyjaźni. Uznaliśmy, iż X przyjaźni się z Y-iem, gdy wybrali się wzajemnie w teście socj om etrycznym .
Wyniki
Omówienie wyników rozpoczniemy od analizy związku zróżnicowania SES osób wybierających i wybieranych. Tabela 3 przedstawia sumaryczny rozkład wyborów socjometrycznych ze względu na SES osób wybierających i wybieranych. W tym miejscu stajemy przed problem em oszacowania wartości oczekiwanych, zakładając, że wybory te były losowe, przy danym dla każdego oddziału klasowego rozkładzie kategorii statusowych. Sądzimy, iż należy przyjąć następujące założenia dla m odelu losowego:
Tabela 3. R ozkład empiryczny wyborów socjometrycznych ze względu na SES osób wybierających (wiersze) i wybieranych (kolumny)
SES B. niski Niski Średni Wysoki
B. niski 14 30 23 17
Niski 13 129 81 56
Średni 24 85 74 75
W ysoki 11 53 83 119
Razem 62 297 261 267
1. N ie m o żn a w ybierać sam ego siebie.
2. Praw dopodobieństw o, iż X wybierze Y-a o danym statusie jest równe częstości względnej występowania Y-ów o danym statusie.
M odel ten kom plikują dwa fakty. Po pierwsze, osoby badane dokonują więcej niż jednego wyboru. Trzeba to uwzględnić w modelu: wybór Y-a o danym statusie zmienia praw dopodobieństw a przy następnym wyborze dokonyw anym przez tę samą osobę. Po drugie, osoby badane dokonują różnej liczby wyborów socjom et
rycznych, co też należy w m odelu losowym uwzględnić, traktując liczbę wyborów jak o drugi, obok rozkładu kategorii SES, w arunek brzegowy modelu.
Przyjęte założenia sprawiają, że stosując model na nich oparty, nie m ożna analitycznie oszacować wartości oczekiwanych. Zdecydowaliśmy się zatem na symulację. Za pom ocą E M C przeprowadziliśmy dla każdego badanego oddziału klasowego 500 symulacji z zastosowaniem powyższego m odelu losowego. Średnie z tych symulacji potraktow aliśm y jak o wartości oczekiwane dla każdego oddziału, a następnie zsumowaliśmy je „po oddziałach” i w ten sposób otrzymaliśmy wartości oczekiwane, zamieszczone w tabeli 4. Ta procedura pozwoliła kontrolow ać skutki działania czynnika dostępności osób o danym statusie. Statystyka chi-kw adrat (34.40 przy d f = 9 , p < 0 .0 0 1 ) przekonuje nas, że wybory socjometryczne nie są niezależne stochastycznie ze względu na SES osób wybierających i wybieranych.
Związek jest jednak niezbyt silny: nadm iary i niedobory (wynik zestawienia wartości empirycznych i oczekiwanych) stanowią 15,5% liczby wszystkich wyborów. Ponieważ proste zestawienie wartości empirycznych i oczekiwanych nie daje czytelnego obrazu, w tabeli 5 przedstaw iam y wartości norm alizowanego wskaźnika nadm iarów , obliczone w ten sposób, iż od danej wartości empirycznej odjęto wartość oczekiwaną, a wynik podzielono przez w artość oczekiwaną.
Tabela 4. Rozkład w artości oczekiwanych dla m odelu losowego
SES B. niski Niski Średni Wysoki
B. niski 10,2 27,1 24,3 22,4
Niski 29,5 104,9 77,5 67,1
Średni 27,8 77,2 69,9 83,1
Wysoki 26,6 60,0 75,0 104,4
Razem 94,1 269,2 246,7 277,0
Tabela 5. W artości norm alizowanego w skaźnika nadm iarów
SES B. niski Niski Średni Wysoki
B. niski 0,373 0,107 -0,053 -0,241
Niski -0,559 0,230 0,045 -0,165
Średni -0,137 0,101 0,059 -0,097
Wysoki -0,586 -0,117 0,107 0,140
-0,341 0,103 0,058 -0,036
U kład wskaźników nadm iarów pozwala na identyfikację efektów działania zarówno hipotetycznego czynnika dystansu, jak i czynnika Walencji. Działanie drugiego czynnika jest jednak słabsze. Trzecim efektem, na który trzeba zwrócić uwagę, jest to, iż skutków działania tych czynników nie obserwujemy w grupie o średnim statusie.
1. Działanie czynnika dystansu jest najbardziej wydatne i nie wymaga d o d atk o wych wyjaśnień. G dy zogniskujemy uwagę na danej grupie statusowej, jasne staje się, iż wskaźniki nadm iaru maleją wraz ze wzrostem dystansu pomiędzy grupam i statusow y
mi. N a uwagę zasługuje tylko jeden fakt: najsilniejszy efekt w yboru w obrębie własnej grupy statusowej notujemy w grupie najniżej zlokalizowanej w hierarchii statusów.
2. Bardziej kontrowersyjna jest identyfikacja działania czynnika walencji. Gdy śledzimy wartości brzegowe, uderza fakt, iż największą popularnością cieszy się grupa o niskim statusie. Jest to niezgodne z tym, czego moglibyśmy oczekiwać, gdyby czynnik walencji działał. Ale musimy pamiętać, iż działanie czynnika dystansu i czynnika walencji jest w znacznej mierze konkurencyjne. Układ wartości brzegowych wskaźników nadmiaru przekonuje nas tylko o relatywnie większym wpływie czynnika dystansu. Jakich innych efektów należałoby się spodziewać, gdyby hipotetyczny czynnik walencji działał?
Po pierwsze, działanie czynnika walencji i dystansu dla najniższej grupy statusowej jest sprzężone negatywnie (efekt dystansu znosi efekt walencji), natomiast dla najwyższej grupy statusowej jest sprzężone dodatnio (efekt walencji wzmacnia efekt dystansu).
Jeżeli to rozumowanie jest słuszne, to należałoby się spodziewać, iż łączny efekt działania
S K Ł A D SPO ŁEC ZN Y ZB IO RO W O ŚCI SZK O LN Y C H 139
tych czynników będzie silniejszy w wysokiej, a słabszy w najniższej grupie statusowej.
Efekt taki rzeczywiście obserwujemy: suma bezwzględnych wartości wskaźników nadmiaru dla najniższej grupy statusowej wynosi 0.774, dla najwyższej wynosi zaś 0.950.
Po drugie, mechanizm sprzężenia działania tych dwóch czynników powinien dać o sobie znać w wypadku pośrednich grup statusowych: efekt dystansu powinien być osłabiany przy wyborach „w dół”, a wzmacniany przy wyborach „w górę” przez działanie czynnika walencji. Efekt taki faktycznie zachodzi dla kategorii niskiego statusu.
3. N a krótki kom entarz zasługuje również swoistość grupy o średnim statusie.
Nie obserwujemy tutaj działania ani efektu dystansu, ani efektu walencji. Występujące efekty (statystycznie nieistotne) wskazują nawet na działanie odw rotnych tendencji:
wskaźnik nadm iaru jest najwyższy w w ypadku wyborów skierowanych ku niskiej grupie statusowej, co nie jest zgodne ani z hipotezą czynnika dystansu, ani z hipotezą czynnika walencji. Odm ienność zachow ań tej grupy przyczynia się w znacznej mierze do tego, że niska grupa statusow a m a najwyższy brzegowy wskaźnik nadm iaru i przewodzi w hierarchii sympatii.
D rugą zmienną zależną, którą poddam y analizie, są uczniowskie przyjaźnie.
Przyjaźnie uczyniliśmy niezależnym przedm iotem zainteresowania, ponieważ po dejrzewaliśmy, iż n atu ra tego typu relacji może być odm ienna od preferencji interpersonalnych, a zatem inaczej korelować ze zróżnicowaniem statusowym.
W w ypadku przyjaźni skupimy uwagę na działaniu czynnika dystansu.
Jednostką analizy była diada - para osób nawzajem wybierających się w teście socjometrycznym. W badanej próbie zidentyfikowano 195 takich diad. Ze względu na dystans statusowy dzielący osoby w diadzie podzielono je na 4 kategorie.
R ozkład liczebności tych kategorii przedstawia tabela 6. Znów stajemy przed problem em oszacowania liczebności oczekiwanych dla modelu losowego. Przyjęliśmy rozwiązanie analityczne, opierające się na następującym modelu: w urnie znajduje się N kul (N - liczba osób wchodzących w skład diad) w 4 kolorach (4 kategorie statusowe) o rozkładzie n l, n2 ... n4 (liczebności kategorii); z urny losujemy bez zwracania dwie kule. Sumując praw dopodobieństw a dla wyników o tym samym wskaźniku dystansu i m nożąc je przez empiryczną liczbę diad otrzymujemy wartości oczekiwane. Oczywiście globalne oszacowanie wartości oczekiwanych uniemożliwia odseparowanie wyników działania psychospołecznych mechanizmów leżących u po d łoża przyjaźni szkolnych od efektów działania czynnika dostępności osób o danym statusie. By uzyskać „czysty” wpływ m echanizmów psychospołecznych, należy szacować wartości oczekiwane niezależnie dla każdego oddziału klasowego, i dopiero potem je syntetyzować. Efekty takiej techniki szacowania liczebności oczekiwanych przdstaw ia tabela 6.
Tabela 6. R ozkiad liczby diad ze względu na dystans statusowy: watości empiryczne i wartości oczekiwane przy modelu losowym
Dystans Liczebności
empiryczne
Liczebności oczekiwane
N orm alizow ane nadm iary
0 76 65,6 0.159
1 51 51,2 -0,004
2 47 46,9 0,002
3 21 31.4 -0,331
chi kw adrat = 5.10, d f = 3, nst.
Zestawienie wartości oczekiwanych i empirycznych pozwala zidentyfikować słabe działanie czynnika dystansu, ale statystyka chi-kw adrat przestrzega, iż zaobserwowane odchylenia m ogą być dziełem przypadku. Należy więc uznać, iż w w ypadku przyjaźni nie udało się zarejestrować efektów działania czynnika dystansu, analogicznych jak w w ypadku preferencji interpersonalnych. Przed ostatecznym przyjęciem takiego twierdzenia należy jednak uwzględnić fakt, że średnia grupa statusow a wyraźnie odbiegała od pozostałych. Po wyłączeniu jej z analizy, efekt dystansu staje się bardzo wyraźny i istotny statystycznie: n o r
malizowany wskaźnik nadm iaru dla kategorii zerowego dystansu statusowego wynosi 0,720. Bardzo interesujący jest też obraz preferencji statusowych w przyjaź
niach dla średniej grupy statusowej. Porównyw alny z wynikami zawartym i w tabeli 5 wskaźnik norm alizowanych nadm iarów przybiera następujące wartości: przyjaźnie w obrębie bardzo niskiej grupy statusowej — 1-0,294; przyjaźnie w obrębie niskiej grupy statusowej - +0,370; przyjaźnie w obrębie średniej, czyli własnej grupy sta tu so w e j 0,399(!); przyjaźnie w obrębie wysokiej grupy statusowej — (-0.018.
Podsum owując analizę związku zróżnicowania statusowego ze szkolnymi przyjaź
niami, należy stwierdzić, że:
1. Potwierdza się hipoteza o działaniu czynnika dystansu: częściej, niżby to wynikało z m odelu losowego, przyjaźnie zawierane są w obrębie tej samej grupy statusowej.
2. W średniej grupie statusowej obserwujemy działanie czynnika odmiennego od czynnika dystansu; rzadziej, niż by to wynikało z m odelu losowego, przyjaźnie zawierane są w obrębie tej samej grupy statusowej, a pozytywne preferencje skierowane są raczej w stronę niżej położonych w hierarchii statusów (negatywny efekt walencji).
Tak więc, wbrew oczekiwaniom, obraz uzyskany przy analizie związku SES z przyjaźniam i jest podobny do o brazu uzyskanego w w ypadku preferencji interpersonalnych. Istotną różnicą jest tylko to, że odm ienność średniej grupy statusowej w tym w ypadku jest jeszcze bardziej wydatna.
Interpretacja
Interpretacja uzyskanych w tym studium wyników wymaga odpowiedzi na trzy pytania.
1. Czy otrzym ane wyniki są typowe dla zbiorowości szkolnych w Polsce?
2. Jakie psychospołeczne mechanizmy leżą u podłoża efektów dystansu i walencji?
3. Jaka jest przyczyna odmienności średniej grupy statusowej?
T rudno w tym miejscu udzielić odpowiedzi na te pytania. Raczej powinny być one traktow ane jako drogowskazy w dalszej pracy badawczej. By stworzyć jednak wstępną m apę poszukiwań, w arto naszkicować możliwe odpowiedzi.
1. Odpowiedź na pierwsze pytanie jest najprostsza: nie m ożna na podstawie zrelacjonowanych w tym studium faktów form ułow ać uniwersalnych praw doty
czących zbiorowości szkolnych w Polsce. Być może anonim owość, swoistość wielkomiejskich społeczności, sprawia, że życie społeczne w warszawskich szkołach zachowuje znaczną autonom ię ze względu na dziedziczone cechy statusowe.
Praw dopodobnie w mniejszych społecznościach zarówno efekt dystansu, jak i walencji
SK ŁA D SPO ŁEC ZN Y ZB IO R O W O ŚC I SZK O LN Y C H 141
dałby silniej o sobie znać. A. Janowski i R. Stachyra4 w pracy poświęconej prestiżowi szkolnem u uczniów rejestrują interesujący fakt: zawód ojca jest istotnym czynnikiem wyznaczającym prestiż szkolny ucznia tylko w liceach w województwie siedleckim; nie stwierdzono istnienia takiego efektu w liceach w Warszawie i Katowicach. F akt ten pośrednio potwierdza nasze przypuszczenie.
2. Psychospołeczna interpretacja efektów dystansu i walencji wymaga rozpatrzenia dwóch hipotez dotyczących natury obserwowanych efektów.
Pierwsza - to hipoteza norm atywnych barier w kontaktach interpersonalnych.
W yjaśnia ona efekt dystansu jak o wynik działania norm społecznych kanalizujących interakcje pomiędzy członkami zbiorowości szkolnych. N orm y te określałyby, w formie pozytywnej (jakie k ontakty są dla członka danej grupy statusowej właściwe) lub w formie negatywnej (jakie kontakty są niewłaściwe), indywidualne preferencje interpersonalne. Choć nauczyciel mógłby mieć udział w ich transmisji i podtrzym ywaniu, to genezy tych norm należałoby poszukiwać w otoczeniu społecznym szkoły. Ź ródła tych norm m ożna upatryw ać w tożsamości społecznej grup statusowych. Elementy tej tożsam ości przekazywane w rodzinie stawałyby się istotnym i strukturam i samoświadomości jednostkowej, wyznaczającymi zakres i treść kontaktów społecznych. Również system kontroli społecznej mógłby, niezależnie od świadomości indywidualnej, przymuszać do unikania „niewłaściwych”
kontaktów społecznych. Elementy solidarności wewnątrzwarstwowej odpowiadałyby za efekt dystansu, kulturow o zaś usankcjonow ane dążenie do awansu wyznaczałoby wielkość efektu walencji.
D ruga - to hipoteza psychologicznego dopasow ania. Treścią jej są dwa, dość oczywiste założenia. Po pierwsze, preferencje interpersonalne w klasie są pochodną ogólniejszej prawidłowości: „przyciągania się” jednostek podobnych osobowościowo.
Po drugie, cechy osobowościowe zależą od wychowania rodzinnego, a to wychowanie jest różne w rodzinach o odm iennych statusach. W myśl tej hipotezy efekt dystansu jest wynikiem podobieństw a osobowościowego osób wywodzących się z różnych grup statusowych. Istotne jest, że wyjaśnienie to nie wymaga przyjęcia założenia, iż istnieją norm y społeczne kanalizujące interakcje w szkole. Również nie jest konieczne przyjęcie tezy, że osoby pochodzące z różnych grup statusowych są świadome swojej osobowościowej swoistości. H ipoteza ta nie dostarcza oczywistej interpretacji efektu walencji.
D ysponując tylko tymi danymi, które zostały zreferowane w tym raporcie, nie sposób zweryfikować przedstaw ionych hipotez. Za pierwszą hipotezą przemawia to, że przy jej pom ocy w oszczędny sposób m ożna wyjaśnić zarów no m odalne efekty dystansu i walencji, jak i odm ienność średniej grupy statusowej. Pojęcie tożsamości społecznej, które leży u podłoża hipotezy o istnieniu normatywnych barier w kontaktach interpersonalnych na terenie szkoły, wyznaczyć może ramy interpretacyjne swoistości średniej grupy statusowej.
3. H ipoteza tożsam ości społecznej grup statusowych sugeruje, iż odmienności średniej grupy statusowej należałoby szukać w swoistościach grupowych doświadczeń tej warstwy. M ożna przypuszczać, iż tą swoistością jest zbiorowe poczucie frustracji.
Jakie jest źródło tej frustracji? Praw dopodobnie grupa ta w znacznej mierze (w pokoleniu rodziców badanych przez nas dzieci) składa się z ludzi, których udziałem
4 A. Janowski, R. Stachyra: Prestiż uczniów wśród rówieśników. W arszawa 1985 WSiP.
stał się edukacyjny awans. Awans ten jednak został przerwany w pół drogi: m atura otwierając potencjalnie drogę na wyższe studia, stała się faktycznie ślepym zaułkiem.
Nie spełnione nadzieje oraz relatywnie niski prestiż tej grupy społecznej składają się na silne uczucie frustracji i niedow artościowania. Uczucia te, udzielając się dzieciom wychowywanym w tych rodzinach, sprawiają, iż dzieci postrzegają własną warstwę jako grupę społecznych nieudaczników i na zasadzie „kwaśnych w inogron”
aspiracje swe wiążą raczej z warstw ą niższą, do której należą ich dziadkowie.
Podobne zjawisko ruchliwości „pow rotnej” odnotow ał w swych badaniach C.J.
R ichardson5 w odniesieniu do realiów Wielkiej Brytanii. R ichardson twierdzi, że ruchliwość ta dotyczy tych członków klasy średnieej, którzy ze względu na pochodzenie, kontakty towarzyskie i uczestnictwo w kulturze nigdy nie stracili kon tak tu z klasą robotniczą. T rudno oczywiście utożsam iać klasę średnią tego społeczeństwa z naszą średnią kategorią statusow ą, ale zbieżność naszego domysłu z tym dobrze udokum entow anym faktem pozwala traktow ać go jak o interesującą analogię.
N a koniec zastanówm y się nad szerszymi im plikacjam i stwierdzonych przez nas zależności.
Jedną z najbardziej m odnych idei w badaniach nad oświatą w drugiej połowie XX w. stał się egalitaryzm oświatowy. R aporty donoszące o nierównościach oświatowych w odniesieniu do grup społecznych wyróżnionych ze względu ną płeć, rasę, narodow ość, przynależność warstw ową czy klasową dawały impuls zarówno gwałtownym sporom politycznym, jak i namysłowm teoretycznym nad istotą i m echanizmami pow staw ania tych nierówności. Szczególne napięcie towarzyszyło próbom teoretycznej interpretacji zjawiska reprodukcji struktury społecznej, uwzględ
niającym rolę systemu oświatowego; system ten został oskarżony o wspieranie czy wręcz tworzenie mechanizmów sprzyjających dziedziczeniu przez pokolenie dzieci pozycji swoich rodziców6. Nie będziemy tu dokonyw:. ć przeglądu wyników i teo
retycznych koncepcji dotyczących roli szkoły w tym procesie. W arto jednak zastanowić się, co nowego wnoszą do tej dyskusji zaobserwowane przez nas fakty.
D o tej pory, analizując rolę szkoły w procesach reprodukcji struktury społecznej koncentrowano się na dystrybucji dóbr edukacyjnych i różnicowaniu się edukacyjnych prak ty k7. Podejście zaprezentowane w tym studium wyznacza inne pole badawcze.
Szkoła poza funkcjami edukacyjnymi jest również areną życia społecznego uczniów.
Tworzące się realne, rówieśnicze grupy społeczne m ożna traktow ać jak o swoiste kanały transmisji kulturowej. Zgodnie ze współczesnymi trendam i teoretycznymi we współczesnej mikrosocjologii8, m ożna te właśnie struktury społeczne traktow ać jak o realnie funkcjonujący łącznik pomiędzy poziomem m akro struk tur społecznych a indywidualnym bytem jednostek. W tym ujęciu determinizm społeczny losów jednostek byłby efektem kształtow ania się tożsamości społecznej jednostki przez uczestnictwo w m ikrostrukturach społecznych typu wspólnotowego, jak np. rodzina
5 C.J. R ichardson: The Problem o f Downward M obility. „British Journal o f Sociology” Vol. 28.
1977, s. 302-320.
6 Por. prace np. B. Bernsteina czy P. Bourdieu.
7 W Polsce w arte odnotow ania są liczne prace Z. Kwiecińskiego oraz M. Jarosz, dotyczące dystrybucji dóbr edukacyjnych, oraz studium K. K onarzewskiego pt. Schem aty i problemy (W arszawa 1991) dotyczące zróżnicowania praktyk szkolnych.
8 Por. J. Szmatka: M ate struktury społeczne. W arszawa 1989 PW N.
SK ŁA D SPO ŁEC ZN Y ZB IO R O W O ŚC I SZK O LN Y C H 143
czy grupa rówieśnicza, a nie przez działania tajemniczych, m akrostrukturalnych praw życia społecznego.
Jakie, w świetle tego podejścia, znaczenie m ają zobserwowane przez nas fakty?
Najsilniejszym, stwierdzonym przez nas efektem jest działanie czynnika dystansu.
Jeżeli faktycznie preferencje interperonalne i przyjaźnie szkolne są podporządkow ane działaniu tego czynnika, to m ożna przypuszczać, iż powstające w szkole grupy rówieśnicze są w znacznej mierze statusowo jednorodne. K ultury tych grup, form ując się w znacznej mierze jak o reakcja na indywidualne doświadczenia członków tych grup w kontaktach ze szkolną instytucją, m ogą wyznaczać niezwykle ważne dla kariery edukacyjnej uczniów postawy. Spróbujm y zastosować tę hipotezę do wyjaśnienia znanego powszechnie zjawiska, polegającego na istnieniu dość silnego związku między statusem rodziny pochodzenia dziecka a jego ocenami szkolnymi9.
Jeżeli np. większość członków danej grupy rówieśniczej otrzym uje złe stopnie, to reakcją na te indywidualne doświadczenia może stać się antyszkolny charakter kultury tej grupy. Antyszkolny charakter kultury tej grupy rówieśniczej może w decydującym stopniu wyznaczać karierę edukacyjną jej członków. Oczywiście rozum owanie to nie jest wystarczające, by wyjaśnić związek statusu z ocenami szkolnymi. Trzeba uzupełnić je o tradycyjne hipotezy, wskazujące na czynniki predestynujące dzieci pochodzące z niższych grup statusowych do otrzym ywania niższych ocen szkolnych. Jednak teza o znaczeniu kultury grup rówieśniczych przenosi akcent z dyspozycjonalnych wyjaśnień na wyjaśnienia odwołujące się do poziom u m ikrostruktur społecznych.
Ten przykład nie może być wyczerpującą prezentacją tego podejścia do analizy roli m ikrostruktur społecznych w procesach reprodukcji społecznej. Może on jedynie uzmysłowić charakter dociekań, jakie m ogą być prow adzone w ram ach
tej perspektywy.
W naszej próbie medialny współczynnik korelacji rangowej Spearm ana między stopniam i szkolnymi (na koniec roku) a SES m a w artość 0.350.
