STU D IA S O C JO L O G IC Z N E 2004, 2 (173) ISSN 0039-3371
Henryk Domański
Polska A kadem ia Nauk
SELEKCJA POCHODZENIOWA DO SZKOŁY ŚREDNIEJ I NA STUDIA
Przedmiotem niniejszego studium są nierówności edukacyjne w Polsce, roz- patryw ane z perspektywy zmian w czasie. Wskaźnikiem nierówności je s t wpływ pochodzenia społecznego na selekcję na pierwszym i na drugim progu kształce
nia, tj. przy przechodzeniu ze szkoły podstawowej do średniej i ze szkoły średniej do wyższej. Wyniki dotychczasowych analiz wskazywały na decydujące znaczenie wpływu pochodzenia społecznego jednostek na selekcję występującą na pierw szym progu kształcenia. Drugą prawidłowością było utrzymywanie się siły tej za- leżności na mniej więcej tym samym poziomie. Tymczasem, w świetle analiz, które przedstawiam poniżej, wpływ pochodzenia społecznego na przejście oby
dwu progów znacząco wzrósł w latach dziewięćdziesiątych, a następnie zmniej
szył się, wracając do poziom u sprzed zmiany ustroju. Empiryczną przesłanką tych ustaleń są wyniki systematycznych porównań danych pochodzących z ogól
nopolskich badań realizowanych od 1982 do 2002 roku.
Główne pojęcia: nierówności edukacyjne, stratyfikacja, reprodukcja barier społecznych, progi kształcenia.
We wszystkich społeczeństwach systemy edukacyjne m ają postać hierarchii, w której do najwyższych szczebli dociera tylko część osób. Najistotniejsze pyta
nie dotyczy tego, kto dociera do jakiego szczebla i z jakiego powodu. Klasyczny schemat analizy tego procesu polega na ustaleniu siły związku między poziomem wykształcenia a różnymi cechami jednostek. Nierówności edukacyjne są tym większe, w im większym stopniu poziom wykształcenia zależy od cech „przypi
sanych”, które są „poza kontrolą”, takich jak miejsce wychowania, płeć, a zwła
szcza pochodzenie mierzone przez pozycję zawodową i wykształcenie rodziców.
Instytut Filozofii i Socjologii PAN, ul. N ow y Świat 72, 00-330 W arszawa, e-mail: hdom ański@
ifispan.waw.pl
Traktowane jako konstytutywny element systemu uwarstwienia, zależności te zawsze przyciągały uwagę badaczy. Chodzi o niebagatelną kwestię odtwarzania się barier klasowo-warstwowych na początku cyklu życiowego jednostek. Waż
ną okolicznością jest to, że w analizach nad nierównościami edukacyjnymi - oprócz typowo socjologicznej orientacji na rozpoznanie istoty tych zjawisk - za
wsze występował aspekt praktyczny, motywowany względami polityki społecz
nej i reform. Podejmowano je od samego początku z założeniem, że nierówności edukacyjne maleją, a przynajmniej powinny. Były to lata sześćdziesiąte ubiegłe
go stulecia - gdy wydawało się, że postępujący wzrost poziomu wykształcenia powinien znaleźć odzwierciedlenie w zacieraniu się roli pochodzenia i innych wyznaczników askrypcji. Na pierwszy rzut oka wykształcenie stawało się do
brem coraz łatwiej dostępnym. Wnioskowano więc, że nieuniknionym skutkiem tego procesu powinien być spadek znaczenia przywilejów związanych z przyna
leżnością klasow ą rodziców.
Okazało się, że tak nie jest. Wyniki badań prowadzonych - głównie w społe
czeństwach zachodnich - od początku wskazywały na brak większych zmian w czasie. Punktem wyjścia stały się pionierskie analizy Blaua i Duncana (1967) dla Stanów Zjednoczonych. Opierając się na danych ze znanego badania Occu
pational Changes in a Generation z 1962 roku, Blau i Duncan stwierdzili, że na przestrzeni kilkudziesięciu lat związek między pozycją zawodową i wykształce
niem ojca a osiągnięciami edukacyjnymi jednostek był stały. Pew ną tendencję spadkową - co trzeba przyznać - udało się wykryć po objęciu porównaniami dłuższego okresu. Featherman i Hauser (1978), a następnie Hout, Raftery i Bell (1993), uchwycili ślad malejącego wpływu pozycji zawodowej ojca, co sugero
wałoby osłabienie roli czynnika askrypcji.
W Anglii Izba Gmin uchwaliła w 1944 roku Education Act, na mocy którego wprowadzona została bezpłatna nauka w szkołach średnich, a minimalny wiek ukończenia szkoły przesunięto do 15 lat. W 1972 roku przeprowadzono badanie znane pod nazwą Oxford M obility Study, na podstawie którego chciano spraw
dzić skuteczność tych reform. Ku zaskoczeniu badaczy okazało się, że w Anglii miał miejsce wzrost zależności między osiągnięciami edukacyjnymi a pochodze
niem społecznym (Halsey 1977). Do identycznych wniosków, po przeanalizowa
niu tych samych danych, doszli K erckhoff i Trott (1993). W prawdzie na podsta
wie badań z lat osiemdziesiątych i dziewięćdziesiątych stwierdzono, że wpływ pochodzenia społecznego na wykształcenie maleje (Jonsson i Mills 1993), jed nak wyniki innych analiz dla tego samego okresu wykazywały brak większych zmian (Heath i in. 1992; M arshall i in. 1997).
Prawidłowość ta uzyskała potwierdzenie w Niemczech, Izraelu i we W ło
szech. W kilkudziesięcioletnich przedziałach czasowych utrzym ywał się tam sta
ły wpływ pozycji zawodowej ojca na poziom wykształcenia jednostek (Blossfeld 1993; Shavit i Kraus 1993; Cobalti i Schizzeroto 1993). W Holandii zmniejszył
S E LE K C JA PO C H O D Z EN IO W A D O S Z K O Ł Y Ś R ED N IE J I N A STU D IA 6 7
się wpływ wykształcenia i pozycji zawodowej ojca na wykształcenie wśród naj
młodszych roczników (de G raaf i Ganzeboom 1993). Jednak równocześnie, w la
tach osiemdziesiątych, pozycja zawodowa ojca pozostawała silnym wyznaczni
kiem poziomu wykształcenia, uprzywilejowując kategorie pochodzące z rodzin 0 wyższym statusie społecznym (Dronkers 1993). Jedynym krajem, w którym (do lat dziewięćdziesiątych) odnotowano zmniejszenie się wpływu pochodzenia społecznego na wykształcenie jednostek, była Szwecja (Jonsson i Mills 1993).
Jeżeli chodzi o Polskę, to w czasach PRL likwidacja nierówności edukacyj
nych m iała być jednym z celów polityki egalitaryzacji prowadzonej przez w ła
dze. Jednak nie potwierdziły tego wyniki analiz. W brew dążeniom do w yelim i
nowania barier klasowych, związek między kluczowymi wyznacznikami po
chodzenia społecznego a poziomem wykształcenia jednostek utrzym ywał się na jednakow ym poziomie (Sawiński i Stasińska 1986). Upadek kom unizmu nie
wiele tu zmienił, co nie oznaczało bynajmniej całkowitego zastoju. Pozycja za
wodowa ojca różnicowała poziom w ykształcenia z tą sam ą siłą jak w latach osiem dziesiątych. Natom iast jednostki pochodzące z rodzin inteligenckich uzyskały zdecydowanie najwięcej szans ukończenia szkół wyższych. W yrazem tej prawidłowości stał się skokowy wzrost liczby osób z w yższym w ykształce
niem w kategorii o pochodzeniu inteligenckim , podczas gdy w kategoriach w y
wodzących się z niższych pracow ników um ysłowych, robotników, rolników 1 w łaścicieli firm, nie uległ on zm ianom (Domański 1999). M ożna było stąd wysnuć wniosek, że inteligencja odniosła stosunkowo najw iększe korzyści ze zmiany ustroju, jeżeli chodzi o m ożliwości dostępu do najw yższych szczebli kształcenia.
Problem selekcji na pierwszym i drugim progu
W socjologii nierówności edukacyjnych wyodrębniły się w istocie dwa nurty analiz. Obok omówionego powyżej, w którym podejmuje się kwestie związane z wpływem pochodzenia społecznego na poziom wykształcenia jednostek, rów noległym torem toczył się drugi nurt, dotyczący selekcji pochodzeniowej na pierwszym i drugim progu kształcenia. Było to niejako bardziej wnikliwe podej
ście, realizowane z intencją odsłonięcia struktury zależności poziomu wykształ
cenia od pozycji społecznej rodziców. Oczywiście mechanizmy selekcji pocho
dzeniowej m ają wiele aspektów, zaczynając od uwarunkowań instytucjonalnych - takich jak egzaminy wstępne czy ponoszenie opłat - kończąc zaś na podejm o
wanych świadomie decyzjach o opuszczeniu szkoły na kolejnych etapach kształ
cenia. M ożna by jednak rzec, że w ostatniej instancji cały mechanizm sprowadza się do siły wpływu pochodzenia społecznego na kontynuowanie nauki. Analiza tego procesu polega na jego „dekompozycji”: analizuje się prawdopodobieństwo
„kolejnych przejść” z niższego poziomu wykształcenia na wyższy zaczynając - przykładowo - od przejścia ze szkoły podstawowej do średniej.
Robert Mare jako pierwszy ujął te zależności w postaci przejrzystego schema
tu. Analizując dane dla Stanów Zjednoczonych, Mare (1981) postawił kilka py
tań, które rzuciły światło na kwestię, jakie aspekty nierówności edukacyjnych powinno się badać. Tradycyjne podejście koncentrowało się na ustaleniu wpły
wu czynników pochodzeniowych na finalny punkt kariery operacjonalizowany w postaci liczby ukończonych lat nauki lub też jakiegoś innego wskaźnika (w amerykańskim systemie liczba lat nauki traktowana jest jako stosunkowo naj
bardziej trafny wskaźnik osiągnięć edukacyjnych jednostki). W ten sposób - ar
gumentował Mare - uzyskuje się odpowiedź na ważne pytania, jednak podejście to nie pozwala oddzielić dwóch różnych aspektów. Po pierwsze, aspektu zmian rozkładu wykształcenia postępujących w kierunku wzrostu liczebności kategorii reprezentujących wyższe poziomy (nazwanego efektem „dystrybucyjnym”). Po drugie, wpływu pochodzenia społecznego na dostęp do poszczególnych pozio
mów, nazwanego przez M are’a efektem „alokacji”.
Nierozdzielanie obu aspektów - kontynuował Mare - sprawia, że ustalenia formułowane w ramach tradycyjnego schematu nie odtwarzają złożonego cha
rakteru kształtowania się nierówności. „Empirycznie bowiem i logicznie rzecz biorąc - dowodził - stabilność stratyfikacji w czasie (...) jest rezultatem znoszą
cych się procesów: z jednej strony zmniejszającej się wariancji w dystrybucji lat nauki, która obniża wpływ pochodzenia; z drugiej, zwiększającej się zależności między pochodzeniem a szansami przejścia przez poszczególne progi kształce
nia” (Mare 1981: 83). Tradycyjne podejście, w którym analizowana jest tylko za
leżność między pochodzeniem a finalnym punktem kariery edukacyjnej, ograni
cza się do estymacji wpływu pochodzenia, będącego wypadkową tych dwóch różnych aspektów. Natomiast nie jest ono w stanie uchwycić efektu „znoszenia”, co - zdaniem M are’a - wyjaśnia zjawisko braku zmian powtarzające się w więk
szości analiz.
W kilku artykułach, które stały się początkiem przełomu, Mare wyspecyfiko
wał efekt alokacji w postaci serii „przejść” między kolejnymi poziomami wy
kształcenia. Zmienne wyjaśniane zdefiniowano w postaci zero-jedynkowej - odwołując się do języka analiz - a mówiąc ściślej, w terminach dwóch sytuacji:
tego, czy jednostka kontynuuje karierę w systemie szkolnym, czy też go defini
tywnie opuszcza. W tym celu Mare posługiwał się regresją logistyczną, rozpatru
jąc prawdopodobieństwo kontynuacji kształcenia na kolejnych szczeblach w za
leżności od pozycji zawodowej i wykształcenia rodziców.
Będąc inicjatorem nowego podejścia, Mare (1981) jako pierwszy wskazał na występowanie dwóch prawidłowości, które powtarzały się odtąd w większości analiz. Pierwsza z nich polegała na malejącym wpływie pochodzenia społeczne
go w miarę kontynuacji nauki, tzn. cechy pochodzeniowe statystycznego mie
S E LE K C JA PO C H O D Z EN IO W A D O S ZK O Ł Y Ś R ED N IE J I N A STU D IA 6 9
szkańca USA silniej różnicowały jego dostęp do secondary schools w porówna
niu z dostępem do szkoły wyższej. Druga prawidłowość odnosiła się do nierów
ności edukacyjnych w perspektywie czasowej, co Mare analizował przez porów
nywanie kolejnych grup wieku. Okazało się, że siła tej zależności utrzymywała się dla kolejnych grup na mniej więcej tym samym poziomie. Tym samym po
twierdziły się wyniki analiz prowadzonych według tradycyjnego schematu, wskazujących na stabilność wpływu czynników pochodzeniowych na poziom wykształcenia, definiowanego w postaci finalnego punktu kariery.
Wyniki te częściowo podważały założenia teorii modernizacji zapowiadającej - co warto przypomnieć - sukcesywne zmniejszanie się czynnika askrypcji. Wa
runkiem rozwoju nowoczesnych systemów rynkowych - jak głosi wspomniana teoria, akceptowana chyba przez większość badaczy - jest obsadzanie pozycji zawodowych na podstawie kwalifikacji i poziomu wykształcenia jednostek (Par- sons 1960; Lenski 1966; Treiman 1970). Nie powinny wykazywać one żadnego związku z pochodzeniem społecznym, co oznacza, że nierówności edukacyjne powinny się zmniejszać. Mare dostarczył kolejnych dowodów, że pozostają one stabilne, co stwierdzono też w Holandii, Francji, Japonii, RFN i we Włoszech (zob. Gam ier i Raffalovitch 1984; Vrooman i Dronkers 1986; Blossfeld 1993;
Treiman i Yamaguchi 1993; Cobalti i Schizzerotto 1993). Potwierdzono też dru
gą prawidłowość, a mianowicie tendencję do większego wpływu pochodzenia na wcześniejszych szczeblach selekcji. Nierówności edukacyjne wszędzie rozstrzy
gały się na pierwszym progu kariery, a więc po ukończeniu szkoły podstawowej, gdy można albo wyjść z systemu szkolnego, albo kontynuować naukę (Raftery i Hout 1990).
Pozwólmy sobie na chwilę dygresji. Ważniejsza rola pierwszego progu nie była tak oczywista, zanim nie wykazali tego Mare i kontynuatorzy wprowadzo
nego przez niego schematu analiz. Sformułowano kilka alternatywnych hipotez, z których warto wspomnieć o dwóch - prawdopodobnie najbardziej wpływo
wych - których autorzy próbowali wykazać, że rola czynników pochodzenio
wych staje się coraz ważniejsza w miarę kontynuowania nauki.
Pierw szą hipotezę sformułowali Bowłes i Gintis, nie ukrywający sympatii do teorii marksowskiej. W 1976 roku ukazała się ich książka Schooling in Capita- list America, gdzie nawiązując do mechanizmów panowania ideologicznego - kluczowego aspektu wspomnianej teorii - w skazują że klasom posiadającym za
leży na socjalizacji klas niższych, dostosowanej do dominującego systemu war
tości. Zadanie to powierzają one systemowi szkolnemu, dzięki któremu klasy niższe są w coraz większym stopniu obejmowane wykształceniem podstawo
wym i średnim. Prowadzi to do osłabienia selekcji pochodzeniowej na pierw
szym progu, ale nie na drugim. W komentarzu do tego wniosku Bowłes i Gintis stwierdzają: „pozornie obiektywny i m erytokratyczny system edukacyjny w USA nie koresponduje z abstrakcyjnymi pojęciami efektywności i racjonalno
ści, tylko z legitym izacją nierówności ekonomicznych” (1976: 108). Powoduje to, że uzależnienie dostępu do wyższych studiów od pochodzenia społecznego jest większe. Zilustrujmy ten wywód jeszcze jednym cytatem: „ten łupieżczy, konkurencyjny i destrukcyjny system wynagradzania intelektualnych osiągnięć w amerykańskich collegach i szkołach nie kreuje racjonalności, ale zaspokaja po
trzeby klas uprzywilejowanych” .
Druga hipoteza, odwołująca się do mechanizmów reprodukcji kulturowej, ak
centuje inne aspekty. Przedstawili ją Collins (1971) i Bourdieu (1986), dla których punktem wyjścia było zwrócenie uwagi, że uprzywilejowanym katego
riom społecznym zależy na zachowaniu wysokiej pozycji. Służy temu m onopo
lizacja symboli wyższości przez ustanawianie różnych barier ograniczających dostęp do wyższego wykształcenia kategoriom o niższym statusie. Analizując te mechanizmy we Francji Bourdieu (1986: 154) zwrócił uwagę na fakt, że „w obe
cnym systemie, masowe wykluczanie dzieci pochodzących z klasy robotniczej i średniej nie dokonuje się już w momencie ukończenia szkoły podstawowej, tyl
ko nieustannie, w dotykalny sposób, przez pierwsze lata szkoły średniej, za po
średnictwem ukrytych form eliminacji, takich jak powtarzanie klasy (równo
znaczne z odłożoną eliminacją), kierowaniem na kursy o gorszej jakości (...) i na koniec, przez wydawanie mniej prestiżowych świadectw”. Collins i Bourdieu podkreślają podstawowe znaczenie kapitału kulturowego wyniesionego z rodzi
ny - dla inteligencji jest to atut, dla robotników i chłopów bariera, która wzmac
nia selekcyjne znaczenie drugiego progu, w miarę jak maleje znaczenie pierw
szego.
PRL i lata dziewięćdziesiąte
Nie odejdziemy od tematu zaczynając od refleksji, że w kilku krajach - z których najlepszym przykładem jest Anglia - badania te podejmowano z inten
cją sprawdzenia skuteczności reform zmierzających do zniesienia przywilejów klasowych. Osłabienie roli barier pochodzeniowych byłoby dobrą legitymizacją systemu komunistycznego, który wprowadzono pod hasłem zniesienia nierówno
ści społecznych. W przypadku Polski analizy nad nierównościami edukacyjnymi podjęto w latach osiemdziesiątych, w celu weryfikacji dwóch prawidłowości, których występowanie stwierdził Mare: (i) tego, że pochodzenie społeczne znacznie silniej różnicuje wybór dalszego kierunku kształcenia przy przechodze
niu ze szkoły podstawowej do średniej, niż na późniejszym etapie kariery, (ii) że, generalnie rzecz biorąc, zależności te są bardzo stabilne.
Okazało się, że było tak również w Polsce: bariera szkoły średniej była znacz
nie silniejsza, a selekcja na pierwszym etapie kształcenia utrzymywała się na sta
łym poziomie w kilkudziesięcioletnim przedziale czasowym. Nieco zmniejszyła
S ELE K C JA P O C H O D Z EN IO W A D O SZK O Ł Y ŚR E D N IE J I N A STU D IA 7 1
się selekcja przy przechodzeniu ze szkoły średniej do wyższej (zob. Sawiński i Stasińska 1986; Heyns i Białecki 1993), jednak w sumie nie osłabiło to siły za
leżności między pochodzeniem społecznym a poziomem wykształcenia uzyska
nego w finalnym punkcie kariery. Należy dodać - choć obecnie jest to już tylko historia - że identyczne prawidłowości uzyskano dla Czechosłowacji i W ęgier (Mateju 1993; Szelenyi i Aschaffenburg 1993).
Zmiana ustroju stała się poznawczym bodźcem do podjęcia tych kwestii na nowo. Realną perspektywą był brak większych zmian, za którą to hipotezą prze
mawiały wyniki dotychczasowych analiz. Z drugiej strony, zmiana ustroju mo
gła wykreować nierówności edukacyjne, które nie występowały zarówno w ra
mach stabilnych demokracji zachodnich, jak i tzw. demokracji ludowych. M oż
na było przypuszczać, że konsekwencją ekspansywnego rozwoju struktur rynko
wych będzie wzrost wpływu pochodzenia społecznego na osiągnięcia edukacyj
ne jednostek. W latach dziewięćdziesiątych wyraźnie zwiększyła się bowiem ro
la poziomu wykształcenia jako wyznacznika kariery życiowej, czego najbardziej czytelnym odbiciem był znaczący wzrost jego zależności z poziomem dochodów (Domański 1999). Naturalną odpowiedzią procesów stratyfikacji mogło być za
ostrzenie się współzawodnictwa o dostęp do wykształcenia, a co za tym idzie - wzrost jego zależności od pochodzenia społecznego jednostek. W szczególności dotyczyło to selekcji na drugim progu kształcenia. W łaśnie wzrost „ceny” wyż
szego wykształcenia był w latach dziewięćdziesiątych największy. W porówna
niu do minionego ustroju zaczęło ono przynosić coraz wyższe, a w przekroju wszystkich poziomów wykształcenia - stosunkowo najwyższe zarobki.
W świetle wyników badań bliższa prawdy okazała się hipoteza zapowiadają
ca wzrost wpływu pochodzenia na procesy selekcji. W latach dziewięćdziesią
tych zwiększył się wpływ pochodzenia społecznego na szanse kontynuacji nau
ki - tak na pierwszym, jak i na drugim progu kształcenia (Domański 2000). Był to jeden z zaskakujących zwrotów, które występują tak rzadko, jak rzadkimi w y
darzeniami są zmiany ustroju. W zrost selekcji pochodzeniowej sprowadzał się w istocie do jednego, charakterystycznego aspektu. Szanse te zwiększyły się na korzyść kategorii o pochodzeniu inteligenckim. Natomiast nie zmieniły się one dla kategorii usytuowanych na niższych piętrach hierarchii społecznej (zob. Do
mański 2000).
Hipotezy dotyczące późniejszego okresu
Przedstawione tu analizy m ają odpowiedzieć na pytanie, ja k kształtowały się te zależności w późniejszym okresie. Aby je ująć we właściwych proporcjach, zreasumujmy fakty. Dominującą tendencją lat dziewięćdziesiątych był postępu
jący wzrost nierówności społecznych. Najistotniejsze oznaki zmian - w zasadach
dystrybucji zarobków - dały o sobie znać prawie bezpośrednio po zmianie ustro
ju. M iędzy podstawowymi kategoriami struktury społecznej wzrosły dystanse i zwiększył się wpływ poziomu wykształcenia na zarobki jednostek, czego odzwierciedleniem stał się awans kategorii inteligenckich w hierarchii dochodów (Jaźwińska 1997; Domański 1999). Konsekwencją tego procesu była rosnąca zbieżność między kluczowymi wyznacznikami pozycji społecznej, a kolejnym elementem logiki stratyfikacji stał się wzrost nierówności edukacyjnych i selek
cji pochodzeniowej na pierwszym i drugim progu kształcenia.
Wiele zatem wskazuje, że zmiany te przybrały kształt sekwencji odpowiada
jącej logice stosunków rynkowych. Wydłużając ciąg obserwacji postaramy się teraz ustalić, jak kształtowały się nierówności edukacyjne w okresie obejmują
cym koniec lat dziewięćdziesiątych XX i początek XXI wieku. Do rozważenia są trzy prognozy.
Realistycznie brzmi pierwsza z nich, zakładająca ustabilizowanie się biegu wydarzeń, po okresie intensywnego rozwoju. M ożna przyjąć, że odnotowane w latach dziewięćdziesiątych procesy zaostrzenia się selekcji na pierwszym i drugim progu osiągnęły stan nasycenia, dochodząc do najwyższego punktu na krzywej, którą można by określić mianem trajektorii nierówności społecznych.
Jak naturalną tendencją na pierwszym etapie rozwoju stosunków rynkowych był wzrost nierówności edukacyjnych, tak musiało dojść do zahamowania tego pro
cesu i mechanizmy nierówności zaczęły wygasać. Bez większego ryzyka można założyć, że jeżeli zmiana ustroju pociąga za sobą zmiany w jego różnych aspek
tach, to z jego stabilnością związana jest stabilność mechanizmów stratyfikacji społecznej. Pierwsza prognoza mówi więc, że nierówności edukacyjne ustabili
zowały się na wysokim poziomie z lat dziewięćdziesiątych.
Druga prognoza odwołuje się do prawidłowości uchwyconych w perspekty
wie międzykrajowej. Jak pamiętamy, wskazują one na trwały charakter selekcji pochodzeniowej na pierwszym i drugim progu kształcenia. Uniwersalny wymiar tych zjawisk nie pozwala wykluczyć, że wzrost nierówności edukacyjnych w Polsce był tylko epizodem, wymuszonym przez procesy urynkowienia towa
rzyszące zmianie ustroju. Po tym burzliwym, a krótkotrwałym okresie, siła ba
rier edukacyjnych powinna wrócić na naturalny tor podyktowany logiką stratyfi
kacji społecznej.
Istnieje jeszcze możliwość „progresywnego wzrostu nierówności”, którą sfor
mułowałbym w postaci trzeciej prognozy. Główną tego przesłanką, jak sądzę, może być wzrost kosztów kształcenia, który pozostaje od lat dziewięćdziesiątych stałym elementem i rzutuje na decyzje dotyczące kontynuowania nauki. Progno
za ta zakłada więc dalszy wzrost wpływu czynników pochodzeniowych na pro
cesy selekcji przy przechodzeniu do szkoły średniej i wyższej.
Tyle do zmian w czasie. Ostatnia prognoza dotyczy siły nierówności eduka
cyjnych na pierwszym i drugim progu kształcenia. Nie znajduję żadnych przęsła-
S EL E K C JA PO C H O D Z EN IO W A D O S Z K O Ł Y Ś R ED N IE J I N A STU D IA 7 3
nek, które pozwalałyby sądzić, że dotychczasowe ustalenia - wskazujące na większe znaczenie progu szkoły średniej - powinny się były zmienić. W dalszym ciągu powinien być to punkt, w którym dokonuje się podział na osoby chcące kształcić się dalej i które stać na kontynuację nauki, i osoby, które z racji „gor
szego” pochodzenia wychodzą ze szkoły. Gdy się tę barierę przekroczy, później
sze decyzje dotyczące kontynuacji nauki, w tym również na szczeblu ponadśre- dnim, są konsekwencją czynników stosunkowo słabiej związanych z pochodze
niem społecznym.
Dane i zmienne
Em piryczną podstaw ą do zweryfikowania tych prognoz będą dane z badań re
alizowanych na ogólnopolskich próbach ludności. Ustalenie tendencji w per
spektywie czasowej wymaga prześledzenia ich w odpowiednio długim okresie.
Przeanalizujemy je od 1982 do 2002 roku, koncentrując się na zależności między pochodzeniem jednostek a prawdopodobieństwem przejścia ze szkoły podstaw o
wej do średniej i ze szkoły średniej do wyższej.
Zm ienną wyjaśnianą w przypadku pierwszego progu selekcji jest dychoto- miczny podział na osoby, które po ukończeniu szkoły podstawowej kontynuowa
ły naukę w technikach, gimnazjach, liceach ogólnokształcących i zasadniczych szkołach zawodowych i osoby opuszczające system szkolny. Tym pierwszym przypisywano wartość 1, drugim 0. Wyjaśnianym zjawiskiem na drugim progu jest podział na osoby kontynuujące naukę w różnego rodzaju szkołach wyższych, licencjackich i pomaturalnych (przypisywano im wartość 1) i osoby, które ukoń
czyły szkołę średnią, ale zrezygnowały z dalszej nauki (kodowanych jako 0) W pływ pochodzenia zdefiniowany został w obydwu przypadkach w postaci sze
ściu kategorii zawodowych ojca. Są to: (i) inteligenci i wyższe kadry kierowni
cze w administracji i gospodarce (ci ostatni to głównie dyrektorzy przedsię
biorstw), których będziemy obejmować wspólnym mianem inteligencji, (ii) niż
si rangą pracownicy umysłowi, włączając szeregowych pracowników placówek handlowo-usługowych, (iii) właściciele firm, (iv) robotnicy wykwalifikowani, (v) robotnicy niewykwalifikowani, (vi) rolnicy, czyli właściciele gospodarstw i robotnicy rolni.
Kilka zdań na temat zastosowanego schematu analiz. W celu ustalenia siły wpływu przynależności zawodowej ojca na procesy selekcji posługuję się regre
sją logistyczną która to technika dostarcza najbardziej rzetelnych estymacji siły związku w sytuacji, gdy zmienne wyjaśniane występują w postaci dychotomicz- nej typu „tak-nie”. W modelach regresji, które przedstawiam poniżej, kontrolo
wany jest wpływ wieku i płci. W przypadku wieku wyodrębniłem cztery katego
rie, od osób najmłodszych do najstarszych w następujących przedziałach wieko
wych: 21-30, 31-39, 40-59, 60-65. Jeżeli chodzi o płeć, mężczyznom przypisa
no kod 1, kobietom: 0. Kategorie zawodowe ojca wprowadzone zostały do mo
delu regresji w postaci serii zmiennych zero-jedynkowych (pochodzenie inteli
genckie - wszyscy pozostali itd.) i to samo dotyczy grup wieku.
Dane - odwołam się do danych z badań realizowanych na próbach ogólno
polskich w latach 1982-2002. Pierwsze z nich, „Warunki życia i potrzeby spo
łeczeństwa polskiego, 1982” zostało przeprowadzone w listopadzie 1982 roku na ogólnopolskiej próbie gospodarstw dom owych dobranych m etodą losową, li
czącej 5317 mężczyzn i kobiet (Beskid red. 1984). Drugi zbiór danych pocho
dzi z badania zrealizowanego w 1984 roku na kwotowo-losowej próbie 1911 mężczyzn i kobiet (zob. Domański 1986). Trzecie badanie „Struktura społeczna II” zrealizowano w listopadzie i grudniu 1987 roku na losowej próbie 5884 m ęż
czyzn i kobiet (zob. Słomczyński i in. 1989). Dane z lat 1992-1995 pochodzą z Polskiego Generalnego Sondażu Społecznego, który w kolejnych edycjach ob
jął 1647, 1649, 1609 oraz 1603 reprezentantów obojga płci (zob. Cichomski i M orawski 1995); PGSS realizowany był na próbach gospodarstw domowych.
Dwa kolejne badania z lat dziewięćdziesiątych przeprowadził Instytut Filozofii i Socjologii PAN. Badanie z 1998 roku, „Jak form ułują się klasy średnie w Polsce?”, objęło losow ą reprezentację 1584 m ężczyzn i kobiet, natom iast badanie „Jak żyją Polacy”, które zostało przeprow adzone na losowo dobranej próbie adresów dom owych, objęło 1384 osoby (Dom ański 2 0 00)1. Ostatnim punktem obserw acji będą dane z badania przeprow adzonego w 2002 roku.
Zrealizow ana próba, dobrana m etodą losową, objęła 2110 respondentów re
prezentujących dorosłych m ieszkańców Polski, zaczynając od 18 roku życia.
Warto nadm ienić, że badanie to zrealizowano w ram ach m iędzynarodow ego projektu European Social Survey, obejm ującego 24 kraje. Była to pierwsza edycja ESS, w którym stronę polską reprezentuje Instytut Filozofii i Socjolo
gii Polskiej Akadem ii Nauk.
Ostatnia uwaga dotyczy zakresu grup wieku. Przedmiotem analizy w przekro
ju czasowym będzie kategoria osób w wieku 21-65 lat. Jest to podyktowane względami porównywalności, ponieważ jedno z tych badań (z 1987 roku) zrea
lizowano z tym właśnie ograniczeniem wiekowym.
' Badanie „Jak form ują się klasy średnie w Polsce?” zostało sfinansow ane z kierowanego przeze mnie grantu K BN (1 H01F 0128), natom iast badanie „Jak żyją Polacy” zostało sfinan
sowane ze środków IFiS PAN, przy w spółudziale M inisterstw a Pracy i Spraw Socjalnych oraz A m basady Stanów Zjednoczonych w Polsce w ram ach program u D em ocracy Commission Sm all Grants.
SE L E K C JA PO C H O D Z EN IO W A D O SZK O Ł Y Ś R ED N IE J I N A STU D IA 7 5
Dwa progi kształcenia
Zanim ustalimy rozmiary selekcji pochodzeniowej na pierwszym i drugim progu kształcenia, spójrzmy na liczebność kategorii, które pokonywały te progi.
W pierwszej kolumnie tabeli 1 zamieszczono informację o tym, jaki odsetek osób kończących szkoły podstawowe kontynuował naukę w technikach, liceach ogólnokształcących, gimnazjach i zasadniczych szkołach zawodowych, czyli na pierwszym progu kształcenia. Natomiast wielkości podane w drugiej kolumnie mówią o kontynuowaniu nauki po szkole średniej - w szkołach pomaturalnych i mających status wyższej uczelni.
Tabela 1. S e le k c ja n a p ie rw s z y m i d ru g im p ro g u k s z ta łc e n ia (w % )
L a ta O s o b y k o n ty n u u ją c e n a u k ę w sz k o ła c h ś re d n ic h w ś ró d ty c h ,
k tó re u k o ń c z y ły s z k o łę p o d s ta w o w ą
O so b y k o n ty n u u ją c e n a u k ę w s z k o ła c h w y ż s z y c h i p o m a tu ra ln y c h w ś ró d ty c h , k tó re u k o ń c z y ły s z k o łę ś r e d n ią
1982 5 4 ,4 2 9 ,6
1987 70 ,8 4 6 ,9
1992 72,7 3 6 ,6
1995 7 3 ,7 3 5 ,7
1998 80,1 3 4 ,2
2 0 0 2 84,1 4 4 ,2
Dane te wskazują na stałe zwiększanie się udziału osób kontynuujących nau
kę po ukończeniu szkoły podstawowej. Skokowy wzrost miał miejsce ju ż w la
tach osiemdziesiątych. W łatach 1982-1987 odsetek ten zwiększył się z 54,4%
do 70,8%, do 1998 roku osiągnął 80,1%, a w 2002: 84,1%. O ile tendencja do sy
stematycznego wzrostu - akurat w przypadku tych zjawisk - nie dziwi, o tyle za
stanawiającym faktem jest spadek udziału osób pokonujących próg szkoły śre
dniej. Było ich stosunkowo mniej w latach dziewięćdziesiątych, kiedy to odsetek ten zmniejszył się - w porównaniu do 1987 roku - z 46,9% do 35-37% . W praw
dzie później - według stanu odnotowanego dla 2002 roku - wyraźnie wzrósł on do 44,2%, jednak nie osiągnął poziomu uzyskanego w ostatnich latach poprze
dniego ustroju. Faktem jest, jakkolwiek to ująć, że w kapitalistycznej Polsce wię
cej osób w porównaniu z czasami PRL po ukończeniu szkoły średniej rezygno
wało z dalszej nauki.
W pływ pochodzenia
Baza rekrutacyjna do szkół ponadpodstawowych stawała się szersza, nato
m iast nieco zmniejszyła się kategoria osób przechodzących do szkół ponadśre- dnich. Nie przesądza to niczego, jeżeli chodzi o rozmiary selekcji szkolnej ze względu na pochodzenie społeczne. Zobaczmy, jak kształtowało się natężenie te
go procesu w perspektywie czasowej.
Bezpośredniej charakterystyki dostarczają współczynniki korelacji przedsta
wione w tabeli 2. Informują one, jak przynależność społeczno-zawodowa ojca (definiowana w podziale na sześć kategorii: inteligencja, pozostali pracownicy umysłowi, właściciele, robotnicy wykwalifikowani, robotnicy niewykwalifiko
wani i rolnicy) różnicowała dychotomiczny podział na osoby opuszczające sy
stem szkolny i kontynuujące naukę.2 Wyższe wartości współczynników korelacji wskazują na większe nierówności edukacyjne - inaczej mówiąc, wyższa ich war
tość oznacza, że przejście na wyższy szczebel kształcenia zależał w większym stopniu od uwarunkowań związanych z pochodzeniem społecznym.
Na zależności te najlepiej spojrzeć z perspektywy dwóch prawidłowości udo
kumentowanych przez wcześniejsze badania. Jak łatwo stwierdzić, pierwsza z nich - polegająca na tym, że w każdym kraju występuje ostrzejsza selekcja po
chodzeniowa na pierwszym progu kształcenia - utrzymywała się również w Pol
sce. Pochodzenie społeczne stanowiło silniejszy wyznacznik selekcji na pierw
szym niż na drugim progu w latach osiemdziesiątych i pozostało nim w ramach nowego systemu. Wymiernym tego świadectwem jest utrzymywanie się znaczą
cej różnicy między współczynnikami korelacji w pierwszej i drugiej kolumnie ta
beli 2. W ynika z nich, że pozycja ojca była niezmiennie silniej związana z kon
tynuowaniem nauki po szkole podstawowej, czego graficzną ilustracją jest rysunek 1. Bynajmniej nie oznacza to całkowitego braku zmian - w drugiej po
2 S ą to współczynniki korelacji kanonicznej (w pierwszym wym iarze, czyli dla pierwszej pary wag kanonicznych), ustalone na podstawie analizy dyskryminacyjnej (zob. K iecka 1980). Zm ien
ną w yjaśnianą w przypadku pierwszego progu selekcji je st dychotom iczny podział na osoby koń
czące szkoły podstawow e, które kontynuow ały naukę w technikach, liceach ogólnokształcących i zasadniczych szkołach zawodowych (przypisyw ano im w artość 1) i osoby opuszczające system szkolny (kodow ane jak o 0). N atom iast na drugim progu w yjaśnianym zjaw iskiem jest podział na kontynuujących naukę w szkołach pom aturalnych i w yższych (kod 1) i osoby, które ukończyły szkołę średnią, ale zrezygnow ały z dalszej nauki. N ależy wyjaśnić, że analiza korelacji kanonicz
nej dokonuje dekom pozycji zależności m iędzy zm iennym i na kilka w ym iarów o sukcesywnie m a
lejącej w ażności. D la każdego z nich ustalana jest w ielkość w spółczynnika korelacji kanonicznej, zaczynając od pierwszej korelacji, która je st z definicji najwyższa. W przypadku (który ma tutaj miejsce), gdy zm ienna w yjaśniana ma tylko dwie kategorie, w spółczynnik korelacji kanonicznej jest jeden. W ybór w spółczynnika korelacji kanonicznej podyktow any je st przejrzystością i jed n o znacznością interpretacji (w term inach wariancji), w porów naniu z innymi m iernikam i zw iązku między zm iennym i nominalnym i, w rodzaju V Cram era czy lam bda G oodm ana-K ruskala.
S EL E K C JA PO C H O D Z EN IO W A D O SZK O Ł Y Ś R ED N IE J I N A S TU D IA 7 7
łowię lat dziewięćdziesiątych różnica między siłą tych zależności nieco maleje w porównaniu ze stanem odnotowanym dla wcześniejszego okresu. Było to re
zultatem zwiększenia się wpływu pochodzenia społecznego na przejście do szkół ponadśrednich, czyli zaostrzenia się selekcji pochodzeniowej na drugim progu, natomiast utrzymała się ona bez zmian na pierwszym progu kształcenia.
Tabela 2. K a te g o ria z a w o d o w a o jc a a s e le k c ja n a p ie rw s z y m i d ru g im p ro g u k sz ta łc e n ia . W s p ó łc z y n n ik i k o re la c ji k a n o n ic z n e j
L ata W s p ó łc z y n n ik i k o re la c ji k a n o n ic z n e j m ię d z y k a te g o ria m i z a w o d o w y m i o jc ó w a:
p o d z ia łe m n a o s o b y k o n ty n u u ją c e n a u k ę w sz k o ła c h ś re d n ic h i te , k tó re
p o u k o ń c z e n iu s z k o ły p o d sta w o w e j z re z y g n o w a ły z n a u k i
p o d z ia łe m n a o s o b y k o n ty n u u ją c e n a u k ę w s z k o ła c h w y ż s z y c h i p o m a
tu ra ln y c h i te , k tó re p o u k o ń c z e n iu s z k o ły śre d n ie j z re z y g n o w a ły z n a u k i
1982 0 ,3 6 0,1 7
1984 0 ,3 4 0 ,2 4
1987 0 ,3 6 0,21
1992 0,3 8 0,1 9
1993 0,3 8 0 ,1 9
1994 0,3 2 0 ,2 4
1995 0,3 7 0 ,2 4
1998 0,3 7 0 ,2 6
1999 0,3 7 0,33
2 0 0 2 0,2 8 0 ,2 0
Druga międzykrajowa prawidłowość polegała na braku znaczących zmian w si
le wpływu pochodzenia społecznego na procesy selekcji. Jak pamiętamy, w Pol
sce zależności te stały się w latach dziewięćdziesiątych silniejsze, co potwier
dzają też wyniki naszych analiz. Jednak najistotniejsze pytanie dotyczy tego, co działo się później - odpowiedzi dostarcza wydłużenie obserwacji do 2002 roku.
Wynik jest zaskakujący, stwierdzamy bowiem wystąpienie kolejnego zwrotu, j e żeli chodzi o mechanizmy selekcji. Zmniejsza się, mianowicie, wpływ czynni
ków pochodzeniowych na obu progach kształcenia. O ile w latach 1995-1999 współczynnik korelacji między kategorią zawodową ojca a przechodzeniem ze szkoły podstawowej do ponadśredniej wynosił 0,37, do roku 2002 zmniejszył się on do 0,28. Analogicznie - z poziomu 0,33 do 0,20 - zmniejszyła się siła kore
lacji między pozycją ojca a przejściem ze szkoły średniej na wyższy poziom kształcenia. Pozwala to sformułować wstępny wniosek, że pierwsze lata form o
wania się kapitalizmu były w Polsce okresem krótkotrwałego wzrostu nierówno
ści edukacyjnych, po którym to burzliwym okresie bariery selekcji pochodzenio
wej wróciły na tor wynikający z naturalnej logiki stratyfikacji społecznej.
R ysun ek 1. W pływ pozycji zawodowej ojca na kontynuację nauki na pierwszym i dru
gim progu selekcji3
□ Wpływ pozycji ojca na przejście do szkoły wyższej
□ Wpływ pozycji ojca na przejście do szkoły średniej
3 M iernikiem siły w pływ u są współczynniki korelacji kanonicznej między kategoriam i zaw odow y
mi ojców a kontynuacją nauki w szkołach średnich (po szkole podstawow ej) i kontynuacją nauki w szkołach ponadśrednich (po ukończeniu szkoły średniej)
Struktura selekcji
Znamiennym aspektem logiki stratyfikacji jest to, że osoby pochodzące z ka
tegorii zajmujących wyższą pozycję społeczną m ają więcej szans na pokonanie barier kształcenia w porównaniu z przedstawicielami tzw. klas niższych. Wystę
powanie tej prawidłowości w Polsce i w innych krajach dokumentowały wyniki analiz. Pochodzenie inteligenckie zapewniało zawsze najwięcej szans przejścia na wyższy szczebel kształcenia, a z drugiej strony, stosunkowo najmniej szans miały osoby wywodzące się z rodzin rolników. Rzecz jasna, wzrost nierówności edukacyjnych w latach dziewięćdziesiątych znalazł odzwierciedlenie w zwięk
szeniu się rozpiętości szans między przedstawicielami podstawowych segmen
tów struktury społecznej (Domański 1999).
S E LE K C JA P O C H O D Z EN IO W A D O S ZK O Ł Y Ś R ED N IE J I N A STU D IA
7 9
Tabela 3. S to su n k i sza n s k o n ty n u o w a n ia n a u k i w sz k o le śred n iej a k a te g o ria z a w o d o w a o jc a , p łe ć i w ie k . W s p ó łc z y n n ik i re g re s ji lo g isty c z n e j
Z m ien n e niezależne Ile szans w ięcej (w artości pow yżej 1) lub ile m niej (poniżej 1) m ieli czło n k o w ie ro zp atry w anych tu kategorii n a k o n ty n u o w an ie nauki w szkole średniej w sto sunku
do statystycznego P olaka
1982 1987 1992 1995 1998 2002
K ategoria zaw o d o w a ojca (w poró w n an iu W yższe k ad ry k iero w n icze i inteligencja
ze śred n ią k rajow ą)
6 ,7 7 " 4 ,9 5 " 1 0 ,1 1 " 6,88** 4 ,3 0 " 2,95**
Pozostali p raco w n icy um ysłow i 1,99* 3,79** 2,51** 1,94* 2 ,1 6 " 0,49
Pryw atni p rzed sięb io rcy 1,08 0,84 0,63 0,98 0,95 0,59
R obotnicy w ykw alifikow ani 0 ,6 0 " 0,65** 0,88 0,82 0,94 0,33
R obotnicy niew ykw alifikow ani 0 ,5 5 " 0,43** 0 ,3 2 " 0,31** 0,35** 0,28 W łaściciele go sp o d arstw i rob o tn icy rolni 0 ,2 1 " 0,22** 0,22** 0,30** 0 ,3 4 " 0,13 M ężczyźni (w p o ró w n an iu z kobietam i) 1 ,4 2 " 1 ,5 0 " 1,41* 1,01 1,04 0,93 K ategoria w ieku (w p o ró w n an iu ze śred n ią krajow ą)
21 -30 3 ,0 1 " 3,48* 2 ,3 0 " 2,66** 2,18** 1 ,7 8 "
3 1 -4 0 1 ,7 3 " 2,09* 2 ,0 6 " 2,14** 1,45* 2 ,1 0 "
4 1 -5 9 0 ,6 0 " 0,58** 0 ,7 2 " 0,70* 0,85 0,84
6 0 -6 5 0,32** 0,24** 0 ,2 9 " 0 ,2 5 " 0 ,3 8 " 0 ,3 2 "
W yraz stały 2,97 3,85 5,15 5,15 6,5 22,5
R 2 (N ag elk erk ) 0,29 0,22 0,31 0,26 0,20 0,18
% p rzy p ad k ó w trafn ie sklasyfikow anych
przez m odel 70,3 78,1 78,1 76,3 80,3 85,7
** p<0,01; * p<0,05
R2, określany też m ianem pseudo- R 2 lub R2 Nagelkerk, jest odpow iednikem współczynnika korelacji w ielorakiej w regresji liniowej.
O tym, jak było w latach późniejszych, informują zależności przedstawione w dwóch kolejnych tabelach. W tabeli 3 rozpatrujemy szanse pokonania progu przejścia na szczebel ponadpodstawowy w zależności od kategorii zawodowej oj
ca uwzględniając wpływ wieku i płci. Są to współczynniki regresji logistycznej - w przypadku kategorii pochodzenia wielkości ich m ówią o tym, jak kształtowały się dla danej kategorii szanse przejścia na wyższy szczebel kształcenia w porów
naniu z zaprzestaniem nauki. Wartości wyższe od 1 informują, ile więcej, a mniejsze od 1 - ile mniej - szans miały dzieci inteligentów, pracowników umy
słowych, właścicieli, robotników i rolników na kontynuowanie nauki w porówna
niu z szansami statystycznego Polaka. Szansą jest stosunek prawdopodobieństwa
przejścia na wyższy szczebel do prawdopodobieństwa nieprzejścia. Inaczej mówiąc, wielkości te można interpretować w terminach dystansu między szansa
mi poszczególnych kategorii pochodzenia a średnią dla dorosłych mieszkańców Polski. Dane w tabeli 4 dostarczają odpowiedzi na analogiczne pytania w odnie
sieniu do prawdopodobieństwa selekcji na drugim progu kształcenia.3
Tabela 4. Stosunki szans kontynuowania nauki w szkole ponadśredniej a kategoria za
wodowa ojca, płeć i wiek. W spółczynniki regresji logistycznej
Z m ienne n ieza leżn e Ile szans w ięcej (w artości pow yżej 1) lub ile m niej (poniżej 1) m ieli czło n k o w ie ro zpatr- w anych tu kateg o rii na contynuow anie nauki w szkole ponadśredniej w sto sunku do staty sty czn eg o P olaka
1982 1987 1992 1995 1998 2002
K ateg o ria z aw o d o w a ojca (w p o ró w n an iu ze śre d n ią k rajow ą)
W yższe k ad ry k iero w n icze i inteligencja 1,78 2,68*' 2,16* * 3,31** 3,88** 1,57**
Pozostali p raco w n icy um ysłow i 1,21 1,20 1,56* 1,10 1,19 1,67*
P ryw atni p rzed sięb io rcy 0,97 0,86 0,52 1,00 1,10 1,17
R ob o tn icy w y k w alifik o w an i 0,80 0,78 0,67 0,84 0,62** 0,88 R ob o tn icy n iew y k w alifik o w an i 0,52 0,67 0,99 0,36** 0,54 0,87 W łaściciele g o spodarstw i rob o tn icy rolni 1,14 0,92 0,87 0,91 0,58** 0,43**
M ężczyźni (w p o ró w n an iu z kobietam i) 1,09 1,17 1,07 0,80 0,85 1,02 K ategoria w ieku (w p o ró w n an iu ze śre d n ią krajow ą)
2 1 -3 0 0,91 0,60* 0,93 0,88 1,08 1,43*
3 1 -4 0 1,55* 0,95 1,09 1,27 0,78 1,08
41 59 1,04 1,08 1,34 1,33 1,46* 0,88
6 0 -6 5 0,68 1,63 0,73 0,68 0,83 0,74
W yraz stały 0,35 0,92 0,52 0,50 0,52 0,79
R 2 (N ag elk erk ) 0,04 0,11 0,07 0,09 0,14 0,08
% p rzy p ad k ó w trafnie sk lasyfikow anych
przez m odel 69,6 61,6 63,0 67,7 70,7 58,2
** p<0,01; * p<0,05
3 W przypadku pierwszego progu selekcji zmienną wyjaśnianą jest logit p/(l-p), czyli ilorazu pro
porcji osób kończących szkoły podstawowe, które kontynuowały naukę w technikach, liceach ogól
nokształcących i zasadniczych szkołach zawodowych (p) i osób opuszczających system szkolny (1-p).
Dla drugiego progu zmienną wyjaśnianą jest logit p/(l-p), ilorazu proporcji osób kontynuujących naukę w szkołach ponadśrednich i osób, które ukończyły szkołę średnią, ale zrezygnowały z dalszej
SE LE K C JA PO C H O D Z EN IO W A D O SZK O ŁY Ś R ED N IE J I N A STU D IA 8 1
Odnotujmy dwa fakty. Faktem najbardziej rzucającym się w oczy jest zdecy
dowana przewaga pochodzenia inteligenckiego, jeżeli chodzi o szanse kontynu
owania nauki. Z wyjątkiem przechodzenia do szkół ponadśrednich w 2002 roku były one największe na obu progach selekcji: już w 1982 roku posiadanie ojca inteligenta zapewniało prawie siedem razy więcej szans przejścia (6,77, ściśle rzecz biorąc) na szczebel ponadpodstawowy - w stosunku do średniej dla ogółu ludności. Pochodzenie z rodziny pracownika umysłowego również dawało ich więcej (1,99), jednak kilkakrotnie mniej od inteligencji. W przypadku właścicie
li oscylowały one na poziomie średniej (1,08), natomiast poniżej średniej kształ
towały się szanse dzieci robotników, a najniżej rolników (0,21).
Ze względu na to, że selekcja pochodzeniowa na drugim progu kształcenia jest mniejsza, nierówności szans rysowały się słabiej. W skaźnikiem tego zjawi
ska była mniejsza rozpiętość dystansów między kategoriami zawodowymi ojców (tabela 4). W niczym nie zmienia tego fakt, że i w tym punkcie kariery pocho
dzenie z inteligencji zapewniało najwięcej szans na kontynuację nauki. Za inte
ligencją sytuowali się synowie i córki pracowników umysłowych niższego szczebla, za nimi są właściciele, niżej robotnicy wykwalifikowani, a na samym dole dzieci robotników niewykwalifikowanych i rolników.
Drugi fakt dotyczy kształtowania się nierówności edukacyjnych w perspekty
wie czasowej. Porównując strukturę dystansów dochodzimy do wniosku, że w la
tach dziewięćdziesiątych wystąpiła tendencja do wzrostu rozpiętości szans m ię
dzy osobami pochodzącymi z różnych kategorii społecznych. Czytelnym wska
źnikiem tego procesu był wzrost szans w kategorii o pochodzeniu inteligenckim
— spowodowało to, że hierarchia rozciągnęła się w górę, chociaż w dłuższym przedziale czasowym bynajmniej nie była to tendencja rosnąca. Szczytowym punktem tego procesu na pierwszym progu selekcji były pierwsze lata kształto
wania się gospodarki rynkowej. Znamienne, że w 1987 roku, bezpośrednio przed zm ianą ustroju, nierówności uległy pewnemu zmniejszeniu. W 1987 roku, pod względem możliwości przechodzenia do szkół ponadpodstawowych, dzieci inte
ligentów miały prawie pięciokrotną przewagę (4,95) w stosunku do średniej. Do 1992 roku przewaga ta wzrosła do 10,11, aby w 1995 roku zmniejszyć się do po
nauki. Kategorie zawodowe ojca i wieku zostały wprowadzone do obydwu mo-deli w postaci, odpowiednio. 6 i 4 zmiennych zero-jedynkowych. Wprowadzono je przez wyskalowanie metodą tzw.
„kodowania efektów”, co pozwala interpretować ich wielkości w stosunku do średniej. Tak zw aną kat
egorią odniesienia w przypadku zawodu ojca są rolnicy, a w przypadku wieku - osoby najmłodsze.
Kategorii tych nie uwzględniono w oryginalnych modelach (pominięcie jednej z kategorii podziału definiującego zm iennąjest koniecznym warunkiem estymacji parametrów regresji). Wartości podane dla nich w tabelach 3 i 4 zostały ustalone na podstawie modeli regresji, w których przyjęto inne kate
gorie odniesienia dla zawodu ojca i wieku. Dla ułatwienia interpretacji wartości współczynników wyrażone są w postaci potęgi funkcji wykładniczej (e=2,72), co jest jednym ze standardowych sposobów' ich prezentacji w regresji logistycznej.
ziomu 6,88, co było stanem porównywalnym do odnotowanego na początku łat osiemdziesiątych. Od tego momentu przywileje związane z pochodzeniem inte
ligenckim systematycznie maleją. W 2002 roku zapewniało ono już tylko 2,95 więcej szans na pokonanie bariery szkoły średniej - w stosunku do statystyczne
go Polaka - i (w statystycznym sensie) nie była to znacząca różnica.
Nieco innym torem postępowało rozwarstwienie szans edukacyjnych na dru
gim progu selekcji. Przynależność do kategorii inteligenckich zapewniała i w tym przypadku największe korzyści. W zrosły one (z 1,78 do 2,68) już w la
tach osiemdziesiątych, w latach 1987-1992 wystąpiła tendencja spadkowa, a na
stępnie do 1998 roku miał miejsce ponowny wzrost dystansu dzielącego pocho
dzenie inteligenckie od hipotetycznej sytuacji edukacyjnej statystycznego Pola
ka. W 1998 roku szanse te kształtowały się jak 3,88 do 1 - był to kulminacyjny punkt, po przekroczeniu którego dokonał się ponowny zwrot w dół i dystanse po
chodzeniowe wyraźnie maleją.
Kilka zdań na temat wieku i płci. Nierówności związane z płcią okazują się stosunkowo nieduże. W analizowanym okresie płeć była nieistotnym wyznacz
nikiem selekcji przy przechodzeniu ze szkół średnich na wyższy szczebel kształ
cenia. Nie była nim również na pierwszym progu selekcji - ale dopiero od 1995 roku - bowiem we wcześniejszym okresie mężczyźni mieli od kobiet 1,4-1,5 więcej szans na kontynuowanie nauki. W spółczynnik regresji równy 1,5 można interpretować w ten sposób, że na każdych 10 wybranych losowo Polaków na szczebel ponadpodstawowy przechodziło 6 mężczyzn i tylko 4 kobiety (tyle bo
wiem wynosi iloraz 6:4). W spółczynniki regresji dla płci dla późniejszego okre
su wskazują na brak zależności - wartość 1 jest równoznaczna zależności zero
wej - z czego można by wysnuć wniosek, że kobiety przestały przegrywać z mężczyznami na tym szczeblu kariery.
Wiek różnicował selekcję tylko na pierwszym progu kształcenia. Największe szanse kontynuowania nauki po szkole podstawowej m ają osoby najmłodsze, przy czym różnice między kategoriami wieku kształtowały się niemal liniowo.
Przedstawiciele starszych grup wieku, częściej niż osób młodszych, rezygnowa
li z kontynuowania nauki i w najstarszym pokoleniu (60-65 lat) tendencja ta by
ła najbardziej widoczna. Natomiast nie występował żaden znaczący związek między wiekiem a pokonaniem progu szkół ponadśrednich, co wskazywałoby, że selekcyjne znaczenie wieku maleje w miarę przechodzenia na coraz wyższe szczeble nauki.
Próg szkoły wyższej
Analizując wpływ pochodzenia na drugim progu selekcji rozpatrywaliśmy ją w postaci dychotomicznego podziału na osoby, które po ukończeniu szkoły śre
S E LE K C JA PO C H O D Z EN IO W A D O S ZK O Ł Y ŚR E D N IE J I N A STU D IA 8 3
dniej wyszły z systemu szkolnego i osoby, które kontynuowały naukę. Wpływ pochodzenia w latach dziewięćdziesiątych wzrósł, do 2002 roku zmalał, i gene
ralnie był on słabszy w porównaniu z siłą pochodzeniowej selekcji na pierwszym progu kształcenia. Jednak warto byłoby te prawidłowości uściślić - choć dycho
tomia ta jest odzwierciedleniem zasadniczego podziału na tor rezygnacji i konty
nuacji nauki, to nie identyfikuje ona zróżnicowania w ramach kategorii osób, które uczyły się dalej. W szczególności nie identyfikuje ona podziału na osoby, które przeszły próg szkoły średniej: i (i) ukończyły wyższe studia, (ii) rozpoczę
ły studia, ale nie udało się im ich zakończyć, (iii) zakończyły naukę na poziomie szkoły pomaturalnej.
Zobaczymy więc, jak pochodzenie społeczne różnicowało ścieżki kariery edukacyjnej na drugim progu zdefiniowanym w postaci czterech kategorii:
oprócz trzech sytuacji wyróżnionych powyżej, czwartą kategorią są osoby w y
chodzące z systemu szkolnego po ukończeniu szkoły średniej. Tabela 5 jest ze
stawieniem współczynników korelacji kanonicznej, które informują o tym, jak kształtowała się ta zależność w perspektywie czasowej .4
Tabela 5. Kategoria zawodowa ojca a selekcja na drugim progu (w podziale na cztery to
ry kształcenia). W spółczynniki korelacji kanonicznej
Rok Podział na osoby, które po ukończeniu szkoły średniej:
(i) zrezygnowały z nauki, (ii) kontynuowały ją w szkołach wyższych, (iii) licencjackich lub (iv) pom aturalnych
1982 0,20
1984 0,25
1987 0,23
1992 0,18
1993 0,21
1994 0,28
1995 0,28
1998 0,35
1999 0,34
2002 0,23
4 Z m ienną w yjaśnianą je st podział na osoby kończące szkoły średnie, które: (i) ukończyły wyższe studia, (ii) rozpoczęły studia, ale nie ukończyły ich, w łączając w to osoby, które ukończyły studia licencjackie, (iii) zakończyły naukę na poziom ie szkoły pom aturalnej, (iv) nie konty
nuow ały nauki. Z m ienną w yjaśniającą je st pochodzenie zoperacjonalizow ane w postaci podziału na sześć kategorii społeczno-zaw odowych ojca. S ą to w ielkości w spółczynników korelacji kanon
icznej w pierwszym , najsilniejszym , wymiarze.
Pierw sze pytanie dotyczy siły tego związku, drugie jego zmian w czasie.
W róćmy na chwilę do zależności przedstaw ionych w tabeli 2. Porównanie to ujawnia trzy interesujące aspekty. Po pierwsze, pochodzenie społeczne nieco silniej różnicowało podział na cztery niż na dwa tory selekcji. Inaczej mówiąc, to kim był ojciec - czy był on inteligentem , pracow nikiem umysłowym, w ła
ścicielem, robotnikiem czy też rolnikiem - wywierało większy wpływ na decy
zje dotyczące w yboru m iędzy szkołą pom aturalną, studiowaniem lub zaprze
staniem nauki niż na dychotom iczny wybór m iędzy rezygnacją a kontynuow a
niem kształcenia. W spółczynniki korelacji w tabeli 5 są nieco wyższe, jeżeli porównać je z odpowiadającym i im wartościam i w drugiej kolum nie tabeli 2, co wydaje się naturalną konsekw encją zastosowania bardziej szczegółowego podziału.
Po drugie, okazuje się, że jakby nie różnicować wyborów dokonywanych na drugim progu selekcji, wpływ pochodzenia na pierwszym progu jest zawsze sil
niejszy. Przekonującym tego świadectwem są najwyższe wartości współczynni
ków korelacji dla zależności między kategoriami zawodowymi ojców a podzia
łem dokonującym się na pierwszym progu selekcji, zamieszczone w pierwszej kolumnie tabeli 2.
Trzecia prawidłowość dotyczy zmian w czasie. W 1982 roku pochodzenie społeczne stosunkowo najsłabiej różnicowało wybory edukacyjne na drugim progu kształcenia. Do 1987 roku siła tej zależności wzrosła, następnie zmalała, a od połowy lat dziewięćdziesiątych miał miejsce jej ponowny wzrost (tym ra
zem do najwyższego poziomu), który - w latach 1998-2002 - ustąpił tendencji spadkowej. Zmiany te miały charakter cykliczny i wystąpiło w nich kilka zała
mań, niemniej układały się one w sumie według znanego nam wzoru, zgodnie z którym nierówności najpierw - w latach dziewięćdziesiątych - rosną, a następ
nie maleją.
Niezależnie od tego, jak szczegółowo rozpatrujemy selekcję pochodzeniową na drugim progu kształcenia - czy odnosi się ona do dychotomicznego wyboru czy do wyboru między czterema ścieżkami kariery - zmiany w jej natężeniu układają się w określoną sekwencję. Przybiera ona znamiona prawidłowości nie odbiegającej swym kształtem od generalnej trajektorii nierówności edukacyj
nych w analizowanym przedziale czasowym.
W niosek ten byłby mocniejszy, gdyby okazało się, że podobnie kształtowała się struktura tych nierówności ze względu na pochodzenie społeczne. Wiemy, że dzieci inteligentów znacznie częściej - po ukończeniu szkoły średniej - konty
nuowały naukę. Jest duże prawdopodobieństwo, że miały one również stosunko
wo najwięcej szans na ukończenie wyższych studiów, odwrotnie niż osoby wy
wodzące się z kategorii robotniczych i rolników. Ci ostatni powinni być nadre- prezentowani wśród absolwentów szkół pomaturalnych, studiów licencjackich i w kategoriach z nieukończonym wykształceniem wyższym.
S E LE K C JA P O C H O D Z EN IO W A D O S ZK O Ł Y Ś R ED N IE J I N A STU D IA 8 5
Tabela 6. S to su n k i sz a n s k o n ty n u o w a n ia n a u k i p o u k o ń c z e n iu sz k o ły śred n iej n a ró ż n y c h to ra c h k s z ta łc e n ia a k a te g o r ia z a w o d o w a o jc a i p łe ć . W s p ó łc z y n n ik i r e g re s ji w m o d e lu w ie lo m ia n o w y m . R o k 19 8 2 a
Z m ienne n iezależn e U k ończenie
w yższych studiów
N ieukończone studia lub
licencjat
Szkoła po m atu raln a
K ategoria zaw odow a ojca
W yższe k ad ry k iero w n icze i inteligencja 2,24* 1,17 0,84
P ozostali p raco w n icy um ysłow i 1,59 0,52 0,73
Pry w atn i p rzed sięb io rcy 1,64 0,00 0,60
R o botnicy w y k w alifik o w an i 0,88 0,24 0,90
R o botnicy niew y k w alifik o w an i 0,35 0,25 0,80
M ężczyźni (w p o ró w n an iu z kobietam i) 1,75 0,99 0,41*
R2 (N agelkerk) 0,17
** p< 0,01; * p<0,05
a W ielkości tych p aram etró w ustalono przy kontroli kategorii w ieku.
Odpowiedzi na pytanie, czy rzeczywiście tak było, dostarczają współczynni
ki regresji dla poszczególnych kategorii pochodzenia, przedstawione w tabelach 6-8. Wartości te uzyskano w modelu regresji wielomianowej, mającej zastoso
wanie w sytuacji, gdy zmienną wyjaśnianą jest zmienna nominalna, czyli repre
zentuje najsłabszy poziom pomiaru i definiowana jest w postaci kilku kategorii (więcej niż dwóch). W łaśnie tak zdefiniowane jest „wyjaśniane” tu zróżnicowa
nie wyborów edukacyjnych wśród osób kończących szkoły średnie. M amy tu czterokategorialny podział na tych, którzy: (i) ukończyli wyższe studia, (ii) roz
poczęli studia, ale nie ukończyli ich - z uwzględnieniem osób, które ukończyły studia licencjackie, (iii) zakończyli naukę na poziomie szkoły pomaturalnej, (iv) nie kontynuowali nauki.
W porównaniu z regresją logistyczną interpretacja współczynników w m ode
lu wielomianowym jest nieco bardziej złożona. Parametry regresji estymowane są tylko dla trzech kategorii zmiennej wyjaśnianej (a w ogólnym przypadku licz
ba tych kategorii równa jest n-1). Jedną kategorię należy pominąć, traktując j ą ja ko punkt odniesienia do interpretacji tych współczynników (zresztąjest to waru
nek estymacji modelu). Wybór kategorii „odniesienia” zależy od badacza - w na
szym przypadku kategorią odniesienia są osoby, które po ukończeniu szkoły śre
dniej nie kontynuowały nauki. W celu ułatwienia interpretacji kategorie pocho
dzenia wprowadzone zostały do modelu m etodą tzw. zmiennej referencyjnej (ka
tegorią referencyjną są osoby o pochodzeniu rolniczym), stąd przedstawione tu współczynniki regresji dla kategorii ojców informują - inaczej niż dotąd -
