Są to: wymiar pracy wykonawczej, kluczowej roli w organizacjach i użyteczności dla społeczności

Artur Pokropek

Uniwersytet Warszawski

WZORY PRESTIŻU ZAWODÓW

Celem tej analizy jest spojrzenie na fenomen prestiżu zawodów z nowej, uwzględniającej wielowymiarowy charakter tego zjawiska perspektywy. Opiera- jąc się na danych Europejskiego Sondażu Społecznego dla Polski w 2006 roku, badaniach przeprowadzonych przez IFiS PAN w 1987 roku oraz danych z Gene- ralnego Sondażu Społecznego przeprowadzonego w Stanach Zjednoczonych w 1989 roku, szukam wymiarów oceniania prestiżu zawodów. Przynajmniej trzy zgodne wymiary ocen prestiżu można znaleźć w różnych punktach czasowych i przynajmniej w dwóch społeczeństwach. Są to: wymiar pracy wykonawczej, kluczowej roli w organizacjach i użyteczności dla społeczności. Ponadto, jeżeli chodzi o polskie społeczeństwo w 2006 roku, wykrystalizował się wymiar funkcji publicznych. Prezentowane ujęcie daje możliwość trafniejszej interpretacji hie- rarchii prestiżu niż klasyczne teorie. W dalszej części badam zgodność nadawa- nia prestiżu w czterech wymiarach ocen w Polsce w roku 2006 ze względu na zmienne społeczno-ekonomiczne oraz postawy charakteryzujące światopo- gląd respondentów. Nie licząc wymiaru funkcji publicznych, stwierdzam silną zgodność nadawania ocen prestiżu. Dalej analizuję różnicę między wzorami pre- stiżu i dzięki niej próbuję zrozumieć zmiany, jakie nastąpiły między 1987 a 2006 rokiem w polskiej hierarchii prestiżu. Analiza wzorów prestiżu pokazuje, jak zmiana percepcji pozycji zawodowych wpływa na ich położenie w hierarchii prestiżu. Ustalenia zawarte w tym artykule można traktować jako nowy głos w sporze – który w pewnym momencie ucichł, ale nie został jednak rozstrzygnię- ty – dotyczącym odpowiedzi na pytanie o to, czym jest prestiż zawodów i jakie mechanizmy za nim stoją.

Główne pojęcia: prestiż, zawód, wzory oceniania, struktura społeczna.

Wydział Pedagogiczny Uniwersytetu Warszawskiego; Instytut Socjologii Uniwersytetu Warszaw- skiego, e-mail: artur.pokropek@gmail.com

Wstęp

W nowoczesnych społeczeństwach zawód to podstawowa kategoria, wokół której budowany jest świat społeczny. Większość działań podejmowanych w dorosłym życiu jednostki jest pośrednio lub bezpośrednio związana z wyko- nywanym przez nią zawodem, który ustala porządek i rutynę dnia codziennego, kształtuje aspiracje oraz determinuje możliwości życiowe (Kohn i Schooler 1986). Pozycje zawodowe są zatem doskonałym punktem wyjścia do badania nowoczesnego społeczeństwa, szczególnie zaś do jego zróżnicowania, co zosta- ło zresztą skwapliwie wykorzystane przez pokolenia socjologów (Domański 2005; Parsons 1940).

Zawód pozostaje podstawową kategorią społeczną, najlepszym wskaźnikiem pozycji jednostek we współczesnej strukturze społecznej, a może nawet czymś więcej – kto nie ma zawodu, jest marginalizowany, jest dzieckiem albo człowie- kiem z obszaru wykluczenia społecznego. Pytanie o prestiż zawodów to pytanie fundamentalne dla socjologii – jest to bowiem pytanie o strukturę społeczną.

Głównym zadaniem tego artykułu jest próba odnalezienia wzorów, schematów, którymi rządzi się prestiż, czyli, innymi słowy, jest to pytanie o to, jak w społecz- nej świadomości postrzegane i wartościowane są elementy struktury społecznej.

Prestiż zawodów – klasyczne badania, teorie i definicje

Wśród wielu typów badań związanych ze zróżnicowaniem zawodowym nie- bagatelne miejsce zajmowały te nad prestiżem zawodów. Można zaryzykować stwierdzenie, że kiedyś był to najpopularniejszy kierunek badań w socjologii empirycznej. Pierwsze znaczące badanie nad prestiżem zawodów przeprowadził George S. Counts już w 1925 roku. Respondenci mieli uszeregować kilka zawo- dów, nadając im rangi ze względu na ich prestiż – średnia ranga stanowiła o po- zycji danego zawodu w hierarchii prestiżu (Grasmick 1976). Jednak najbardziej znanym, a co ważniejsze pierwszym reprezentatywnym (dla populacji USA) by- ło badanie National Opinion Research Center (NORC) opracowane przez Cecila Northa i Paula Hatta w roku 1947, które na długo wyznaczyło standardy analiz i określiło rozumienie prestiżu zawodów (Wegener 1992). Respondenci na pię- ciopunktowej skali oceniali prestiż kilkudziesięciu zawodów. Indywidualne oce- ny zostały zagregowane, a wyniki przedstawione w postaci hierarchii zawodów.

North i Hatt traktowali prestiż jako wyznacznik statusu społecznego – miał on być, zgodnie z teorią funkcjonalną, syntezą całościowego systemu nagród (Hatt 1950: 37). W społeczeństwach nowoczesnych istnieje określona liczba pozycji do obsadzenia, a zróżnicowanie ich prestiżu zależy zasadniczo od dwóch ele- mentów: różnic doniosłości funkcjonalnej i różnic liczebności kadr. Wysoki pre-

stiż otrzymują te jednostki, które zajmują ważne dla społeczeństwa pozycje, a zdobycie wykonywanego przez nie zawodu wymaga wysokich nakładów pra- cy, czasu lub/i znaczących umiejętności.

Takie podejście traktowało prestiż jako własność danej pozycji społecznej, uzyskaną w procesie społecznej ewaluacji. Własność jest tu atrybutem, który decyduje o warunkach uzyskiwania przez jednostki zajmujące daną pozycję określonych, symbolicznych oznak wyższości lub niższości oraz korzyści zwią- zanych z wartością atrybutu dla danej pozycji. Podejście to nawiązywało do klasycznego Weberowskiego rozumienia prestiżu (Weber 1975), gdzie pre- stiż – Ehre – był cechą położenia stanowego. Analogicznie prestiż zawodów w społeczeństwach industrialnych rozumiany był jako wskaźnik pozycji spo- łecznej.

Prawdziwy rozkwit badań nad tym pojęciem można datować na lata pięćdzie- siąte XX wieku. Prawdopodobnie od momentu, gdy Alex Inkeles i Peter Rossi (1956) opublikowali wyniki porównania hierarchii prestiżu sześciu – określo- nych mianem industrialnych – społeczeństw (Stanów Zjednoczonych, Wielkiej Brytanii, Nowej Zelandii, Japonii, Związku Socjalistycznych Republik Radziec- kich, Niemiec). Średnia korelacja prestiżu pomiędzy hierarchiami okazała się niezwykle wysoka: 0,91. Autorzy badania zasugerowali, że hierarchia prestiżu może być stałą dla społeczeństw industrialnych, co zostało przyjęte z entuzja- zmem i co chętnie podkreślano w innych badaniach (Marsh 1971). Istniały co prawda niewielkie różnice w zagregowanych wartościach prestiżu, których nie dało się sprowadzić do żadnego systematycznego wzoru, poza tym dotyczyły pojedynczych zawodów, toteż różnice te bagatelizowano. Ponadto już od lat pięćdziesiątych dosyć dobrze udokumentowany był konsens ocen prestiżu mię- dzy różnymi kategoriami społecznymi (Hall i Jones 1950), co potwierdzało ko- lejny raz uniwersalizm tego zjawiska.

Kolejne badania potwierdzały wcześniejsze i już w 1964 roku – w ważnym artykule, który ukazywał niezwykłą zbieżność hierarchii prestiżu w czasie – Robert Hodge, Paul Siegel i Peter Rossi mogli napisać, że „hierarchia prestiżu zawodów jest prawdopodobnie najlepiej zbadanym aspektem systemów straty- fikacji we współczesnym społeczeństwie” (Hodge, Siegel i Rossi 1964: 286)¹. Na tym nie koniec – w 1966 roku Hodge pokazuje podobieństwa między hierar- chiami prestiżu w 23 społeczeństwach, w których skład wchodziły również te mniej rozwinięte (Hodge 1966). Po jedenastu latach potwierdził to Donald Tre- iman (1977). Hierarchie prestiżu okazały się na tyle stałe, że wkrótce – wśród nielicznych wyjątków (Domański i Sawiński 1991; Domański 1999) – przesta- no je mierzyć.

1Tłum. A. P., w oryginale: The prestige hierarchy of occupations is perhaps the best studied aspect of the stratification systems of modern societies (Hodge, Siegel i Rossi 1964: 286).

„Nowe” teorie, wyjaśnienia, badania i definicje

Wyjaśnienie międzynarodowych i niezmiennych w czasie zbieżności hierar- chii prestiżu okazało się trudniejsze od pokazania empirycznych zależności wskazujących na jego uniwersalizm.

Klasyczne wyjaśnienie, oparte na funkcjonalnej teorii uwarstwienia (Hatt 1950), odwołujące się do prac Kingsleya Davisa i Wilberta Moore’a (1945 [2006]) nie było w pełni satysfakcjonujące. Davis i Moore zakładali uniwersal- ność systemu stratyfikacji, lecz nie uniwersalność hierarchii pozycji: „Pozycje ważne w jednym społeczeństwie mogą nie mieć znaczenia w innym, w wyniku odmiennych warunków czy różnego stopnia rozwoju zewnętrznego” (Davis i Moore 1945 [2006: 407]).

Zgodność prestiżu w różnych społeczeństwach była bodźcem do rozszerze- nia teorii. Zaczęto poszukiwać wspólnych podstaw systemów stratyfikacji (com- mon principles: Barber 1975), które wychodziłyby poza funkcjonalną logikę.

Rozpoczęło się poszukiwanie zmiennej lub zmiennych, które wyjaśniałyby w sposób uniwersalny hierarchię prestiżu. W świetle teorii sformułowanej przez Treimana (1977) była nią władza (power). Związek władzy z prestiżem nie jest jednak tak oczywisty, jak wykazywał Treiman². Władza i idące za nią przywile- je okazały się wyjaśnieniem nieprzystającym w pełni do uzyskiwanych hierar- chii – nie wyjaśniają na przykład tak wysokiego usytuowania przedstawicieli na- uki w rankingach prestiżu.

Szukano też innych wyjaśnień. Prestiż nie musi być pochodną jednej, uni- wersalnej cechy społecznej. Mogą być to dwa czynniki np. wiedza (knowlege) i „władza kierownicza” (responsibility), tak jak zaproponował to Bernard Barber (1975), a empirycznie weryfikował Robert Marsh (1971) pokazując, iż zawody oceniane są na skali prestiżu tym lepiej, im więcej lat szkolenia potrzeba do ich wykonywania oraz tym lepiej, im więcej podwładnych znajduje się pod nadzo- rem danego stanowiska.

Założenie, iż istnieje wiele czynników determinujących hierarchię prestiżu zawodów narzuca kolejne pytania. Skoro prestiż społeczny uzależniony jest od funkcjonalnej pozycji – jest jej skumulowaną nagrodą – dlaczego różne wy- miary ocen zawodów nie są spójne (Inkeles i Rossi 1957)? W jakich relacjach determinanty prestiżu występują w stosunku do siebie? Która z nich jest waż- niejsza w procesie społecznej oceny prestiżu? Czy wyznaczniki prestiżu wystę- pują w związkach komplementarnych? Czy występują między nimi jakieś inte- rakcje? Wreszcie, w jaki sposób z kilku zmiennych w procesie społecznej ewa-

2Treiman (1977: 5–6): Thus, since the division of labor gives rise to characteristic differences in power, and power begets privilege, and power and privilege begets prestige, there should be a single, worldwide occupational prestige hierarchy.

luacji tworzona jest jedna hierarchia i czy rzeczywiście jest to tylko jedna hierar- chia, o jednym wymiarze?

Kolejne badania w Stanach Zjednoczonych, ale także w Polsce, potwierdzały przypuszczenia o złożoności tego zjawiska. Ważnym krokiem naprzód w drodze do zrozumienia tego zjawiska było wskazanie, że oceny zawodów nie spełniają kryteriów skal jednowymiarowych (por. Domański i Sawiński 1991: 69–70).

Dobitnie zaznaczył to Harold Grasmick (1976), który – używając skalowania wielowymiarowego – pokazał, iż prestiż zawodów oceniany jest przynajmniej w dwóch wymiarach. Prestiż zawodów zależy od nagród ekonomicznych, jakie owe zawody przynoszą, ale nie tylko – istnieje również drugi wymiar ocen i jest nią ważność dla społeczności (value to society). Co ciekawe, nie wszystkie za- wody były w tym wymiarze różnicowane, a tylko te, które znajdowały się w środku hierarchii zarobków. Wynik ten sugerował, że dla pewnych wartości zarobków wymiar wartościowania nie liczy się. Jeżeli zawód przynosi wysokie dochody, to prestiż i tak będzie wysoki – liczy się tu użyteczność dla społeczeń- stwa. Podobnie, jeżeli zawód będzie przynosił niskie zarobki, to nie oddziałuje jego użyteczność, postrzegany jest jedynie jako zawód bardzo źle opłacany, a co za tym idzie, mało prestiżowy.

Podobne wyniki otrzymali Neil MacKinnon i Tom Langford (1994). Użyli oni regresji wielokrotnej, gdzie zmienną zależną był prestiż zawodów (badania z USA i Kanady), a zmiennymi niezależnymi: liczba lat edukacji potrzebnych do uzyskania danego zawodu, zarobki oraz trzy zmienne dotyczące percepcji te- go zawodu ze względu na jego moralną ocenę (evaluation), potencję (potency) i aktywność (activity). Okazało się, że najsilniejszym predyktorem była liczba lat edukacji, silnie różnicującą zmienną była również ocena moralna, lecz warunko- wo – tylko w grupie zawodów charakteryzujących się niskimi zarobkami (w Ka- nadzie również dla średnich zarobków)³. Prestiż, na co wskazują wyniki przyta- czanych analiz, ukazuje się jako zjawisko wielowymiarowe, a wymiary te nie charakteryzują się prostą addytywnością.

Problemy teoretyczne, a później badania, wymusiły zmianę perspektywy w rozumieniu prestiżu. Zmiana ta odnosi się do przeniesienia ciężaru definicji z atrybutów i stojących za nim zmiennych na społeczną ewaluację oraz normy i wartości, które jej towarzyszą. W polskiej literaturze nowa perspektywa wyło- żona została przez Henryka Domańskiego i Zbigniewa Sawińskiego (1991: 11).

„Zjawisko to – piszą autorzy, odnosząc się do prestiżu – traktujemy nie jako wła-

3Co nie musi być sprzeczne z wynikami Grasmicka. To, że ocena moralna wyjaśnia znaczną część zmienności ocen prestiżu w grupie zawodów o niskim prestiżu, nie musi oznaczać, że dy- stanse między tymi ocenami są znaczące, w porównaniu do dystansów w grupie zawodów o wy- sokim czy średnim prestiżu. MacKinnon i Langford wyjaśniali zróżnicowanie, Grasmick badał sa- mo zróżnicowanie.

sność przynależną obiektom, lecz jako zasady nadawania im tej własności. Za- sady te znajdują oparcie w normach i wartościach umiejscowionych w świado- mości społecznej”. Prestiż jest tu kryterium integrującym sposób oceniania.

Wzór nadawania prestiżu – a nie prestiż, jako atrybut danych zawodów i ich hie- rarchia – staje się fundamentalną właściwością społeczeństwa.

Warto w tym miejscu wspomnieć o jeszcze jednej perspektywie, która ostat- nio dała o sobie znać na polu analiz związanych prestiżem zawodów – perspek- tywie instytucjonalnej (Zhou 2005). W niej również zwraca się większą uwagę na ewaluację prestiżu zawodów, przy czym przedmiot oceny prestiżu traktuje się jako przedmiot aktywny. Kładzie się tu silny nacisk nie tylko na sposób postrze- gania atrybutów danego zawodu, lecz także na to, jak owe atrybuty prezentowa- ne są opinii publicznej. Pozycje zawodowe traktuje się jako agendy – wytwory instytucji. Podkreślany jest fakt walki o prawomocne uznanie danych atrybutów (szczególnie wiedzy) dla danych ról zawodowych (Zhou 2005: 94–98). Perspek- tywa ta domyka teoretyczne podejście do prestiżu, rozszerzając pole interpreta- cji tego zjawiska.

Trzy przedstawione podejścia są komplementarne i stanowią dobry punkt wyjścia do dalszych analiz tego zjawiska. Mamy zatem klasyczne podejście – skupione na posiadaniu przez pozycję zawodową atrybutów, za którymi stoi pre- stiż, rozszerzone podejście – zwracające uwagę na ocenę owych atrybutów, i po- dejście instytucjonalne – uwidaczniające prezentację tychże atrybutów.

Pytania i hipotezy

Wobec deficytu badań nad prestiżem w ciągu ostatnich kilku lat czas, aby przyjrzeć się polskiej hierarchii prestiżu z roku 2006. Liczne wcześniejsze bada- nia nad stałością hierarchii prestiżu w czasie i przestrzeni społecznej nie sugeru- ją, abyśmy mieli doświadczyć jakichś drastycznych przetasowań. Zakładając, że hierarchie prestiżu są „stałą” dla społeczeństw nowoczesnych, poszukiwać nale- ży raczej pojedynczych przesunięć i niezgodności, które ujawniałyby napięcia między współczesnymi polskimi hierarchiami a tymi, do których przyzwyczaiły nas wcześniejsze badania oraz klasyczne teorie na temat prestiżu. Pojedyncze przesunięcie w hierarchii, która uchodzi za stałą, powinno być wyrazem silnej zmiany w percepcji pozycji. Dużo mniej prawdopodobną byłaby gwałtowna re- wolucja. Choćby dlatego, że takowa nie nastąpiła w strukturze społecznej. Wy- stąpienie napięć w empirycznej strukturze odpowiedzi, obok niedociągnięć wcześniejszych teorii, musi być kolejnym impulsem do przeformułowania teorii prestiżu.

Jak pokazałem, wyniki badań i teorie sugerują, że prestiż nie jest prostym ko- relatem jednej lub wielu zmiennych, ale wynikiem wielowymiarowego systemu

oceniania. Głównym zadaniem tego artykułu – jak pisałem we wstępie – jest próba znalezienia wzoru, według którego prestiż jest nadawany. Przy czym wzór nadawania prestiżu rozumiem tu jako schemat oceniania, stojący za hierarchią, a nie samą hierarchię, która jest pochodną wzoru.

Poznanie wzoru oceniania prestiżu utożsamiam z poznaniem kryteriów spo- łecznego poważania zawodów. Szeroko pojęte kryteria, związki i interakcje mię- dzy nimi są bowiem podstawą ewaluacji zawodów. Dotychczas, szukając kryte- riów społecznego poważania zawodów, obierano zasadniczo dwa rodzaje strategii badawczych. Szukano korelatów prestiżu lub pytano respondentów (w różny spo- sób), dlaczego poważają dane zawody (por. Domański i Sawiński 1991: 93–100).

W pierwszym typie strategii próbuje się odpowiedzieć na pytanie, jakie wła- ściwości danego zawodu wpływają na oceny jego prestiżu (Marsh 1971; Słom- czyński i Kacprowicz 1979; z nowszych badań MacKinnon i Langford 1994;

Zhou 2005). Zmienną zależną w takich analizach jest prestiż określonego zawo- du, zmiennymi niezależnymi są wskaźniki charakteryzujące dany zawód, takie jak średnie uzyskiwane zarobki czy liczba lat nauki potrzebnych do uzyskania uprawnień do sprawowania danego zawodu. Oprócz tych oczywistych wskaźni- ków pojawiają się również inne zmienne, na przykład Xueguang Zhou (2005), analizując prestiż z perspektywy instytucjonalnej, użył mniej oczywistych wskaźników, np. „naukowości” danego zawodu – mierzonej poprzez ilość wy- dawnictw literatury fachowej dotyczącej tego zawodu, czy siły instytucjonalnej – mierzonej za pomocą wyznaczników odnoszących się do działalności związ- ków zawodowych (nie otrzymał jednak jednoznacznych wniosków). W perspek- tywie tej szuka się „obiektywnych” wyznaczników prestiżu, które miałyby decy- dować o położeniu zawodów w hierarchii, często przy założeniu jednowymiaro- wości struktury kontinuum prestiżu.

Taki typ analizy, już z powodu samej konstrukcji, traci bardzo istotny wątek dotyczący badania prestiżu. Próbując wyodrębnić to co obiektywne, traci z oczu to co subiektywne – czy może precyzyjniej – intersubiektywne. Prestiż jest prze- cież związany ze sferą ocen i wartości. Jako taki nie może być tylko odzwiercie- dleniem obiektywnego statusu społecznego, ale jest zjawiskiem, które status społeczny – wedle różnych kryteriów – interpretuje i nadaje mu swoistą jakość.

Pod adresem takich metod można sformułować jeszcze poważniejsze zarzuty natury metodologicznej, o których krótko wspomnę – szczegółowo zostały wy- łożone przez Domańskiego i Sawińskiego (1991: 90). Po pierwsze, trudno w ta- kich analizach określić zależność sprawczą. Po drugie, nie wiadomo, czy zmien- ne niezależne dobierane są trafnie i wyczerpująco. Po trzecie, zmienna zależna, jaką jest zagregowana ocena prestiżu – gdy sprowadza się ją do jednej skali, tra- ci wielowymiarowość, umyka zatem wiele znaczących informacji.

Drugie podejście, czyli pytanie respondentów o to, dlaczego dany zawód ma wysoką pozycję, wywołuje inne wątpliwości. Czy nie wytwarza ono wtórnej ra-

cjonalizacji, inaczej mówiąc, czy odpowiedzi te nie są artefaktami badawczymi?

Poza tym – i jest to zarzut wobec obu podejść, jak zauważają Domański i Sawiń- ski (1991) – pojawia się problem kontekstowości: ujawniane są kryteria ocen poszczególnych zawodów, nie zaś wzór dla całego systemu wartościowania.

Podejście, które chcę tu zaprezentować, polega na spojrzeniu na wzory ocen prestiżu „od wewnątrz”, czyli od strony relacji między ocenami poszczególnych jednostek, które ewaluują prestiż danych zawodów. Chodzi tu o odnalezienie wewnętrznych struktur, które ukierunkowują oceny prestiżu. Jeżeli tak spojrzy się na oceny prestiżu, uzyskany obraz nie będzie zagrożony tym, że któreś z ważnych kryteriów zostanie pominięte – ważne kryteria powinny się same za- rysować. Nie będzie również ryzyka wtórnej racjonalizacji – nie pytamy tu wprost, dlaczego prestiż jest tak, a nie inaczej oceniany. Nie poszukujemy też

„obiektywnych” zależności. Chcemy odnaleźć kryteria ukryte za zastaną struk- turą ocen prestiżu, opisujące wzory prestiżu.

Taką interpretację prestiżu zweryfikuję na danych dla Polski z 2006 roku, szukając między ocenami prestiżu poszczególnych zawodów prawidłowości, według których owe oceny są nadawane. Pierwsza hipoteza dotyczy odpowiedzi na pytanie, czy istnieją takie wzory. W świetle dociekań teoretycznych odpo- wiedź wydaje się oczywista: istnieją i są fundamentalnym składnikiem tego zja- wiska. Mniej oczywistą pozostaje kwestia, jakie są to wzory.

Stałe w historii badań nad prestiżem jest pytanie o konsens co do ocen presti- żu. Nie będę zadawał go jednak w klasycznej formie (por. Domański i Sawiński 1991: 48–57). Moje pytanie jest następujące: czy istnieją zmienne na poziomie jednostek, które w sposób istotny wpływają na oceny prestiżu, przy uwzględnie- niu wielowymiarowości tego zjawiska. Bardziej precyzyjnie stawiając sprawę, będę próbował odpowiedzieć na pytanie, czy pochodzenie społeczne, wykształ- cenie i światopogląd respondentów mają istotny wpływ na oceny prestiżu.

Szczególnie ważnym wydaje się tu wymiar światopoglądowy. Światopogląd ro- zumiem tu jako zestaw sądów wartościujących, przejawiających się w posta- wach. Skoro prestiż zawodów jest społeczną ewaluacją zawodów, wymiar po- staw wartościujących może okazać się tu istotny.

Prestiż, jak wynika z wcześniejszych badań i teorii, okazywał się zjawiskiem uniwersalnym, rozsądną wydaje się zatem druga hipoteza, mówiąca o tym, iż sposób nadawania prestiżu powinien być podobny wśród ludzi z różnych grup społecznych, o różnych światopoglądach. Nie wykluczam jednak, iż badając wzory nadawania prestiżu (a nie samą hierarchię), natrafimy na obszary, które będą się spod takiej uniwersalności wymykały. Pytanie, czy istnieją takie „wy- łamujące się” obszary i czy mają one sensowną interpretację, pozostaje otwarte.

Szukając odpowiednich dla tej analizy postaw, będących wyrazami świato- poglądów, zdecydowałem się na cztery – jak się wydaje – najbliżej związane ze sferą zawodową, czyli: postawę materialistyczną, egalitarystyczną, merytokra-

tyczną i roszczeniową. Materialista powinien wyraźnie wyżej oceniać zawody dające wysokie zarobki. Egalitarysta nikogo nie powinien wyróżniać. Zwolen- nik merytokracji powinien cenić zawody związane z wiedzą i szczególnymi umiejętnościami. Osoba nastawiona roszczeniowo wobec władz, zarazem legi- tymizująca ich siłę, powinna wysoko oceniać pozycje związane z aparatem państwa.

Weryfikując hipotezę konsensu prestiżu dla zmiennych światopoglądowych, odwołamy się również do pojęcia zaufania. Jest ono pojęciem fundamentalnym dla socjologii, organizującym jednostkom żyjącym w społeczeństwie sposób wartościowania świata. Prestiż, jako sfera podlegająca wartościowaniu, może w pewnych swoich aspektach odzwierciedlać wpływ zaufania. Ludzie charakte- ryzujący się większym poziomem zaufania powinni cenić zawody, lub aspekty zawodów, wymagające mandatu zaufania. Innymi słowy, jeżeli człowiek jest nieufny, nie może cenić wysoko zawodów nieodłącznie związanych z zaufa- niem, takich jak lekarz, ksiądz czy polityk. Oczywiście pozostaje pytanie, czy pozytywne wartościowanie, podbudowane zaufaniem, może przekształcić się w poważanie. Prestiż jest zależny od wartościowania, nie jest jednak jego prostą funkcją.

Trzecia hipoteza dotyczy również uniwersalności wzorów prestiżu, lecz na szerszą skalę. Jeżeli hierarchie prestiżu, na co wskazywałem wielokrotnie, są zjawiskami podobnymi w czasie oraz między różnymi społeczeństwami, wyda- je się, że i wzory prestiżu powinny odznaczać się podobną, jak nie większą, nie- zmiennością. Wzory prestiżu są bowiem pierwotne w stosunku do hierarchii.

Aby zweryfikować tę hipotezę, porównamy wzory prestiżu w Polsce w roku 2006 ze wzorami z roku 1987, jest to jednak tylko porównanie pod względem czasu. Aby sprawdzić, czy istnieją analogie między różnymi społeczeństwami, odwołam się do danych ze Stanów Zjednoczonych (z roku 1989).

Zakładam tutaj – i jest to moja ostatnia hipoteza – że jeżeli istnieć będą róż- nice w hierarchii, będą musiały one korespondować ze wzorami nadawania pre- stiżu. Powinny ujawnić się interpretowalne zmiany wzorów nadawania prestiżu lub sam wzór powinien dać satysfakcjonujące wytłumaczenie ewentualnych zmian.

Dane

Dane wykorzystane w analizach zaprezentowanych w tym artykule pochodzą z trzech zbiorów zawierających zmienne dotyczące oceny prestiżu zawodów.

Pierwszy zbiór pochodzi z badań Europejskiego Sondażu Społecznego (ESS).

W Polsce badania ESS przeprowadzone zostały na reprezentatywnej próbie oby- wateli polskich w wieku powyżej piętnastu lat w 2006 roku. Liczba responden-

tów, którzy brali udział w tym badaniu, wynosiła 1721 osób. Pytania o prestiż zostały zadane jedynie w polskiej wersji kwestionariusza.

Drugi zbiór danych pochodzi również z Polski, lecz z 1987 roku. Są to dane z badań nad strukturą społeczną w Polsce prowadzonych przez IFiS PAN rów- nież na reprezentatywnej próbie, z tą różnicą, że ludności czynnej zawodowo (21–65 lat w wypadku mężczyzn, 21–60 lat w przypadku kobiet). Łączna liczba respondentów, do których skierowane było pytanie o prestiż zawodów, wynosi- ła 936 osób.

Oba badania były badaniami kwestionariuszowymi. W obu badaniach pytano o poważanie i uznanie, jakimi respondenci darzą wymienione zawody (w 1987 – 29 tytułów zawodowych, w 2006 – 22). Respondenci w obu przypadkach oce- niali prestiż zawodów na pięciopunktowej skali: bardzo duże poważanie; duże poważanie; średnie poważanie; małe poważanie; bardzo małe poważanie, która dla przejrzystości prezentacji wyników w tym artykule przetransponowana zo- stała na skalę stupunktową, gdzie 100 oznacza bardzo duże poważanie, a 0 – bardzo małe poważanie⁴.

Trzecie badanie, którego wynikami się posłużyłem, pochodzi z Generalnego Sondażu Społecznego w Stanach Zjednoczonych z 1989 roku (General Social Survey), ściślej zaś z jednego modułu tych badań dotyczącego prestiżu zawo- dów, zaprojektowanego przez Keiko Nakako i Judith Treas (Davis i in. 1991).

Próba 1500 respondentów została dobrana losowo. Respondenci oceniali 110 zawodów w dwunastu podgrupach. Czterdzieści zawodów ocenionych zostało przez wszystkich respondentów. W analizach będę odwoływał się wyłącznie do zawodów ocenianych przez całą 1500-osobową próbę. Na uwagę zasługuje tu fakt odmiennej metodologii. Zawody nie były oceniane na skali punktowej.

Każdy z respondentów otrzymywał serię kartek z nazwami dziewięciu zawo- dów, a jego zadaniem było uszeregowanie ich ze względu na prestiż. Zawodom nadane zostały rangi, rangom zaś punkty, z których obliczono średnie ocen. Wy- niki tego badania nie są ściśle porównywalne z polskimi badaniami (oprócz róż- nic w metodologii pomiaru istnieją znaczące różnice w typach ocenianych zawo- dów). Zdecydowałem się jednak wprowadzić te dane, zakładając, iż gdy uznamy wzory prestiżu za stałą dla różnych społeczeństw, to jeżeli nie są one artefaktem metody badawczej, muszą ujawnić się w podobnym kształcie, nawet w różnią- cych się badaniach.

4Przekształcenia takie nie są neutralne statystycznie. Nie wpływają one co prawda na porzą- dek hierarchii, lecz zmieniają między innymi wskaźniki zróżnicowania, np. odchylenie standardo- we. Pozostaję tutaj wierny pewnej konwencji prezentowania wyników ocen prestiżu zawodów.

Metoda i zmienne

Do analizy tak rozumianych wzorów należy wykorzystać metodę, która przy- bliży strukturę ocen, redukując ją do kilku aspektów, z których można będzie wyodrębnić kryteria oceniania. W tym celu posłużę się analizą czynnikową (EFA – exploratory factor analysis – eksploracyjna analiza czynnikowa)⁵, której przedmiotem będą oceny prestiżu zawodów. Pozwoli ona wyodrębnić zawody, które oceniane są według różnych aspektów, czyli czynników. Aspekty mogą być zinterpretowane jako wymiary czy też kryteria, według których dokonuje się ocen. Jako że chciałem uchwycić niezależne wymiary – aspekty oceniania – za- stosowałem procedurę rotacji Varimax.

W dalszej części artykułu, gdy będę weryfikował hipotezę dotyczącą konsen- su ocen prestiżu w różnych jego wymiarach, odwołam się do analizy regresji, gdzie zmienną wyjaśnianą będzie, uzyskane dzięki analizie czynnikowej, „usy- tuowanie” respondenta na skalach identyfikujących wartości ocen dla wyodręb- nionych czynników ocen prestiżu zawodów. Mówiąc bardziej konkretnie, są to wartości przypisane każdemu respondentowi jako wypadkowa ładunków czyn- nikowych dla ocenianych zawodów (tzw. score).

Jako zmienne wyjaśniające wykorzystam przede wszystkim takie charaktery- styki respondenta, jak: wykształcenie – od nieukończonego podstawowego do wyższego; kategorię zamieszkania – duże miasto, przedmieścia dużego miasta, średnie lub małe miasto oraz wieś; płeć; wiek; a także odpowiedź na proste py- tanie odnoszące się do sytuacji zawodowej: Czy pracuję zarobkowo czy nie?

Użyję również podziału na następujące kategorie społeczno-zawodowe: kierow- nictwo i wyższe kadry, specjaliści, technicy mistrzowie, inni pracownicy umy- słowi, pracownicy fizyczno-umysłowi, wykwalifikowani pracownicy fizyczni, półwykwalifikowani i niewykwalifikowani pracownicy fizyczni, rolnicy i wła- ściciele zakładów wytwórczych (według polskiej klasyfikacji zawodów, por.

Domański 2005).

Analizując wpływ światopoglądu, będę posługiwał się zmiennymi utworzo- nymi na podstawie ustosunkowania się respondentów do czterech poglądów (na skali: bardzo podobny do mnie – zupełnie do mnie niepodobny, na skali sze- ściopunktowej, gdzie minimum jest 1 a maksimum 6):

– Ważne, aby być bogatym, mieć dużo pieniędzy i kosztownych rzeczy.

– Ważne, aby wszyscy ludzie byli traktowani równo i mieli równe szanse.

– Ważne jest pokazywanie własnych zdolności i możliwości, chcę być podziwiany.

– Ważne, aby władza chroniła przed zagrożeniami, żeby państwo było silne.

5Szczegółowe informacje dotyczące analizy czynnikowej oraz ważne różnice między eksplo- racyjną analizą czynnikową, konfirmującą analizą czynnikową i analizą głównych składowych można znaleźć np. w: Skrondal i Rabe-Hesketh 2004: 63–71.

Są to wskaźniki definiujące światopogląd: materialistyczny, egalitarystycz- ny, merytokratyczny oraz roszczeniowo-uległy.

W analizie zostaną ponadto wykorzystane dwa wskaźniki odnoszące się do zaufania. Wskaźnik zaufania do instytucji oparty został na sumie ocen zaufa- nia do: polskiego parlamentu, tzn. sejmu i senatu, systemu prawnego, policji, polityków, partii politycznych. Respondent oceniał zaufanie do wymienionych instytucji w skali od 0 do 10, gdzie 0 oznacza całkowity brak zaufania, a 10 cał- kowite zaufanie. Wskaźnik powstał przez zsumowanie odpowiedzi i przyjmuje wartości z zakresu 0 – 50 (alfa Cronbacha = 0,835). Wskaźnik zaufania do ludzi, oparty na pytaniu: Większości ludzi można ufać, czy ostrożności nigdy za wiele?

Respondent odpowiadał na to pytanie na 11-punktowej skali, gdzie 0 oznaczało:

Ostrożności nigdy nie za wiele, a 10: Większości ludzi można ufać.

ANALIZA

Wzory ocen prestiżu zawodów: Polska 2006

Wyniki analizy czynnikowej przeprowadzonej dla polskich ocen prestiżu z 2006 roku przedstawione zostały w tabeli 1. Dodatkowo przedstawiono tu średnie wartości ocen prestiżu (w skali od 0 do 100), stanowiące o hierarchii prestiżu zawodów, oraz współczynnik zmienności (iloraz odchylenia standardo- wego i średniej), mówiący o zróżnicowaniu ocen prestiżu. Zawody uporządko- wane zostały malejąco, według średnich ocen, których dokonali respondenci.

Najwyższym prestiżem w 2006 roku cieszyła się pozycja profesora, najniższym zaś posła.

Zacznijmy od kształtu hierarchii prestiżu. Rzuca się w oczy rozbieżność mię- dzy polską hierarchią prestiżu a uniwersalnym wzorem, do którego przyzwycza- iły nas wcześniejsze badania. Widać również występowanie napięcia pomiędzy klasyczną teorią czy teoriami na temat prestiżu a otrzymanymi wynikami. Jeże- li prestiż zależałby bezpośrednio od zarobków, wykształcenia czy władzy, to trudno byłoby wytłumaczyć tak wysokie pozycje górnika czy pielęgniarki. Nie- wytłumaczalne są, z punktu widzenia teorii, niezwykle niskie pozycje ministra i posła. Żadna konfiguracja – przynajmniej tych trzech najpopularniejszych w wyjaśnianiu prestiżu zmiennych – nie mogłaby dać nam takich wyników, jak respondenci poddani badaniu w Polsce w 2006 roku.

Spójrzmy na współczynnik zmienności. Mimo że wielkości współczynnika uwzględniają średnią wartość ocen prestiżu, to widać wyraźny wzór – najwięk- sza zgodność odpowiedzi występuje wśród zawodów położonych wysoko w hie- rarchii prestiżu; im niższa pozycja, tym większa wartość współczynnika zmien- ności, a co za tym idzie, mniejszy konsens. Trudno jednak wysnuć pewne wnio-

ski. Takie rozłożenie zróżnicowania może być spowodowane tzw. „efektem su- fitu” (por. Domański i Sawiński 1991: 117–118). Znaczące zróżnicowanie do- strzegamy tylko w przypadku ministra i posła, co może oznaczać, że ich niskie miejsce w hierarchii nie jest jeszcze dobrze ugruntowane. O samym zróżnicowa- niu można powiedzieć tyle, że nie jest zbyt duże; w literaturze statystycznej można znaleźć informacje, że współczynnik zmienności w przedziale 0,0 – 0,2 świadczy o małym zróżnicowaniu, zaś współczynnik zmienności w przedziale 0,2 – 0,4 określa zróżnicowanie umiarkowane (Pułaska-Turyna 2005: 81).

Cztery ostatnie kolumny tabeli 1 zawierają wyniki analizy czynnikowej. Zo- stały w nich podane wartości ładunków czynnikowych (po rotacji Varimax).

Analiza czynnikowa, uwzględniając kryterium Kaisera (wartość własna jest większa niż 1), pozwoliła na wyszczególnienie czterech czynników, czyli czte- rech aspektów (wymiarów), według których respondenci oceniali prestiż zawo- dów. Ładunki czynnikowe mniejsze niż 0,2 zostały pominięte. Ładunki czynni- kowe o wartościach większych niż 0,4 zostały zaznaczone pogrubioną czcionką.

Kolejne czynniki wyjaśniają: 24,49%, 13,22%, 10,81%, 10,36% wariancji. War- to zwrócić uwagę na wysoką wartość testu KMO⁶(0,92). Ze względu na wynik testu Bartletta, możemy odrzucić hipotezę zerową tego testu, która mówi, że oceny prestiżu w populacji są ze sobą nieskorelowane – potwierdza to pierwszą hipotezę, która mówi o tym, że istnieje wzorzec struktury ocen prestiżu zawo- dów.

Jak widać, pierwszy czynnik identyfikuje zawody związane z pozycjami za- wodowymi wymagającymi wykonywania stosunkowo prostych czynności oraz – co ważniejsze – wyodrębnione zawody nie są związane z kierowaniem lub nadzorem pracy innych: sprzątaczka, robotnik niewykwalifikowany, sprzedaw- ca, rolnik, kierowca autobusu (oraz wszystkie inne zawody, gdzie ładunek czynnikowy przekracza wartość 0,4). Wymiar, do którego sprowadzone zostały wszystkie te zawody, można nazwać aspektem pracy wykonawczej (czyli w mo- im zrozumieniu prostej i niekierowniczej). Warto zauważyć, że nie tworzy on wyraźnego kontinuum i jest to charakterystyczne dla wszystkich czterech anali- zowanych tu czynników. Czynnik pierwszy pokazuje, że nadanie niskiego pre- stiżu sprzątaczce wiąże się z nadaniem niskiego prestiżu robotnikowi niewy- kwalifikowanemu, tokarzowi czy rolnikowi. Jednak wcale nie oznacza automa- tycznego przypisania wysokiej pozycji np. profesorowi czy dyrektorowi fabryki, którzy nie pracują fizycznie, potrzebne są im wysokie kwalifikacje i za- zwyczaj kierują pewną liczbą osób. Inne zawody – poza wyszczególnionymi – nie należą do wymiaru, w którym łączone byłyby według klucza pracy wyko-

6Test KMO można traktować jako swoistą miarę dopasowania wyodrębnionych czynników do zmiennych. KMO przyjmuje wartość od 0 do 1, przy wartościach poniżej 0,5 rekomenduje się rezygnację z analizy czynnikowej, wyniki powyżej 0,8 traktuje się jako wysokie.

Tabela 1. Hierarchia prestiżu zawodów wraz z wynikami analizy czynnikowej – Polska 2006

Zawód Ładunki czynnikowe po rotacji Varimax^a

Średnia punktów

Współ.

zmienności

1 2 3 4

Profesor 79,67 0,23 0,56 0,38

Lekarz 75,69 0,26 0,23 0,35 0,61

Nauczyciel 72,03 0,26 0,24 0,23 0,66

Górnik 71,25 0,29 0,46 0,47

Pielęgniarka 69,23 0,28 0,50 0,62

Dyrektor 66,98 0,29 0,69 0,22

Informatyk 66,50 0,29 0,22 0,68

Inżynier 66,50 0,26 0,27 0,69

Oficer 65,52 0,31 0,51 0,26 0,29

Przedsiębiorca 65,05 0,33 0,67 0,35

Policjant 62,71 0,35 0,26 0,40 0,49

Ksiądz 61,90 0,41 0,56 0,34

Kierowca autobusu 60,79 0,35 0,67 0,32

Rolnik 59,37 0,37 0,78 0,23

Tokarz 57,49 0,35 0,83

Właściciel małego sklepu 56,41 0,33 0,72 0,28

Sprzedawca 54,83 0,38 0,87

Referent prac. w biurze 53,52 0,36 0,58 0,34 0,32

Sprzątaczka 52,05 0,46 0,87

Minister 50,33 0,55 0,26 0,80

Robotnik niewykwalifiko- wany

50,15 0,47 0,83

Poseł 41,15 0,64 0,84

Wartość własna 5,61 2,91 2,38 2,28

% wariancji 25,49 13,22 10,81 10,36

Kaiser-Meyer-Olkin Measu- re of Sampling Adequacy

0,92

Bartlett's Test of Sphericity p < 0,000 N = 1427

aŁadunki czynnikowe < 0,2 zostały pominięte. Ładunki czynnikowe > 0,4 zostały zaznaczo- ne pogrubioną czcionką.

nawczej. Jest to wynik, który nie przeczy zdrowemu rozsądkowi. Logicznym wydaje się to, że kryteria ocen profesora i robotnika niewykwalifikowanego muszą być inne. Profesora nie będziemy przecież oceniać ze względu na jego pracę fizyczną, robotnika wykwalifikowanego za jego biegłość intelektualną czy dorobek naukowy.

Drugi czynnik rysuje nam aspekt kluczowej pozycji w organizacji. Przez klu- czową pozycję rozumiem taki zawód, który charakteryzuje się względną samo- dzielnością i/lub możliwościami kierowania pracą innych. Można by zaryzyko- wać stwierdzenie, że wszystkie wyodrębnione zawody można scharakteryzować jako niezbędnie funkcjonalne, odwołując się do koncepcji Kingsleya Davisa i Wilberta Moore’a (1945 [2006]), bez których praca i działalność innych ludzi w organizacjach nie byłaby możliwa. Mamy więc dyrektora, który kieruje przed- siębiorstwem, informatyka, od którego zależy praca tych wszystkich, którzy używają komputerów oraz inżyniera, który odgrywa podstawową rolę w proce- sie produkcji. Podobnie kluczowe role zajmują: profesor, oficer, przedsiębiorca, a można zaryzykować również zakwalifikowanie do tego grona referenta pracu- jącego w biurze (ładunek czynnikowy 0,34), od którego niekiedy zależy zała- twienie spraw innych, i który to nie musi stać zawsze na dole hierarchii urzędni- czej i może wykonywać niekiedy funkcje kierownicze. Podobnie jest z właści- cielem małego sklepu. Gdy sklep jest naprawdę mały – firma jednoosobowa – właściciel sklepu traktowany może być przede wszystkim jako sprzedawca, a gdy zatrudnia kilkoro ekspedientów, jego funkcja się zmienia, zaczyna kiero- wać pracownikami i być główną osobą w firmie.

Trzecia grupa podobnie ocenianych zawodów to zawody związane z funk- cjami publicznymi, czyli przede wszystkim minister i poseł, ale też policjant (czasami utożsamiany z funkcjami wykonawczymi) i ksiądz. Wszystkie te po- zycje są widoczne na arenie życia publicznego, reprezentują również władzę – publiczną i duchową, są związane z organizacjami, które w istotnym stopniu podkreślają swoje znaczenie dla życia społeczeństwa. Zauważalnymi ładunka- mi czynnikowymi w tym aspekcie odznaczają się również zawody referenta pracującego w biurze, lekarza, oficera oraz dyrektora i przedsiębiorcy. Jeżeli chodzi o pierwsze trzy zawody, to wynik ten nie wymaga dłuższego komenta- rza – wszystkie trzy wiązane mogą być łatwo z życiem publicznym. Dwa ostat- nie zawody pozostawiają pewne wątpliwości, nie mniej jednak, we współcze- snym życiu społecznym, wielcy przedsiębiorcy, dyrektorzy wielkich firm nie- rzadko występują jako aktorzy lub obiekty rozgrywek na scenie wydarzeń publicznych.

Czwarty czynnik można nazwać aspektem użyteczności społecznej, wyodręb- nia te pozycje, które Grasmick (1976) nazwał wartościowymi dla społeczności.

W tym przypadku jest to zawód lekarza, który dba o zdrowie obywateli, pielę- gniarki, która mu pomaga, ale też nauczyciela, który uczy dzieci wszystkich

obywateli, policjanta, który pilnuje porządku oraz górnika, którego zawód przez wiele lat traktowany był w Polsce ze szczególną celebracją, podkreślającą odpo- wiedzialność, niebezpieczeństwo i ważność pracy na tej pozycji zawodowej.

W pewnej mierze do grupy tej można zaliczyć również profesora (ładunek czyn- nikowy w tym wymiarze 0,38), który przecież dba o rozwój naukowy danego społeczeństwa, także oficera (0,29), który zapewnia bezpieczeństwo w kontek- ście międzynarodowym, księdza (0,34), który dba o tradycję i obrządek, kierow- cę autobusu (0,32), odpowiadającego za podróżujących, a w niewielkim stopniu również rolnika (0,23), produkującego pożywienie.

Respondenci w swoich ocenach prestiżu wyrażają przynajmniej cztery dosyć spójne kategorie zawodów, które wyjaśniają nam prawie 60% zmienności ocen prestiżu 22 zawodów. Można wywnioskować cztery kryteria oceniania, ze względu na: pracę wykonawczą, kluczową pozycję, pełnienie funkcji publicz- nych oraz użyteczność dla społeczeństwa. Co ważne, grupy te nie są jednakowo oceniane. Jeżeli policzymy średnią ważoną (wagą będą ładunki czynnikowe dla danych zawodów w danych wymiarach) ocen, okaże się, że najwyżej oceniany- mi wymiarami (różnice są minimalne) są kategorie związane z użytecznością społeczną (67,28) i ważnością funkcjonalną pozycji (65,33), najniżej (tu też róż- nice są niewielkie) – związane z funkcjami publicznymi (56,68) i pracą wyko- nawczą (58,25).

Warto zauważyć, iż dla pierwszych trzech pozycji w hierarchii prestiżu ła- dunki czynnikowe podzieliły się między drugi i czwarty czynnik, a więc zali- czane są niezależnie do dwóch aspektów najwyżej przez respondentów ocenia- nych: kluczowej pozycji oraz użyteczności dla społeczeństwa – profesor (pierwszy czynnik 0,56; czwarty 0,38), lekarz (pierwszy czynnik 0,23; czwar- ty 0,61), nauczyciel (pierwszy czynnik 0,23; czwarty 0,66). Przy ocenie presti- żu tych zawodów respondenci oceniają je niezależnie, według dwóch kryte- riów.

Wyniki przedstawione w tabeli 1 pozwalają na zredefiniowanie rozumienia prestiżu zawodów. Wysoki prestiż nadawany jest tym pozycjom, które nieza- leżnie zostaną uznane za ważne dla społeczeństwa oraz za kluczowe ze wzglę- du na pozycję, jaką zajmują w organizacji; stosunkowo wysoko oceniane są też zawody, które co prawda klasyfikowane są jako wykonawcze, ale spełnia- ją też kryterium użyteczności publicznej. Niżej, ale wciąż wysoko, oceniane są zawody o kluczowych pozycjach (sama kluczowa pozycja nie daje najwyż- szych pozycji w hierarchii prestiżu). Nisko oceniane są zawody zakwalifiko- wywanie jako czysto wykonawcze, a najniżej – te związane z pełnieniem funkcji publicznych i reprezentowaniem władzy, co jest chyba największym zaskoczeniem.

Warto przyjrzeć się pozycji księdza i policjanta. Mimo iż znajdują się w grupie nisko ocenianych zawodów związanych z władzą i funkcjami pu-

blicznymi, to również ładunki czynnikowe wskazują na to, że powiązane są z zawodami scharakteryzowanymi jako użyteczne publicznie; nie osiągają za- tem najniższych not (jak pozycje ministra i posła), plasując się w środku hie- rarchii prestiżu.

Dotychczasowe ustalenia można przedstawić w postaci graficznej (rysunek 1).

Najwyższy prestiż uzyskują zawody, które odgrywają kluczową pozycję lub te, które są użyteczne społecznie. Najniższy zaś te, które są związane z pracą wyko- nawczą lub funkcjami publicznymi. Pozycja w hierarchii prestiżu jest oczywi- ście kombinacją tych ocen. Trudno określić precyzyjnie, jakie interakcje zacho- dzą między tymi wymiarami, jednak ewidentnie dwa wymiary (kluczowa pozy- cja i użyteczność społeczna) wspólnie „wyciągają” pod względem prestiżu dany zawód w górę (np. profesor), dwa natomiast wyraźnie „ciążą” w dół (np. refe- rent). Kombinacja przeciwstawnych klasyfikacji prowadzi do tego, iż zawód nie uzyskuje skrajnych wyników (np. oficer) i lokuje się w okolicach środka, wyżej lub niżej średniej, w zależności od tego, według którego wymiaru jest silniej ka- tegoryzowany.

Rysunek 1. Wymiary klasyfikacji zawodów i ocena prestiżu

Potwierdza się hipoteza mówiąca, iż prestiż można traktować jako zjawisko układające się w wyraźny wzór sposobu oceniania zawodów. Cztery przedsta- wione aspekty mają rozsądną interpretację, dzięki której trafnie, a przynajmniej nie narażając się na napięcia klasycznych teorii, można starać się wytłumaczyć kształt hierarchii prestiżu. W dalszej części artykułu, weryfikując wcześniej po-

stawione hipotezy, będziemy również szczegółowiej analizować elementy ta- kiego podejścia oraz badać jego użyteczność, którą rozumiem tutaj jako wła- sność trafnego wyjaśniania empirycznych wyników związanych ze zjawiskiem prestiżu.

Zróżnicowanie aspektów prestiżu: Polska 2006

Skoro oceny prestiżu układają się w pewną systematyczną wiązkę, która gru- puje oceny w cztery opisywane wcześniej kategorie (pracy wykonawczej, klu- czowej roli w organizacjach, funkcji publicznych i użyteczności dla społeczno- ści), warto ustalić, z czego taka ocena wynika. Innymi słowy, czy istnieją jakieś charakterystyki respondentów, które wyraźnie wpływałyby na oceny prestiżu zawodów zgrupowanych w różnych kategoriach, reprezentujących tym samym różne kryteria oceniania? W ten sposób zweryfikujemy drugą hipotezę, która mówi o społecznym konsensie ocen prestiżu zawodów.

Należy odpowiedzieć na pytanie, czy ludzie o różnych charakterystykach społecznych oceniają podobnie prestiż zawodów w czterech wyszczególnionych wymiarach. Czy prestiż poszczególnych kategorii zawodów jest zjawiskiem społecznie podzielanym, czy może istnieją istotne odchylenia? Inaczej mówiąc, jest to pytanie o to, czy elementy społecznego poważania zawodów są podatne na zmienne charakteryzujące strukturę społeczną oraz na podzielane przez jed- nostki wartości. Jeżeli istnieją obszary ocen prestiżu bardziej podatne na warto- ści, czy też na położenie w strukturze społecznej, pozwoli to lepiej zrozumieć nie tylko same wzory, lecz także hierarchię prestiżu.

Posłużę się w tym celu czterema analizami regresji, gdzie zmiennymi za- leżnymi będą skumulowane oceny identyfikujące ważność ocen respondentów dla czterech wyodrębnionych wymiarów prestiżu (tabele 2 – 5). Modele ozna- czone rzymską cyfrą I uwzględnią tylko cechy położenia społecznego: wy- kształcenie, miejsce zamieszkania (obie zmienne w relacji do średnich warto- ści) oraz płeć, wiek, a także sytuację zawodową. W modelach oznaczonych cyfrą II dodatkowo uwzględniono pozycję zawodową respondenta, zaś mode- le III zawierają również zmienne wyrażające postawy, a tym samym będące wskaźnikami światopoglądu: materialistycznego (Ważne, aby być bogatym, mieć dużo pieniędzy i kosztownych rzeczy.), egalitarystycznego (Ważne, aby wszyscy ludzie byli traktowani równo i mieli równe szanse.), merytokratyczne- go (Ważne jest pokazywanie własnych zdolności i możliwości, chcę być podzi- wiany.) oraz roszczeniowo-uległego (Ważne, aby władza chroniła przed za- grożeniami, żeby państwo było silne.). Oprócz wymienionych zmiennych w modelach III znalazły się dwa wskaźniki zaufania: do ludzi oraz zaufania do instytucji.

W tabelach prezentujących wyniki analiz podane zostały niestandaryzowane (b) oraz standaryzowane współczynniki regresji (beta). Miarami dopasowania modelu są skorygowane R-kwadrat oraz miara AIC (Akaike Information Crite- rion)⁷.

Przy kodowaniu zmiennych kategorialnych (kategorie wykształcenia, zawo- dowe i zamieszkania) zastosowałem procedurę nazywaną effect coding, która umożliwia ustalenie dystansów danej kategorii na skali prestiżu w stosunku do średniej (faktycznie doβ0równania regresji) wszystkich kategorii. Dla przy- kładu: wartość beta dla kategorii wykształcenie nieukończone podstawowe wy- nosi 0,14 oznacza, że respondenci legitymizujący się wykształceniem podstawo- wym nadają o 0,14 odchylenia standardowego wyższe oceny prestiżu w wymia- rze pracy wykonawczej niż wszystkie analizowane kategorie⁸.

W tabeli 2 znajdują się wyniki analizy regresji ocen prestiżu w wymiarze pra- cy wykonawczej. W tabeli 3 zmienną „wyjaśnianą” są oceny prestiżu w wymia- rze kluczowej pozycji, w tabeli 4 oceny prestiżu w wymiarze funkcji publicz- nych, a w tabeli 5 oceny prestiżu w wymiarze użyteczności społecznej.

Zmienne niezależne w zastosowanych modelach wyjaśniają stosunkowo niewielką ilość wariancji (do 4%, jeżeli chodzi o zmienne charakteryzujące po- łożenie społeczne, do 6% wraz ze zmiennymi światopoglądowymi). Jeden aspekt ocen prestiżu wyróżnia się tu jednak znacznie – aspekt charakteryzujący zawody związane z pełnieniem funkcji publicznych. Zmienne dotyczące sytu- acji społecznej wyjaśniają dla tego przypadku ponad 6%, a wraz ze zmiennymi światopoglądowymi aż 17%. Przy czym najistotniejszą zmienną okazuje się za- ufanie do instytucji. Ufność w stosunku do instytucji wydatnie wpływa na po- zytywne ocenianie prestiżu przedstawicieli instytucji. Nie jest to wytłumacze- nie tautologiczne, zaufanie do instytucji nie jest tożsame z prestiżem ich przed- stawicieli.

7O ile skorygowaną miarę R-kwadrat pozostawiam jako tę najbardziej znaną i powszechnie stosowaną, jak również (z pewnymi zastrzeżeniami, ponieważ R-kwadrat po skorygowaniu nie jest już „czystą” wariancją wyjaśnioną przez model) mającą dość łatwą interpretację, to do porów- nywania dopasowania modeli znacznie lepszą miarą jest miara AIC.

8W obliczeniach wykorzystałem moduł pakietu STATA: xi3 stworzony przez Michaela Mit- chella i Phila Endera (Academic Technology Services UCLA). Faktycznie do uzyskania wyników przedstawionych w tabelach 2 – 5 wykonałem większą ilość estymacji niż wynika to z tabel. We wszystkich przedstawionych modelach należało wyłączać po jednej ze zmiennych kategorialnych, aby otrzymać zmienną referencyjną, dla której nie estymowano wartości. Wartość dla wybranej wcześniej kategorii referencyjnej szacowana była dopiero w drugim analogicznym modelu, gdzie wybierana była inna kategoria referencyjna danej zmiennej kategorialnej (zawsze w kolejności:

pierwsza kategoria, druga kategoria zmiennej).

Tabela 2. Wymiar pracy wykonawczej. Wyniki analiz trzech modeli regresji

I II III

Zmienne wyjaśniające b beta b beta b beta

Kategorie wykształcenia (w stosunku do średniej)

Nieukończone podstawowe 0,28 0,14* 0,27 0,12 0,17 0,07

Podstawowe, gimnazjalne 0,22 0,11** 0,25 0,11** 0,26 0,12**

Zasadnicze zawodowe 0,20 0,10** 0,19 0,10** 0,19 0,10**

Średnie ogólnokształcące -0,10 -0,03 -0,04 -0,01 -0,01 0,00

Średnie zawodowe 0,04 0,02 0,06 0,03 0,06 0,03

Pomaturalne -0,14 -0,04 -0,10 -0,03 -0,10 -0,03

Licencjackie, inżynierskie -0,27 -0,06* -0,31 -0,07* -0,25 -0,06

Wyższe -0,24 -0,08** -0,33 -0,12** -0,31 -0,11**

Kategorie zawodów (w stosunku do średniej)

Kierownictwo i wyższe kadry -0,01 -0,01 -0,05 -0,02

Specjaliści 0,16 0,06 0,20 0,08

Technicy i mistrzowie -0,07 -0,02 -0,08 -0,03

Inni pracownicy umysłowi -0,13 -0,06 -0,14 -0,06

Pracownicy fizyczno-umysłowi 0,05 0,02 0,04 0,02

Wykwalifikowani pracownicy fizyczni -0,12 -0,07 -0,12 -0,07 Półwykwalifikowani i niewykw. pracownicy fizyczni 0,08 0,04 0,10 0,05

Rolnicy 0,04 0,02 0,02 0,01

Właściciele zakładów wytwórczych 0,01 0,00 0,03 0,01

Kategorie zamieszkania (w stosunku do średniej)

Duże miasto -0,06 -0,03 -0,08 -0,04 -0,09 -0,05

Przedmieścia dużego miasta 0,06 0,03 0,07 0,03 0,02 0,01

Średnie lub małe miasto 0,10 0,08* 0,11 0,08* 0,13 0,10**

Wieś -0,10 -0,08* -0,10 -0,08* -0,06 -0,05

Płeć -0,01 -0,01 -0,04 -0,02 -0,08 -0,04

Wiek 0,01 0,12** 0,00 0,07* 0,00 0,03

Czy pracuje zarobkowo 0,13 0,07* 0,06 0,03 0,03 0,01

Ważne jest:

aby być bogatym -0,03 -0,04

aby wszyscy ludzie byli traktowani równo 0,15 0,12**

pokazywanie własnych zdolności i możliwości -0,03 -0,03

aby władza chroniła przed zagrożeniami (silne państwo) 0,08 0,08**

Zaufanie do instytucji 0,00 -0,01

Zaufanie do ludzi -0,01 -0,03

Skorygowany R² 0,042 0,038 0,06

AIC 2,806 2,798 2,77

N 1707 1480 1409

*p _< 0,05 **p _< 0,01

Tabela 3. Wymiar kluczowej pozycji. Wyniki analiz trzech modeli regresji

I II III

Zmienne wyjaśniające b beta b beta b beta

Kategorie wykształcenia (w stosunku do średniej)

Nieukończone podstawowe 0,05 0,03 0,17 0,07 0,32 0,14

Podstawowe, gimnazjalne -0,07 -0,03 -0,05 -0,02 -0,06 -0,02 Zasadnicze zawodowe -0,21 -0,10** -0,15 -0,07* -0,18 -0,09**

Średnie ogólnokształcące 0,08 0,03 0,10 0,03 0,09 0,03

Średnie zawodowe -0,03 -0,01 -0,04 -0,02 -0,06 -0,03

Pomaturalne -0,14 -0,04 -0,11 -0,03 -0,19 -0,05

Licencjackie, inżynierskie 0,27 0,06* 0,22 0,05 0,17 0,04

Wyższe 0,04 0,01 -0,13 -0,05 -0,10 -0,03

Kategorie zawodów (w stosunku do średniej)

Kierownictwo i wyższe kadry 0,09 0,04 0,10 0,04

Specjaliści 0,30 0,11* 0,24 0,09

Technicy i mistrzowie -0,13 -0,04 0,03 0,01

Inni pracownicy umysłowi -0,12 -0,05 -0,13 -0,06

Pracownicy fizyczno-umysłowi -0,04 -0,02 -0,06 -0,03

Wykwalifikowani pracownicy fizyczni -0,12 -0,07 -0,13 -0,07 Półwykwalifikowani i niewykw. pracownicy fizyczni -0,05 -0,02 -0,06 -0,03

Rolnicy -0,14 -0,06 -0,15 -0,06

Właściciele zakładów wytwórczych 0,20 0,08* 0,17 0,07 Kategorie zamieszkania (w stosunku do średniej)

Duże miasto 0,07 0,04 0,07 0,04 0,07 0,04

Przedmieścia dużego miasta -0,05 -0,02 -0,06 -0,03 -0,06 -0,03

Średnie lub małe miasto 0,00 0,00 0,02 0,01 0,01 0,01

Wieś -0,02 -0,02 -0,02 -0,02 -0,03 -0,02

Płeć 0,04 0,02 0,02 0,01 0,04 0,02

Wiek 0,00 -0,06* 0,00 -0,02 0,00 -0,02

Czy pracuje zarobkowo 0,00 0,00 0,05 0,03 0,04 0,02

Ważne jest:

aby być bogatym 0,05 0,06

aby wszyscy ludzie byli traktowani równo 0,00 0,00

pokazywanie własnych zdolności i możliwości 0,06 0,07*

aby władza chroniła przed zagrożeniami (silne państwo) 0,09 0,09**

Zaufanie do instytucji 0,00 0,00

Zaufanie do ludzi 0,00 -0,01

Skorygowany R² 0,01 0,02 0,03

AIC 2,84 2,85 2,84

N 1707 1048 1409

*p _< 0,05 **p _< 0,01

Tabela 4. Wymiar funkcji publicznych. Wyniki analiz trzech modeli regresji

I II III

Zmienne wyjaśniające b beta b beta b beta

Kategorie wykształcenia (w stosunku do średniej)

Nieukończone podstawowe 0,25 0,12 0,25 0,11 0,16 0,07

Podstawowe, gimnazjalne 0,28 0,13** 0,26 0,12** 0,33 0,14**

Zasadnicze zawodowe -0,06 -0,03 -0,04 -0,02 0,01 0,01

Średnie ogólnokształcące -0,02 -0,01 0,02 0,01 0,01 0,00

Średnie zawodowe -0,11 -0,05 -0,09 -0,04 -0,05 -0,02

Pomaturalne -0,21 -0,05 -0,20 -0,05 -0,21 -0,05

Licencjackie, inżynierskie -0,25 -0,06 -0,29 -0,07* -0,27 -0,06*

Wyższe 0,12 0,04 0,09 0,03 0,01 0,00

Kategorie zawodów (w stosunku do średniej)

Kierownictwo i wyższe kadry 0,07 0,03 0,04 0,02

Specjaliści 0,05 0,02 -0,01 -0,01

Technicy i mistrzowie -0,17 -0,06 -0,20 -0,07

Inni pracownicy umysłowi -0,01 0,00 0,00 0,00

Pracownicy fizyczno-umysłowi 0,01 0,01 0,05 0,02

Wykwalifikowani pracownicy fizyczni -0,04 -0,02 0,02 0,01

Półwykwalifikowani i niewykw. pracownicy fizyczni -0,02 -0,01 -0,01 -0,01

Rolnicy 0,05 0,02 0,04 0,01

Właściciele zakładów wytwórczych 0,05 0,02 0,08 0,03

Kategorie zamieszkania (w stosunku do średniej)

Duże miasto -0,12 -0,06* -0,11 -0,06* -0,08 -0,04

Przedmieścia dużego miasta -0,01 -0,01 0,00 0,00 -0,05 -0,02

Średnie lub małe miasto 0,01 0,01 -0,01 -0,01 0,01 0,01

Wieś 0,12 0,09** 0,12 0,09* 0,12 0,09**

Płeć 0,24 0,12** 0,25 0,13** 0,27 0,13**

Wiek 0,00 0,03 0,00 0,07* 0,00 0,06

Czy pracuje zarobkowo -0,10 -0,05 -0,05 -0,02 -0,06 -0,03

Ważne jest:

aby być bogatym 0,05 0,06*

aby wszyscy ludzie byli traktowani równo 0,02 0,01

pokazywanie własnych zdolności i możliwości 0,01 0,01

aby władza chroniła przed zagrożeniami (silne państwo) -0,05 -0,05*

Zaufanie do instytucji 0,04 0,34**

Zaufanie do ludzi 0,01 0,01

Skorygowany R² 0,06 0,06 0,17

AIC 2,78 2,80 2,69

N 1707 1480 1409

*p _< 0,05 **p _< 0,01