STUDIA SOCJOLOGICZNE 1999, 3 (154) ISSN 0039-3371
Henryk Domański
Polska Akademia N auk
CZY W POLSCE ZANIKAJĄ KLASY? POSTAWY WYBORCZE A MIEJSCE W STRUKTURZE SPOŁECZNEJ W LATACH 1991-1997
Jest to próba zastosowania schematu analiz rozwijanego w zachodniej socjologii.
D otyczy on zw iązku pom iędzy pozycją społeczną jednostek a tym, na kogo glosują one w wyborach. Utrzymywanie się tej zależności w czasie zwykło się tam traktować jako empiryczne świadectwo trwałości podziałów klasowych. W mniejszym studium porównuję silę tej zależności w latach 1991-1997, opierając się na danych z badań przeprowadzonych na reprezentacyjnych próbach ludności Polski w 1992 i 1998 roku. Uzyskany wynik wskazuje, że przynależność klasowa różnicowała preferencje wyborcze Polaków w istotnym stopniu, nie słabiej w 1998 niż w 1992 roku. Sugeruje to, że strukturze społecznej pojawił się nowy wymiar, a odżywająca w socjologii zachodniej teza o malejącej roli podziałów klasowych nie daje się w Polsce obronić.
Główne pojęcia: klasa społeczna, preferencje wyborcze, zanik klas.
Naiwne pytanie? Mówi się o tym od ponad stu lat. Pierwsze głosy o zanikaniu klas były kontrtezą marksowskiej przepowiedni na temat polaryza
cji przeciwieństw - odtąd spór pomiędzy dwoma stanowiskami cyklicznie odżywa; w latach 50. uwydatnił się on w amerykańskiej i brytyjskiej socjologii (Case 1955; H aer 1957; Barber 1959; Nisbet 1959; Wilensky 1966), ostatnia zaś fala dyskusji przypada na lata 90.
Zwolennicy tego poglądu ścierają się z jego przeciwnikami na gruncie różnych teorii i nowych faktów. Jeżeli chodzi o fakty, to niektóre procesy, jakim podlegały społeczeństwa kapitalistyczne od lat 70., potraktowano jako świadec
two zastępowania podziałów klasowych (opartych na własności, kontroli środków produkcji i zarządzania) przez inne podziały między ludźmi. Do konkurencyjnych form zaliczane są ponowoczesne style życia, nierówności płci, konflikty religijne i narodowościowe, różnice statusu zatrudnienia - wynikające z tzw. „deregulacji” rynków pracy - wzrost liczby akcjonariuszy i uczestników funduszy emerytalnych (największego inwestora na rynku papierów wartoś
ciowych), które osłabiają rolę czynnika własności, a także zaangażowanie
Instytut Filozofii i Socjologii PAN, 00-330 Warszawa, ul. Nowy Świat 72.
w różne rodzaje obywatelskiego protestu (od ruchu ochrony środowiska do udziału w obronie praw mniejszości seksualnych), w którym zderzają się racje różnych stron. Konsekwencje tych zjawisk omówione w licznych studiach (Saunders 1990; Touraine 1992; Lash i Urry 1994), są na tyle poważne, że nie można ich ignorować.
To, co stało się niezaprzeczalnym faktem, skłoniło autorów podejmujących trud trzymania ręki na pulsie wydarzeń, do ponowienia krytyki schematów reprezentujących, ich zdaniem, ujęcia nieprzystające do rzeczywistości. Wśród zwolenników tezy o zanikaniu podziałów klasowych sporą grupę stanowią wcześniejsi sympatycy „klas”, głównie marksiści, którzy stracili wiarę w anality
czną użyteczność tradycyjnego podejścia, tacy jak Habermas (1976), Bauman (1982), Gorz (1982), czy Offe (1985). Silnymi punktami są R alf D ahrendorf i Seymour M . Lipset, a z nowej generacji autorów - Jan Pakulski i Malcom Waters, którym przypadła zasługa wznowienia dyskusji o zanikaniu klas.
Dokonali tego w serii artykułów opublikowanych na łamach „Theory and Society” i „International Sociology” (1993; 1995) oraz w książce, której tytuł, Death o f Classes (1996), stał się hasłem wywoławczym prowadzonych obecnie debat.
N urt ten, w którym kategoryczne zapowiedzi upadku klas łączą się z formułowaniem dalekosiężnych prognoz, napotkał na silną opozycję autorów, przeciwstawiających teoretycznej refleksji wyniki ścisłych analiz. Jak wykazano w serii empirycznych studiów, prowadzonych w Anglii i Stanach Zjednoczo
nych, klasy nie tracą na ważności. Zwolennicy istnienia podziałów klasowych nie zaprzeczają, że krzyżują się one z nowymi wymiarami zróżnicowania społecznego. Niewykluczone więc, że stosunki wyzysku i eksploatacji schodzą na drugi plan w obliczu wyłaniających się podziałów - hipotezy tej nie da się bezwzględnie odrzucić - ale nie oznacza to bynajmniej zanikania klas. Analizy prowadzone na danych, obejmujących kilkudziesięcioletnie okresy czasu, zdają się dowodzić, że wpływ przynależności klasowej na takie aspekty położenia społecznego, jak poziom dochodów, a także na postawy i wybory życiowe nie ulega większym zmianom (zob. M arshall i in. 1988; Goldthorpe i Marshall
1992; Wright 1996). Autorzy studiów empirycznych pozostają przy swoim.
Najwięcej uwagi poświęcono stabilności postaw politycznych, porównując siłę związku pomiędzy pozycją klasową jednostek a ich preferencjami w zakresie głosowania na określone partie w wyborach do parlamentu dla różnych okresów czasu. Tym właśnie problemem zajmiemy się w kontekście Polski.
Zachowania polityczne wyrażają zbiorową podmiotowość, trudno byłoby więc znaleźć lepsze kryterium empirycznego testu na zanikanie klas. Zarówno dla zwolenników, jak i dla oponentów tego poglądu, zachowania elektoratu są wskaźnikiem potencjalnej mobilizacji do zbiorowego działania na rzecz realiza
cji interesów, celów i potrzeb, wspólnych dla ludzi oddających swój głos na tę samą partię. O ile klasy społeczne w słabszym sensie są tylko układami pozycji
CZY W POLSCE ZANIKAJĄ KLASY? 8 5
obsadzanymi przez jednostki, o tyle prawdziwe klasy, rozumiane jako podmioty aktywnie uczestniczące w przekształcaniu rzeczywistości, są czymś więcej niż tylko „strukturalnymi lokacjami”, jak je nazywa Wright (1988). Jeśli prawdą jest, że udział we wspólnych przedsięwzięciach politycznych pozwala okrzepnąć - które to założenie tkwi u podstaw wszelkiej teoretycznej refleksji nad procesami krystalizacji struktury klasowej - przejawów obecności klas najlepiej jest poszukiwać w sferze polityki. Do mocniejszego rozumienia (klas jako dźwigni procesów dziejowych) odwołują się autorzy empirycznych analiz i historycy. Wątek Klasse fu r sich, podjęty przez M arksa, rozwijany jest intensywnie w monografiach poświęconych kształtowaniu się klasy robotniczej w krajach zachodnich. Po monografii Thompsona (1962) pojawiły się kolejne opracowania znanych autorów (Hobsbawm 1981; Kocka 1986; Katznelson 1995), socjologiczna debata na temat trwałości i zanikania zyskuje dzięki temu teoretyczną podbudowę.
Pierwszy etap systematycznych analiz przypada na lata 50. Dane z badań ankietowych dostarczyły dowodów na występowanie związku pomiędzy pozy
cją klasową a preferencjami wyborczymi elektoratu (Belknap i Campbell 1952;
Hertzler 1952; Lipset 1961; Converse 1964; Butler i Stokes 1974). Najogólniej
szy wynik, mówiący o tym, że kategorie robotnicze i klasy niższe częściej głosują na lewicę, a klasy średnie na partie usytuowane po prawej stronie sceny, stał się kanonem obiegowej wiedzy na temat związków łączących strukturę klasową z polityką. Nie było w tym nic zaskakującego - zależności tej można było oczekiwać.
Przełomowym momentem stało się zgromadzenie danych umożliwiających prześledzenie dynamiki tej zależności. Dokonując porównań w czasie, wielu badaczy stwierdziło, że związek preferencji wyborczych z pozycją klasową staje się z biegiem lat słabszy. Robotnicy coraz rzadziej popierają partie lewicowe, zasilając szeregi prawicy, co ustalono na podstawie przesunięć w odsetkach głosów robotników. Jednym z najczęściej cytowanych wskaźników tego procesu była malejąca wielkość Indeksu Alforda, popularnego miernika klasowego charakteru preferencji wyborczych, stosowanego przez autorów zajmujących się tymi problemami (zob. Crewe 1984; Robertson 1984; Rose i McAllister 1986; Clark i Lipset 1991).
N a krytykę nie trzeba było długo czekać. Przeworski i Sprague (1986) zwrócili uwagę, że Indeks Alforda (którego konstrukcja odwołuje się do najprostszego, dwuklasowego podziału na pracowników fizycznych i umys
łowych) zaniża siłę tych zależności. Przy zastosowaniu bardziej szczegółowych klasyfikacji utrzymują się one w dłuższym okresie czasu bez zmian, co Przeworski i Sprague pokazali na danych dla 4 krajów. Jednak najlepiej udokumentowanych wniosków dostarczyły analizy z badań prowadzonych w Anglii. Objęto nimi stosunkowo długi przedział czasu, lata 1964-1987, ich autorzy zaś, odwołując się do ściśle porównywalnego materiału, oddzielili na
etapie analiz związek pomiędzy klasą a preferencjami wyborczymi od za
kłócających go zmian w rozkładach liczebności poszczególnych klas. Dokonany w ten sposób pomiar pozwolił ustalić dynamikę samej tylko skłonności do głosowania na poszczególne partie, niezależnie od malejących lub też rosnących liczebności rozpatrywanych klas, co zwykło się utożsamiać z tzw. „czystym wpływem”. Wynik świadczący o braku większych zmian został podsumowany mocnym stwierdzeniem, że stałość porównywanych wzorów każe wątpić w osła
bienie tradycyjnych „lojalności partyjnych zakotwiczonych w klasach” (Heath i in. 1991: 200). Podobne analizy, przeprowadzone na danych z Francji, Holandii i Włoch (Weakliem 1991) i ze Stanów Zjednoczonych (Hout i in.
1993), doprowadziły do identycznych wniosków.
N a tym polemiki nie zakończono. Przyniosła ona pewien postęp w rozumie
niu pojęć, natomiast merytoryczna kwestia pozostaje w zawieszeniu. Dalecy od włączenia się do debaty o zanikaniu klas w społeczeństwach Zachodu, od
niesiemy ją do kontekstu Polski. Po zastosowaniu identycznego schematu analiz, wyniki przedstawionych poniżej badań świadczą o tym, że teza o zanika
niu klas nie daje się w Polsce obronić.
Społeczeństwa postkomunistyczne i rewitalizacja klas
Kwestię zacierania się podziałów klasowych w kontekście Europy Środ
kowo-Wschodniej postawił Ivan Szelenyi, odnosząc ją do preferencji wybor
ców, analogicznie jak stawia się ten problem w zachodniej socjologii. Przed
miotem jego analiz były Węgry i Polska. Punktem wyjścia było założenie, że jeśli klasy społeczne istnieją, to ich aktywność ogniskuje się wokół podziału na lewicę i prawicę, podobnie jak dzieje się to w zachodnich demokracjach. Analiza preferencji wyborców w obu krajach doprowadziła Szelenyiego do dwóch wniosków. Stwierdził on, że, po pierwsze, w Polsce, w wyborach z 1993 roku, partie lewicy, zgrupowane w SLD, PSL i Unii Pracy, uzyskały większe poparcie ze strony robotników, niż w wyborach z 1991 roku, oraz że na Węgrzech dokonało się identyczne przesunięcie. W elektoracie Partii Socjalistycznej (węgierscy postkomuniści) robotnicy reprezentowani byli częściej w 1994 roku, podczas gdy w 1990 roku żadnej takiej zależności nie stwierdzono. Z badań prowadzonych w krajach zachodnich wiadomo, że klasa robotnicza jest tradycyjnym zapleczem partii o lewicowymi rodowodzie.
Drugim świadectwem rosnącej obecności podziałów klasowych na scenie politycznej był, zdaniem Szelenyiego, spadek poparcia inteligencji dla partii lewicowych w obydwu krajach. A ponieważ obóz lewicy rekrutował się coraz bardziej z klas niższych, wzmacniało to jego jednolitość. Równocześnie socjali
ści na Węgrzech uzyskali w 1994 roku więcej głosów od ludzi z niższym wykształceniem. Baza społeczna partii lewicowych zbliżała się więc w miarę
CZY W POLSCE ZANIKAJĄ KLASY? 8 7
upływu czasu do modelowego wzorca brytyjskiej Partii Pracy z lat 60., gdy odnosiła ona swe największe sukcesy. Analizy te kończy Szelenyi efektowną refleksją z teoretycznym oddechem: rosnący wpływ czynników związanych z przynależnością klasową odzwierciedla generalną tendencję odchodzenia w krajach postkomunistycznych od polityki symboli, w której przeciwnicy odwoływali się do „narodu”, „rodziny”, „kościoła” i „moralności”. Oznacza to, że hasłem dnia staje się polityka, w której zderzają się prawdziwe interesy, a nie ideologia (Szelenyi i in. 1997).
Ten przekonująco ujęty wniosek wypada skonfrontować z późniejszym biegiem wydarzeń. Porównamy wpływ przynależności klasowej na preferencje wyborcze w Polsce w latach 1991 i 1997. Główny problem sprowadza się do pytania, czy inteligencja, prywatni przedsiębiorcy, robotnicy i chłopi, stają się podmiotami sceny politycznej. A powinny - jeśli o ich odrębności decyduje coś więcej niż podobieństwo ról zawodowych i związanych z nimi wyznaczników miejsca w strukturze klasowej. K to jednak m a głosować na kogo, czyli jakich polityków wybierają różne klasy? M ożna by na to pytanie odpowiedzieć przez zbadanie, czy podziały klasowe znajdują odbicie w podziale na orientacje lewicowe i prawicowe, jak robi to Szelenyi, ale w Polsce nie ukształtował się spójny syndrom prawicy i lewicy w dziedzinie poglądów. Nie jest to jednoznacz
na oś podziału. Z badań wynika, że typowemu inteligentowi odpowiadał liberalizm ekonomiczny prawicy, ale równocześnie deklarował się on na lewicy obyczajowej, czego przejawem była większa aprobata dla swobody seksualnej, aborcji i tolerancja wobec grup mniejszościowych, a mniejsza religijność w porównaniu z orientacjami przeważającymi w klasach niższych. Robotników i chłopów charakteryzował w tych sprawach większy tradycjonalizm, zarazem jednak oczekiwali oni opieki od państwa, bliższy im był model welfare state, czyli poglądy te występowały w odwrotnej kombinacji niż w środowiskach inteligencji (Domański 1994). M ożna to ująć w ogólniejszym stwierdzeniu, że poglądy lewicowe i prawicowe ze względu na stosunek do gospodarki, roz
kładają się całkiem niezależnie od przypisywania wysokiej wartości wspólnocie narodowej i religii (utożsamianych z ideologią prawicową), czy przywiązywania wagi do praw obywatelskich, kojarzonych z kolei z ideologiczną lewicą. Na rzecz tej niezależności przedstawiono mocne dowody (Boski 1993).
Zamiast więc niejednoznacznego podziału na lewicę i prawicę, lepiej jest rozpatrywać poparcie wyborcze dla różnych partii, nie przesądzając z góry, która z nich jest po lewej albo po prawej stronie. D ruga różnica wynika z kontekstu kształtującej się dopiero demokracji; preferencje wyborcze w kraju takim jak Polska muszą być płynne - podlegają one wahaniom z braku tradycji uczestniczenia w wyborach, jak i dlatego, że scena polityczna dopiero się kształtuje. Z jednej strony, lepiej to dla wiarygodności naszych analiz, gdyby się miało okazać, że nawet w tak niesprzyjających warunkach wpływ pozycji klasowej nie znika; z drugiej strony, stan płynności zwiększa ryzyko przypad
kowych ustaleń - tego czynnika nie jesteśmy w stanie kontrolować. I jeszcze jedno porównanie z Zachodem - różnica perspektyw. Lata 90. były w Polsce okresem zaostrzenia się dystansów klasowo-warstwowych (głównie w wymiarze dochodów), co oznacza, że nasze ustalenia sytuują się raczej w kontekście rewitalizacji niż zanikania klas. Kraje Europy Środkowo-Wschodniej stały się języczkiem u wagi rozpatrywanego problemu.
Zweryfikujemy 4 następujące założenia osadzone w realiach lat 90. Pod
stawowym przejawem obecności klas na scenie politycznej byłoby występowa
nie znaczącego związku pomiędzy przynależnością klasową jednostek a ich preferencjami wyborczymi w okresie obejmującym daty najbardziej odległych od siebie wyborów, tj. w 1991 i 1997 roku. Co zaś się tyczy kwestii niezanikania podziałów klasowych, to bezpośrednim tego wskaźnikiem byłby nie mniejszy wpływ klasy społecznej na preferencje wyborcze w 1997 roku w porównaniu z pierwszymi wyborami.
Jeżeli jakieś klasy społeczne miały swoje reprezentacje polityczne, to przede wszystkim inteligenci i chłopi - z tego faktu wyciągniemy dwa dalsze wnioski.
N a progu lat 90. Unia Demokratyczna była najbardziej inteligencką ze wszystkich partii; rolę tę przejęła Unia Wolności. Gdyby się więc udało stwierdzić, że w 1997 roku inteligenci byli nadreprezentowani w elektoracie Unii Wolności, co najmniej tak samo silnie, jak w 1991 roku byli sympatykami UD, byłby to argument na rzecz trwałości klas. Nawiasem mówiąc, gdyby nadre- prezentacja ta była większa w 1997 roku, socjologia empiryczna zyskałaby dodatkowe świadectwo krystalizacji układu klasowego w sferze postaw -w zro st zależności pomiędzy postawami jednostek a ich pozycją społeczną sygnalizują wyniki porównań w czasie (Domański 1994).
N a wsi przewagę miało PSL. Większa obecność chłopów wśród zwolen
ników PSL w 1997 niż w 1991 roku byłaby czwartym dowodem pogłębiania się różnic politycznych między podstawowymi segmentami struktury klasowej.
Poza tym stosunkowo przejrzystym układem sytuują się Akcja Wyborcza Solidarność i Sojusz Lewicy Demokratycznej, dwa największe ugrupowania polskiej sceny z drugiej połowy lat 90. Z badań opinii publicznej wiadomo tylko tyle, że każde z nich cieszyło się poparciem różnych klas (zob. Raciborski 1997), trudno dokładnie powiedzieć jak silnym, znając tylko rozkłady postaw ich elektoratu. Zobaczymy, czy w ogóle przynależność klasowa różnicowała w is
totnym stopniu wyborców tych ugrupowań. Bezpośrednie spojrzenie wstecz na klasowe podłoże AWS nie jest możliwe, ponieważ w 1991 roku koalicja ta jeszcze się nie zawiązała, niemniej jednak AWS miała swe korzenie w Solidarno
ści, po której przejęła elektorat. Od tego, jak dalece założenie to jest prawdziwe, zależeć będzie trafność naszych wniosków. Nie zakładamy bynajmniej, że są to identyczne ugrupowania, ale że w 1991 i w 1997 roku występowały pod różnymi szyldami i można je ze sobą porównywać.
CZY W POLSCE ZANIKAJĄ KLASY? 8 9
Dane i zmienne
Aby zidentyfikować preferencje wyborcze odwołamy się do standardowego rozwiązania, sięgając do badań ankietowych. W badaniu przeprowadzonym w m aju 1998 roku, reprezentantów dorosłej ludności poproszono, aby z przed
stawionej im listy partii startujących w wyborach do sejmu, które odbyły się we wrześniu 1997 roku, wskazali, „z jakiej listy kandydowała osoba”, na którą oddali swój głos. Prawie identycznie sformułowano to pytanie w Polskim Generalnym Sondażu Społecznym z m aja 1992 roku, w którym odnosząc je do wyborów z września 1991 roku zapytano: „z jakiej listy kandydowała osoba, na którą Pan(i) głosował(a)”. Badanie z 1998 roku zrealizował Instytut Filozofii i Socjologii PAN na losowo dobranej próbie 1597 mężczyzn i kobiet, po
wyżej 18 lat1. PGSS również objął swym zakresem losowo dobraną zbiorowość 1647 reprezentantów obojga płci w tym samym wieku (Cichomski i Sawiński 1995).
Przedział czasu objęty tym porównaniem jest krótki, ale w przypadku Polski dłuższy być on nie może. Porównujemy preferencje partyjne dotyczące pierw
szych i trzecich wyborów przeprowadzonych według zasad odpowiadających wzorom zachodnich demokracji. Deklaracje respondentów obarczone są rzecz jasna błędem retrospekcji, wprawdzie „czas retrospekcji” jest w obydwu przypadkach jednakowy, niejako wyrównując ryzyko popełnienia wynikające
go stąd błędu, nie eliminuje go jednak; kwestia rzetelności zapamiętanych faktów pozostanie nierozwiązanym problemem.
Klasy społeczne, będące drugim podstawowym elementem tej zależności, identyfikowane są tu przez kategorie społeczno-zawodowe badanych osób.
Pozycja zawodowa określa rodzaj wykonywanych zadań, miejsce na rynku pracy, to czy jest się pracownikiem najemnym czy właścicielem, a także stanowisko w hierarchii kierowania i nadzoru. Atrybuty te, będące równocześnie charakterystykami przynależności klasowej w sensie zbliżonym do tego, jaki przypisywali jej M arks i Weber, pozwalają wyodrębnić podstawowe segmenty struktury klasowo-warstwowej, aczkolwiek nie wyczerpują wszystkich aspektów klasy. Zestaw 14 kategorii przedstawionych w tabelach 1 i 2 można potraktować jako odzwierciedlenie najistotniejszych podziałów społecznych w Polsce; w dal
szej części analiz sprowadziliśmy je do bardziej podstawowego układu 6 klas.
Posługując się tymi samymi kategoriami definiujemy też przynależność klasową ojca badanych osób, aby uchwycić wpływ pochodzeniowych uwarunkowań.
1 Badanie zostało zrealizowane w ramach projektu „Jak formują się klasy średnie w okresie transformacji?”, przygotowanego przez zespół pracowników Instytutu Filozofii i Socjologii PAN.
W skład zespołu wchodzili: Henryk Domański (kierownik projektu), Włodzimierz Wesołowski, Beata D urka, Marcin Nietrzebka, Franciszek Sztabiński i Paweł Sztabiński. Projekt zrealizowano w ramach grantu Komitetu Badań Naukowych nr H O IF 0 1 2 13. Realizatorem badania był Ośrodek Realizacji Badań Socjologicznych w IFiS PAN.
Przekonania o przekładalności klas społecznych na kategorie zawodowe nie podzieli zapewne wielu autorów, dla których przejście od teoretycznych pojęć, jakim jest „klasa”, do ich operacjonalizacji w języku zmiennych pozostaje najsłabszym ogniwem empirycznej socjologii. Pakulski i Waters (1996) wyraźnie podkreślają, że ich teza o zanikaniu podziałów klasowych dotyczy tylko klas w ścisłym sensie, czyli klas rozumianych jako wielkie kategorie społeczne uwikłane w stosunki produkcji, własności i kontroli na kapitalistycznym rynku pracy, natomiast nie kwestionują oni faktu występowania innych podziałów społecznych, którym zbyt swobodnie zwykło się przypisywać miano klasy.
Z drugiej strony, tylko w teorii łatwo jest oddzielić miejsce w zawodowym podziale pracy od przynależności klasowej jednostek - oba te rodzaje pozycji zachodzą na siebie w świecie realnych faktów i nawet autorom najbardziej rygorystycznych schematów analiz, wśród których czołową postacią jest nie
wątpliwie neomarksista Erik Olin Wright, można postawić zarzut definiowania klasy społecznej przez rozmaite aspekty ról zawodowych, takie jak stopień podlegania kontroli, zakres autonomii czy stosunek do własności, będących zarówno składnikami klasy, jak i zawodu. Wszyscy badacze klas nawiązujących do myśli M arksa, odwołują się w swych analizach do wysublimowanych teoretycznie rozwiązań Wrighta. Natomiast w kwestii neoweberowskich sche
matów operacjonalizacji klas wystarczy powiedzieć tylko tyle, że kryteria podziałów społeczno-zawodowych, którymi się tu posługujemy, pokrywają się z najbardziej obecnie popularnym schematem opracowanym przez Johna G oldthorpe’a bezpośrednio odnoszącego się do weberowskiej definicji klasy (zob. Erikson i Goldthorpe 1992; Domański i Sawiński 1995).
Inteligenci w Unii, chłopi w PSL, właściciele przechodzą do SLD, bezbarwność klasowa AWS
Przedstawione w tabelach 1 i 2 rozkłady głosów dostarczają wstępnych wniosków na tem at związku przynależności klasowej z podziałami politycz
nymi. W latach 90. rysował się taki związek. W 1991 roku najwięcej głosów zebrała Unia Demokratyczna mająca zdecydowanie najwięcej zwolenników wśród inteligencji nietechnicznej, chociaż sporym poparciem dla Unii wyróż
niały się także pozostałe kategorie pracowników umysłowych i prywatni przedsiębiorcy. Przede wszystkim była to partia „nowej klasy średniej” - od inteligencji nietechnicznej U nia uzyskała 42,5% głosów, trzykrotnie więcej niż od wszystkich wyborców, wśród których odsetek głosujących na Unię wynosił 14,5%. Właściciele głosowali na nią dwukrotnie częściej (28,8%), gorzej wypadły wyższe kadry kierownicze (20,7% głosów), ale i tak UD miał wśród kierowników silniejszy elektorat niż w klasach niższych. Brygadziści z 15,6%
głosów i robotnicy wykwalifikowani (8,8% za U D) przewodzili robotnikom.
CZY W POLSCE ZANIKAJĄ KLASY7 9 1
Tabela 1. R ozkład głosów w w yborach do sejmu w 1991 r. (na podstaw ie deklaracji osób badanych w m aju 1992 r.)
Odsetek osób stwierdzających, że głosowały na:
K ategorie społeczno- -zawodowe
Polskie Stronnictwo
Ludow e
Unię D em okratyczną
Sojusz Lewicy Demokratycznej
Solidarność
Wyższe kadry kierownicze w administracji państwowej,
dyrektorzy przedsiębiorstw 8,6 20,7 13,4 0,0
Inteligencja nietechniczna 4,0 42,5 3,4 1,5
Inżynierowie 4,4 29,5 21,0 3,4
Technicy 1,6 25,2 2,2 9,2
Pracownicy adm inistracyjni
średniego szczebla 2,6 31,4 4,5 4,9
Pracownicy biurowi 1,7 17,5 2,4 0,0
Pryw atni przedsiębiorcy 3,7 28,8 1,8 3,8
Pracownicy placówek
handlowych 1,8 11,4 3,9 4,4
Brygadziści 0,0 15,6 2,3 3,3
Robotnicy wykwalifikowani 3,4 8,8 2,0 5,6
R obotnicy niewykwalifiko
wani w produkcji 3,3 7,9 2,7 4,1
Pracownicy fizyczni usług 7,9 3,3 2,8 3,2
R obotnicy rolni 0,0 8,1 0,0 0,0
Właściciele gospodarstw 12,0 4,5 9,9 2,0
Średnia 3,8 14,5 3,0 4,1
Stosunek korelacyjny 0,19 0,30 0,20 0,01
O PSL m ożna powiedzieć tylko tyle, że zdominowali ją chłopi, co widać na tle umiarkowanego poparcia kierowanego do PSL ze strony innych kategorii.
N a elektoracie Solidarności klasy społeczne nie odcisnęły żadnego piętna, natomiast interesującym przypadkiem był elektorat SLD, gdzie na pierwszy plan wybijali się w 1991 roku inżynierowie i wyższe kadry menedżerskie dostarczając postkomunistycznej lewicy 21 i 13,4% głosów. Ponieważ inteligen
cja bardziej sympatyzuje z Unią, poparcie dla SLD sygnalizuje istnienie w jej szeregach pewnego rozłamu. Nie sprawdzimy nie mając danych, na ile stoi za tym nomenklaturowa przeszłość kierowników i inżynierów deklarujących lojalność wobec SLD, co można by rozumieć jako wierność ideologii i chęć symbolicznego przedłużenia więzi z przeszłością - jest okazja, aby ją kul
tywować w postaci politycznego poparcia dla partii, która tę przeszłość symbolizuje. Jakiekolwiek były tego powody, część kadry inżynierskiej i mene-
Tabela 2. R ozkład głosów w w yborach do sejmu w 1997 r. (na podstaw ie deklaracji osób badanych w m aju 1998 r.)
Odsetek osób stwierdzających, że głosowały na:
K ategorie społeczno- -zawodowe
Polskie Stronnictw o
Ludow e
U nię W olności
Sojusz Lewicy Demokratycznej
Akcję W yborczą Solidarność Wyższe kadry kierownicze
w adm inistracji państwowej,
dyrektorzy przedsiębiorstw 14,3 28,9 14,3 14,3
Inteligencja nietechniczna 0,0 38,9 14,8 24,1
Inżynierowie 0,0 9,4 28,1 18,8
Technicy 2,4 9,4 18,8 24,7
Pracownicy adm inistracyjni
średniego szczebla 2,5 16,7 21,0 17,9
Pracownicy biurow i 0,0 9,8 31,4 13,7
Pryw atni przedsiębiorcy 2,4 12,2 23,2 20,7
Pracownicy placówek
handlow ych 5,7 2,1 15,0 16,4
Brygadziści 4,2 8,3 16,7 20,8
R obotnicy wykwalifikowani 3,0 4,6 19,1 23,7
R obotnicy niewykwalifikowani
w produkcji 1,0 7,0 10,0 17,0
Pracownicy fizyczni usług 1,1 3,2 11,8 17,2
R obotnicy rolni 6,7 0,0 13,3 6,7
Właściciele gospodarstw 16,5 2,3 7,4 22,7
Średnia 4,5 8,1 16,8 20,2
Stosunek korelacyjny 0,24 0,29 0,15 0,10
dżerów złączyło przekonanie, że postkomunistyczna SLD może być najlepszym rzecznikiem ich interesów. Jednak tylko mniejszą część, jako że inżynierowie i kierownicy byli (średnio rzecz biorąc) mniejszymi zwolennikami Socjaldemo
kracji niż UD.
Podsumowując sytuację z tych pierwszych lat trzeba stwierdzić, że poglądy polityczne nie miały silnego umocowania w klasach społecznych, chociaż nie było w tym nic specyficznego dla Polski. Nawet w mającej długie doświadczenia z parlam entarną demokracją Anglii, klasy średnia i robotnicza nigdy nie cechowały się zwartością poglądów w kwestii głosowania na konserwatystów i Partię Pracy, odkąd tylko wpływ przynależności klasowej stał się tam przedmiotem badań (zob. M arshall i in. 1988). Niezbyt silny w Anglii, nie mógł być silny w Polsce. Stosunkowo najbardziej określoną pozycję w strukturze klasowej miały U nia Demokratyczna i PSL, których elektorat charakteryzował się pewną nadreprezentacją dwóch liczących się klas. W sumie jednak preferen
CZY W POLSCE ZANIKAJĄ KLASY? 9 3
cje polityczne odzwierciedlały jedynie fragment najistotniejszych podziałów.
Nie było w tym układzie politycznej reprezentacji robotników! Solidarność stanowiła szkolny przykład klasowej bezbarwności.
Niewiele mogło się w tym układzie zmienić do 1997 roku. Podziały klasowo-zawodowe zachowały jednak pewną ciągłość wpływu na postawy wyborcze, co znajduje odbicie w zróżnicowaniu głosów. W dalszym ciągu za PSL najbardziej stali chłopi. Dołączyli do nich reprezentanci wyższej kadry kierowni
czej przedsiębiorstw, z których 14,3% wsparło niespodziewanie PSL w trudnym dla tej partii okresie utraty popularności wśród wyborców. W 1997 roku uzyskała ona tylko 4,5% głosów wśród ogółu ludności, wśród chłopów 16,5%, a zatem kierownicy niewiele im ustępowali pod względem intensywności poparcia.
Co do Unii Wolności, to zachowała ona oblicze politycznej reprezentacji szeroko ujmowanej klasy średniej, głównie jednak inteligencji nietechnicznej i kadry kierowniczej, w których to dwóch kategoriach uzyskała w 1997 roku najwięcej stronników. Po 6 latach Unia stała się jeszcze bardziej partią inteligencką, nazywając po imieniu bieg wydarzeń, których innym aspektem jest
„inteligenckość” stylu polityki realizowanej przez UW i związane z tym stylem trudności docierania jej do mas. Natomiast właściciele firm, czyli „stara klasa średnia”, opowiadali się za Unią znacznie rzadziej. Odsetek jej zwolenników wśród właścicieli zmniejszył się w 1997 roku do 12,2 z 29 w pierwszych wyborach, znamionując niekorzystny trend utraty popularności.
Nie było to pierwsze z głośnych rozejść, których podmiotami są klasy.
Najpierw rozpadł się samorzutny sojusz inteligencji z robotnikami zawiązany w czasach pierwszej Solidarności, który nie dotrwał do wyborów z 1991 roku - gdyby dotrwał to robotnicy i inteligenci głosowaliby na te same partie.
W y d a w a ło b y się, że status ekonomiczny i prorynkowe orientacje łączące inteligencję z biznesem będą silniejszym spoiwem niż polityczna opozycja wobec komunizmu, która na krótko złączyła inteligencję i robotników. W obliczu zasadniczych różnic położenia społecznego pomiędzy robotnikami a inteligen
cją rozejście się ich opcji politycznych można było od początku przewidzieć.
Polityczny alians inteligencji i biznesu był jeszcze krótszy. O znalezieniu się ich w jednym obozie zadecydował akt zjednoczenia inteligenckiej Unii Demo
kratycznej z Kongresem Liberalno-Demokratycznym w ramach UW. Język ścisłych formuł, który był specjalnością liderów Kongresu, bardziej przekonują
co artykułował interesy właścicieli firm na tle narodowo-katolickich odmian ekonomicznego liberalizmu innych partii. Jednakże formalny alians dokonany z inicjatywy liderów obu partii, a ponad głowami sympatyków i szeregowych członków, przynajmniej zaś bez entuzjastycznego poparcia dołów, okazał się słabym spoiwem. Inteligencję łączy z właścicielami akceptacja praw kapitalis
tycznego rynku, ale są różne wizje dochodzenia do jednego celu. Dla środowisk biznesu kapitalizm jest atrakcyjniejszy w swej nagiej postaci, podczas gdy wśród inteligencji istnieje większe wyczulenie na społeczne koszty reform. Były to
wystarczające powody do rozstania, pomimo że jedni i drudzy rozumieją niemożność zawrócenia biegu spraw. Temperament ludzi czynu pozwala nie przejmować się wątpliwościami, które cechują analityków.
Różnica temperamentu to jeszcze zbyt mało. Wybiegając w przeszłość można by powiedzieć, że źródła głębszych różnic tkwią w antagonizmie pomiędzy pracownikami najemnymi i pracodawcami. Inteligenci stają się wykonawcami poleceń, gdzie trzeba słuchać, mniej dyskutować, a stroną wydającą rozkazy jest biznes. Inteligenci powoli wchodzą w tę rolę; ale idzie również o prestiż - zdaniem przedstawicieli neokonserwatywnej refleksji nad problemami współczesnego kapitalizmu, w jej amerykańskim wydaniu, katego
rie professions (których odpowiednikiem jest nasza inteligencja) nie tylko nie wykazują wobec ludzi biznesu postaw znamionujących niższość wyzyskiwanej klasy, ale cechuje ich pogardliwy stosunek do tego świata, swoista kontynuacja arystokratycznego etosu pielęgnowanego przez intelektualistów. Przekonani o własnej wyższości, mają kapitał intelektualny otwierający drogę do władzy, od jej przejęcia dzieli ich tylko krok - jak zapowiadała plejada znanych autorów z tego kręgu, takich jak Kristol (1979) czy Gouldner (1979).
Klasowa tożsamość Unii Wolności nawet wzrosła po odejściu z niej kategorii właścicieli. Główną jej bazą społeczną stała się inteligencja nietech
niczna i kierownicy, a podział na zwolenników i przeciwników UW, zachował w związku z tym pewną „siłę rozdzielczą” w hierarchii społeczno-zawodowej.
Wymiernym wskaźnikiem tej rozdzielczości jest utrzymywanie się stosunku korelacyjnego pomiędzy podziałami klasowymi a głosowaniem na UW na prawie identycznym poziomie 0,29-0,30. Był on przez cały ten czas wyższy niż dla trzech pozostałych partii i ugrupowań, co świadczyłoby o największej obecności podziałów klasowych w elektoracie UW. Ale w 1997 roku nie miało to już tak wielkiego znaczenia; Unia zeszła do drugiej ligi dysponując poparciem 8,1% ogółu wyborców, co zepchnęło tę zależność na peryferia struktury społecznej i polityki. W 1991 roku na scenie było kilku równorzędnych partnerów, podczas gdy w 6 lat później pole gry zmniejszyło się do dwóch głównych sił - AWS i SLD przejęły w sumie 37% głosów.
Z dwóch liderów, AWS w ogóle nie miała wyrazistego oblicza, będąc w tym spadkobiercą bezbarwnej klasowo Solidarności, po której przejęła struktury organizacyjne, liderów i ideologię. Pomiędzy kategoriami społeczno-zawodo
wymi nie było większych różnic w częstości głosów oddanych na AWS, czego świadectwem jest nieznacząca (w statystycznym sensie) wielkość stosunku korelacyjnego (0,10). Nieco większe poparcie deklarowane na rzecz Akcji przez robotników wykwalifikowanych, inżynierów, techników i właścicieli gospo
darstw zdaje się tylko potwierdzać, że nie logika procesów stratyfikacji społecznej, ale los stał się sprawcą tego układu. Robotnicy, inżynierowie i chłopi reprezentują trzy różne klasy - trudno o lepszy argument dla zwolenników tezy o zanikaniu klas. Rose i M c Allister (1986: 143) mają na to własną teorię
CZY W POLSCE ZANIKAJĄ KLASY? 9 5
postępującej homogeniczności i atrofii, czyli ujednolicania klasowego podłoża elektoratu. W Anglii dokonywało się to ich zdaniem w latach 80.: „wszyscy staliśmy się obecnie członkami jednego aliansu”. Sympatycy AWS też mogą się pod tym stwierdzeniem podpisać.
Interpretując te zależności łatwo jest popełnić błąd traktowania partii politycznych, tak jakby były one pozbawionymi inicjatywy więźniami klas społecznych. Jest naturalnie inaczej. Partie przejmują rolę prowadzącego w ramach tej gry w sytuacji, gdy zainteresowanie polityką ze strony przecięt
nego obywatela maleje, a wyborcy stają się w swych sympatiach coraz bardziej wybredni. Już w latach 50. specjaliści od spraw wyborów zwrócili uwagę na przechodzenie partii politycznych od formuły „zamkniętego” do „otwartego”
klasowo elektoratu, w poszukiwaniu maksymalnego poparcia u wszystkich klas, ponieważ tylko otw arta strategia zapewnia sukces (Downs 1957). AWS jest dobrym przykładem realizacji strategii catch all, wszystko jedno czy została ona zastosowana świadomie czy przypadkowo. Efekty usytuowania się Akcji w politycznym centrum w walce o wyborców, znajdują odzwierciedlenie w rozkładzie głosów.
Taktyka Sojuszu Lewicy Demokratycznej jest przykładem skuteczności formuły „otwarcia” i pragmatyzmu. SLD stanął przed trudniejszym zadaniem, ryzykował utratę poparcia zadeklarowanej lewicy przesuwając się w stronę centrum, jednak trwanie przy pryncypiach ideologii skazywało na porażkę. Nie mając wyboru, ściągnięto od kogo się dało maksimum głosów. W 1997 roku stosunkowo najczęściej głosowały na SLD niższe warstwy pracowników umys
łowych, inżynierowie i prywatni przedsiębiorcy, rzadziej zaś robotnicy, wbrew stereotypowi utożsamiającego klasę robotniczą z lewicowością, której SLD jest w Polsce symbolem.
Nadreprezentacja sfer biznesu wśród lewicy mogłaby uchodzić za paradoks, ale nim nie jest. Nie bez powodu posłowie Kongresu Liberalno-Demokratycznego uznawali postulaty wysuwane przez liderów SLD za przejęte z programu liberałów. Sojusz stale deklarował potrzebę utrzymania kursu prorynkowego, wdrażając jego elementy w ciągu czteroletniego okresu sprawowania rządów.
Towarzyszyły im oświadczenia, że „lewica nie może poprzestać na dążeniu do sprawiedliwego podziału dochodów (tradycyjne hasło zachodnich socjaldemokra
tów), ale musi też zapewnić wzrost tego, co m a być do podziału”. Równocześnie premier Oleksy zapewniał, że podstawowym celem lewicy jest stworzenie takich warunków, które dadzą ludziom poczucie bezpieczeństwa bez obaw o pozostanie bez środków do życia, nadziei na awans i poprawę losu. Połączenie postulatów rozsądne i zapobiegliwe, jeśli zważyć, że w Polsce - i na Węgrzech - odnotowywa
no w 1990 roku najniższy odsetek deklaracji lewicowych (13,9% i 12,6%), na tle kilkunastu innych krajów (zob. Siemieńska 1995: 125). Ludzie o lewicowych przekonaniach mają do rozwiązania dylemat, jeżeli chcą głosować na socjaldemo
krację, a nie na postkomunistów udających socjaldemokratów.
Podziały klasowe a głosy wyborców - wpływ nie maleje
Trudno jednak o generalny wniosek na temat dynamiki tej zależności, gdy dla różnych partii kształtowała się ona inaczej. Potraktujmy ją teraz w postaci jednego wskaźnika. D ane przedstawione w tabeli 3 informują o sile wpływu przynależności klasowej na rozkład wszystkich głosów, w porównaniu z wpły
wem innych, ważnych aspektów położenia społecznego. Jeśli klasy stają się aktywnymi podmiotami arytmetyki wyborczej, to związek pomiędzy miejscem w strukturze klasowo-zawodowej a rozkładem poparcia powinien się był utrzymać n a stosunkowo wysokim poziomie.
Tabela 3. Związek pom iędzy preferencjam i partyjnym i a kategorią społeczno-zawodo
w ą i wybranym i cechami położenia społecznego elektoratu
Związek z:
Zróżnicowanie preferencji partyjnych przypadające n a poszczególne cechy jednostek, wyrażone w procentach
1991 1997
K ategorią społeczno-zawodową 31,2 31,1
Kategorią społeczno-zawodową ojca 11,8 6,4
Płcią 1,5 3,8
Wiekiem 17,8 1,7
Sektorem gospodarki 2,6 1,7
D ochodam i rodzin n a osobę 13,3 21,8
Miejscem zam ieszkania 4,1 0,4
Wielkości te ustalono za pomocą dekompozycji kwadratu współczynnika pierwszej korelacji kanonicznej (0,269 dla 1991 i 0,234 dla 1997 roku) pomiędzy rozkładem głosowania na 4 partie a zmiennymi występującymi w boczku tabeli, które wyłączano po kolei z pełnego modelu, zawierającego wszystkie te zmienne.
M ożna to sprawdzić za pomocą prostego testu. Po ustaleniu zależności pomiędzy rozkładem poparcia dla czterech partii ogółem a przynależnością klasową wyborców, ich pochodzeniem społecznym, płcią, wiekiem, dochodami, miejscem zamieszkania i sektorem gospodarki, wyłączałem kolejno wpływ każdego z tych czynników, aby określić ich względny udział w kształtowaniu rozkładu głosów. Z punktu wiedzenia teorii pomiaru, rozkład poparcia jest zatem zmienną nominalną, składającą się z 4 wartości, a pytanie, na które chcemy odpowiedzieć, dotyczy siły różnicujących ją zjawisk. Odpowiedzi dostarczają wielkości w tabeli 3, które można interpretować jako cząstkowe współczynniki korelacji. Mówią one dokładnie o tym, ile się traci przy pominięciu klasy i każdej z pozostałych cech - w tym sensie każda z nich jest
CZY W POLSCE ZANIKAJĄ KLASY? 9 7
charakterystyką siły czystego wpływu. Ujmując zaś rzecz bardziej szczegółowo, wielkości podane w tabeli 3 informują o tym, jaka część korelacji pomiędzy rozkładem preferencji dla 4 partii, a wszystkimi „wyjaśniającymi” ten podział zjawiskami przypada na przynależność klasową i każdą z cech, które wzięto tu pod uwagę. W pierwszym kroku ustaliłem wielkość korelacji dla modelu, w którym uwzględniono wszystkie te zależności, następnie dla modelu, w któ
rym pominięto podział na klasy, dalej zaś „wyłączane” były osobno pozostałe zmienne. Posłużyłem się analizą dyskryminacyjną, co pozwoliło ustalić, jak silnie zestaw zmiennych wyjaśniających różnicuje rozkład głosów na 4 partie.
Miernikiem siły tego związku są współczynniki korelacji kanonicznej. Zależno
ści, do których odwołuję się w tabeli 3, informują o różnicy pomiędzy wielkością współczynnika pierwszej korelacji kanonicznej dla pełnego modelu i dla każdego z kolejnych modeli zredukowanych o odpowiednią zmienną; różnice te, przemnożone tutaj przez 100, mogą być interpretowane w procentach.
Sposób operacjonalizacji zmiennych „wyjaśniających” dokonywane wybory podany jest w przypisie 2.
Wynik nie pozostawia wątpliwości, że w latach 90. podziały klasowe nie były w odwrocie. Największa strata występuje przy pominięciu przynależności klasowo-zawodowej jednostek, jeśli zaś chodzi o siłę tej zależności, to prawie nic się w latach 90. nie zmieniło. Zarówno w 1991, jak i w 1997 roku, część korelacji wynikająca z wpływu „klasy” wynosiła 31% (w 1997 roku była o 0,1% mniejsza), co wskazywałoby na trwałość tego układu. Zmniejszyła się rola podziałów klasowych w pokoleniu ojca, wzrósł za to wpływ różnic zamożności ujmowanych w postaci dochodów, pozostających w ścisłym związku z klasą. Dochody są najbardziej wymiernym wskaźnikiem skutków przynależności do klas społecznych; można powiedzieć, że pośrednio je definiują.
Dominujące znaczenie pozycji klasowej dobrze widać na tle innych osi podziału. Przynależność klasowa różnicowała postawy wyborcze zdecydowanie silniej od płci i wieku. Była też ważniejszym czynnikiem od zatrudnienia w sektorze prywatnym (lub państwowym), i od tego, w jak dużej miejscowości żyją członkowie różnych klas.
Skąd właśnie te porównania? Kryje się za nimi zamysł sprawdzenia, czy rzeczywiście struktura klasowa traci na rzecz nowych zjawisk, które - zdaniem krytyków klas - zyskały w ostatnich latach na ważności powodując, że podziały klasowe schodzą na dalszy plan. Nie można było więc zignorować różnic płci, które w radykalnych wersjach feministycznego marksizmu i teorii patriarchatu urastają do rangi globalnej osi konfliktów. Feministki nie uczestniczą aktywnie w debacie o zanikaniu podziałów klasowych, niemniej dostarczają argumentów ich krytykom. Przykładem teza Walby (1990), mówiąca o wspólnocie płci będącej ważniejszym spoiwem solidarności i rozmywającej granice klas (jedno
czy kobiety na froncie walki z mężczyznami), z której szeroko korzystają
zwolennicy malejącej roli klas. Nie miejsce tu na szczegółową polemikę z hipotezami feminizmu. W latach 90. logika tej argumentacji nie obejmowała Polski, jak wynikałoby z naszych danych.
W arto się było przyjrzeć podziałowi związanemu z sektorem gospodarki w okresie, gdy „prywatyzacja” różnych sfer życia zataczała szersze kręgi.
W postawach politycznych widać tylko jej ślad, sięgający w 1998 roku 1,7%
całkowitego wpływu. Zatrudnienie w sektorze prywatnym lub państwowym zdecydowanie ustępowało znaczeniu klasy, zaprzeczając spektakularnej tezie o rosnącej roli „sektorowych lo k aq i”, którą w odniesieniu do Anglii i Stanów Zjednoczonych nagłośniło kilku autorów. McAdams (1987) zwracał uwagę na większe bezpieczeństwo psychiczne związane z zatrudnieniem w państwowej firmie i większe możliwości awansu w ramach szeroko rozgałęzionych struktur administracyjnych państwa. Generalnie zaś, jak stwierdzają Dunleavy i Husbands (1985), w interesie pracowników sektora publicznego leży rozszerzanie preroga
tyw państwa, popierają oni partie polityczne opowiadające się za interwencjoniz
mem, subsydiami i aktywnością rządu, przeciwnie niż pracownicy prywatnych firm; podobno w angielskiej klasie średniej była to jedna z głównych osi podziału.
Jeśli chodzi o miejsce zamieszkania, to wynikające stąd różnice między ludźmi przestały być liczącym się partnerem dla klasy. W 1997 roku nie był nim również wiek i związane z nim różnice pokoleniowe. Nie ujawnił się na scenie wyborczej lewicowy radykalizm, który jest dla obserwatorów sceny politycznej atrybutem młodości w zachodnich demokracjach. Teorie zanikania klas sytuują lewicowy radykalizm w najmłodszych grupach wieku ze względu na ich krytyczny stosunek do świata; wynika to z wyższego poziomu edukacji, będącego przywilejem ludzi młodych. Innym powodem jest brak zakotwiczenia, nie m ają zobowiązań rodzinnych, a nieustabilizowana pozycja społeczna sprzyja lewicowości (zob. Crook i in. 1992). Jeszcze inne przyczyny łączą się z wydarze
niami ostatnich lat. Jak pisze Jan Pakulski (1995), który m a szczególne zasługi w rozpowszechnianiu tezy o zanikaniu klas, najmłodsze pokolenia zostały wystawione na szczególny splot procesów sprzyjających nasileniu się lewicowych nastrój ów, a mianowicie - zniknięcie z mapy Europy bloku kraj ów komunistycz
nych i zakończenie zimnej wojny, które musiały znaleźć przeciwwagę. McAdams (1988) jest podobnego zdania - przykładem ruchy „zielonych” i American civil rights, w których młodzi wyborcy dominują. Inglehart (1997) dodaje do tego sprzeciw wobec materialistycznych wartości w pokoleniu zachodnich dwudzies
tolatków - okres ich dojrzewania zbiegł się z rozpowszechniem postmaterialisty- cznych nastrojów zwiększających lewicowość. N a polskiej scenie wyborczej nie m a na razie miejsca dla radykalnych zwrotów wśród ludzi młodych. Potrzebna jest do tego lewicowa partia z prawdziwego zdarzenia, której nie było.
M amy oczywiście świadomość, że wynik świadczący o niezanikaniu po
działów klasowych dotyczy jedynie części społeczeństwa - większej wprawdzie, ale głosującej tylko na 4 partie. Jak kształtowałaby się ta zależność, gdyby
CZY W POLSCE ZANIKAJĄ KLASY? 9 9
uwzględnić też elektoraty innych partii oraz osoby, które nie uczestniczyły w wyborach? Okazuje się, że w niczym nie zmienia to naszych ustaleń. Po dodaniu kategorii zawierającej osoby nie głosujące i sympatyków innych partii (a zatem wyjaśniane zjawisko m a teraz pięć wartości) i skorelowaniu utworzo
nej w ten sposób kategoryzaq'i postaw z przynależnością klasowo-zawodową (przy kontroli identycznego zestawu zmiennych) zależność ta kształtowała się na tym samym poziomie 29% całkowitego wpływu, zarówno w 1991, jak i w 1997 roku. Rzecz jasna, ograniczone ramy tego typu analiz nie pozwalają na wyspecyfikowanie preferencji wyborczych w postaci bardzo szczegółowych podziałów, uwzględniających głosy na poszczególne partie i osoby, które w ogóle nie głosowały, stąd wynik ten jest tylko pośrednim potwierdzeniem stabilności wpływu klasy.
Peryferyjność roli podziałów klasowych w polityce
Z a ogólnymi tendencjami kryją się konkretne zależności. D ane zamieszczone w tabeli 4 informują, z jaką siłą podziały klasowe przekładały się na poparcie dla UW, PSL, SLD i AWS w 1991 i 1997 roku. Można to było ustalić przez porównanie siły, z jaką przynależność klasowa różnicowała sympatie wyborcze dla tych partii względem siły wszystkich branych tu pod uwagę zjawisk.
W sytuacji, gdy wybór sprowadza się do dychotomii „tak-nie”, analiza regresji logistycznej dostarcza najlepszego narzędzia tych ustaleń. Wielkości podane w tabeli 4 mówią o tym, jak a część rozkładu „tak-nie” dla danej partii przypadała na przynależność klasową, rozpatrywaną w podziale na 6 kategorii wymienionych w tabelach 5—7. W analizie logistycznej, o dopasowaniu rozpatry
wanych modeli do układu rzeczywistych związków informują wartości G 2 (ang.
log-likelihood) -m o ż n a je interpretować jako wskaźniki zróżnicowania rozkładu
„tak-nie”, „wyjaśnionego” przez analizowane zmienne; w naszym przypadku chodzi o te same zmienne, które wzięliśmy pod uwagę przy generalnym teście na zanikanie klas. Odsetki podane w tabeli 4 charakteryzują więc względny udział
„klasy” w zróżnicowaniu określonego rozkładu preferencji wyborczych. Po uzyskaniu G 2 dla modelu zawierającego wszystkie wyjaśniane zjawiska, ustali
łem je następnie dla modelu, w którym pominięto klasy. Najściślej rzecz ujmując, odsetki w tabeli 4 są ilorazem dwóch wielkości: różnicy pomiędzy G 2 dla pełnego modelu i modelu, z którego wyłączono przynależność klasową jednostek oraz G 2 dla tego drugiego modelu (już bez klasy). Po przemnożeniu tych ilorazów przez 100 otrzymujemy ujęty w procentach wskaźnik czystego związku klasy z doko
nywanymi przez ludzi wyborami - w tej postaci są one przedstawione w tabeli 42.
2 Co do zjawisk „wyjaśniających” wybór każdej z czterech partii, to przynależność klasowa respondenta i ojca respondenta zdefiniowana została identycznie, w podziale na 6 kategorii,
Tabela 4. Związek pom iędzy preferencjam i partyjnym i a pozycją klasową przy uwzględ
nieniu p łd , wieku, pozycji klasowej ojca, sektora gospodarki, miejsca zamiesz
kania i dochodów rodzin (w %)
Zróżnicowanie preferencji partyjnych przypadających n a przynależność klasow ą jednostek, w yrażone w procentach U nia
D em okratyczna/
U nia W olności
Polskie Stronnictwo
Ludowe
Sojusz Lewicy Demokratycznej
Solidarność/
AWS
1991 4,8 2,8 6,8 0,0
1997 7,7 10,4 5,8 3,0
Analiza tych wielkości prowadzi do wniosku, że przynależność klasowa różnicowała zwolenników i przeciwników UD z siłą 4,8%, natomiast w 1997 roku „czysty” wkład klasy zwiększył się dla UW do 7,7%. Były to statystycznie istotne związki, co dotyczyło również PSL i SLD w obydwu okresach czasu.
Przyjrzyjmy się najpierw dynamice tych zależności dla UW, obrazują je dane w tabeli 5 rozpisane dla poszczególnych zjawisk. Współczynniki regresji logistycznej w tabeli 5 (i w dwóch następnych tabelach) informują o tym, o ile razy wzrasta (jeśli są one większe od 1), albo o ile jest mniejsza (poniżej 1) częstość głosowania na daną partię - względem nie głosowania na nią - wśród członków rozpatrywanych klas (lub klas ojca), jeśli porównać ich do średniej tego ilorazu w analizowanej reprezentacji Polaków, czyli względem 1. Identycz
nie można interpretować te wielkości dla kategorii wieku; dla płci charak
teryzują one mężczyzn względem kobiet; podobnie dla sektora gospodarki (prywatny-państwowy); dla wielkości miejsca zamieszkania są to charakterys
tyki wzrostu, albo spadku, częstości głosów „tak/nie” przypadających na kolejne kategorie mieszkańców, a dla logarytmu dochodów określają ich wzrost, albo spadek na każdy procent kwoty dochodów.
Skoncentrujemy się najpierw na danych przedstawionych w drugiej i czwar
tej kolumnie - w pierwszej i trzeciej kolumnie wyspecyfikowany został tylko wpływ pochodzenia, płci i wieku. Czynniki demograficzno-pochodzeniowe
wymienionych w tabelach 5, 6 i 7. Tzw. kategoriami odniesienia, pomijanymi przy analizie zmiennych operacjonalizowanych w postaci ciągu zmiennych zero-jedynkowych, byli na zmianę rolnicy i inteligencja (wprowadzając je n a zmianę do modeli można było ustalić współczynniki regresji dla pominiętych kategorii). Wpływ wieku wyspecyfikowano w postaci pięciu kategorii -pom iniętym i kategoriami byli n a zmianę najstarsi (powyżej 65 lat) i najmłodsi respondenci (do 30.
roku żyda); wielkość miejscowośd jest kilkupunktową skalą, gdzie mieszkańcom wsi przypisano arbitralnie wielkość 2 tys., kolejne w artośd przypisano mieszkańcom miast od 10 tys., do 500 tys.
mieszkańców; zmienna „sektor gospodarki” rozpatrywana jest w podziale na firmy prywatne (kod 1) i pozostałe, w których pracowali respondend; dochody rodzin (suma średnich dochodów z ostatnich trzech miesięcy podzielona przez liczbę osób w rodzinie) zostały sprowadzone do postaci logarytmicznej - eliminuje to trudności z porównywaniem tych kwot dla 1991 i 1997 roku.
CZY W POLSCE ZANIKAJĄ KLASY? 1 0 1
poprzedzają przynależność klasową badanych osób w czasie i w tym sensie są one pierwotnymi ogniwami tej zależności. Stąd, charakteryzując ich wpływ na dokonywane wybory, musimy najpierw pokazać to, jak silnie różnicowały one wybór partii za pośrednictwem wszystkich innych zjawisk w 1991 (pierwsza kolumna) i 1997 roku (trzecia kolumna tabel 5, 6 i 7), a dopiero potem, z jaką siłą bezpośrednio różnicują.
Tabela 5. W ybór U nii D em okratycznej w 1991 i U nii W olności w 1997 r. w zależności od pozycji klasowej, pochodzenia społecznego, płci, wieku, dochodów , sek
to ra gospodarki i miejsca zamieszkania. W spółczynniki regresji logistycznej
W zależności od:
Ile razy częściej (wartości powyżej 1) lub ile rzadziej (poniżej 1) głosowano na
U nię Dem okratyczną/W olności w:
1991 1997
Pozycji klasowej ojca
Wyższe kadry kierownicze i inteligencja 2,04" 1,45 3,85" 1,63 Pozostali pracow nicy umysłowi 1,43* 1,13 1,85" 1,68*
Pryw atni przedsiębiorcy 1,17 1,55 1,18 1,00
Brygadziści i robotnicy wykwalifikowani 0,60" 0,95 0,82 0,66
R obotnicy niewykwalifikowani 0,93 0,78 0,31* 0,57
Właściciele gospodarstw i robotnicy rolni 0,71 0,50* 1,08 0,97
Płci (bycia mężczyzną) 1,28 1,24 0,93 0,96
Wieku
18-29 lat 0,47" 0,39** 0,84 0,56
30-40 lat 1,00 1,09 1,12 1,43
41-49 lat 1,36* 1,29 1,08 1Д9
50-65 lat 1,61" 1,55" 1,07 1,10
powyżej 65 lat 1,28 0,50* 0,85 0,94
Pozycji klasowej badanych osób
Wyższe kadry kierownicze i inteligencja - 1,84" - 2,82"
Pozostali pracow nicy umysłowi - 1,75" - 1,35
Pryw atni przedsiębiorcy - 2,03** - 0,91
Brygadziści i robotnicy wykwalifikowani - 0,66* - 0,95
R obotnicy niewykwalifikowani - 0,46” - 1,04
Właściciele gospodarstw i robotnicy rolni - 0,68* - 1,04
Wielkości miejsca zam ieszkania - 1,00 - 1,00
Sektora gospodarki (1 = pryw atny) - 0,98 - 0,95
D ochodów rodziny n a osobę (logarytm) - 1,53" - 1,85"
W yraz stały 0,19 0,01 0,09 0,00
C hi-kw adrat/liczba stopni swobody 62/10 131/18 62/10 74/18
’* p < 0,01; * p< 0 ,0 5
Tabela 6. W ybór PSL w zależności od pozycji klasowej, pochodzenia społecznego, płci, wieku, dochodów , sektora gospodarki i miejsca zamieszkania. W spółczynniki regresji logistycznej
Ile razy częściej (wartości powyżej 1) lub ile rzadziej (poniżej 1) głosowano n a
PSL w:
W zależności od: 1991 1997
Pozycji klasowej ojca
Wyższe kadry kierownicze i inteligencja 2,48 3,51* 2,48 4,63
Pozostali pracow nicy umysłowi 0,57 0,34 0,85 1,35
Pryw atni przedsiębiorcy 0,52 0,59 0,01 0,01
Brygadziści i robotnicy wykwalifikowani 0,33 0,40 2,16 2,30
R obotnicy niewykwalifikowani 0,92 0,95 4,18 3,79
Właściciele gospodarstw i robotnicy roln 4,52“ 3,69’ 6,16” 2,99
Płci (bycia mężczyzną) 1,55 1,36 2,22” 3,57”
Wieku
18-29 lat 0,78 0,80 0,70 0,80
30-40 lat 1,34 1,25 1,23 1,15
41-49 lat 1,09 1,14 1,34 1,29
50-65 lat 1,29 1,21 0,63 0,72
powyżej 65 lat 1,48 0,72 0,70 0,56
Pozycji klasowej badanych osób
Wyższe kadry kierownicze i inteligencja - 2,02 - 0,74
Pozostali pracow nicy umysłowi - 0,92 - 1,74
Pryw atni przedsiębiorcy - 1,65 - 0,53
Brygadziści i robotnicy wykwalifikowani - 1,26 - 0,65
R obotnicy niewykwalifikowani - 0,19* - 0,55
Właściciele gospodarstw i robotnicy roln - 1,36 - 4,13”
W ielkości miejsca zam ieszkania - 1,00 - 1,00
Sektora gospodarki (1 = pryw atny) - 0,55 - 1,93
D ochodów rodziny n a osobę (Iogarytm) - 1,22 - 0,56”
W yraz stały 0,01 0,00 0,04 1,90
C hi-kw adrat/liczba stopni swobody 51/10 69/18 45/10 91/18
" p <0,01; * p < 0,05
Zastanawiając się nad przyczynami zwiększenia się roli podziałów klaso
wych w elektoracie UW trzeba pamiętać, że straciła ona sporo poparcia wśród prywatnych przedsiębiorców. Porównanie głosów oddanych na UD i UW wykazuje, że w późniejszym okresie właściciele głosowali na nią rzadziej, niezależnie od tego, w jakim byli wieku, jakiej płci i czy mieszkali w dużej czy małej miejscowości. W 1997 roku poparcie w środowiskach biznesu dla UW
CZY W POLSCE ZANIKAJĄ KLASY? 1 0 3
było o 9% mniejsze w porównaniu z poparciem udzielanym jej przez przeciętnego wyborcę, podczas gdy na początku lat 90. właściciele stanowili główną bazę rekrutacyjną dla UD. Informuje o tym wielkość współczynnika regresji dla prywatnych przedsiębiorców w 1997 roku - 0,91 mówi o tym, jaki był liczebny stosunek zwolenników do przeciwników UW względem ogólnego poparcia. Był on mniejszy od 1, czyli kształtował się niekorzystnie - zwolennicy UW wśród właścicieli odbiegali od średniej o 0,09 in minus, podczas gdy w 1991 roku mieli nad uśrednionym elektoratem ponaddwu- krotną przewagę, a ściślej mówiąc, przewaga wyniosła 2,03 przy wyeli
minowaniu wszystkich innych czynników, które kontrolujemy. Malejącym wpływom biznesu towarzyszył skokowy przypływ popularności w szeregach inteligencji. Wzrosła ona z 84% względem średniego poziomu do 182%
(odniesienie współczynników regresjii 1,84 i 2,82 do 1, pozwala ująć siłę rozpatrywanych „efektów” w procentach). Jest to poniekąd skwantyfiko- wany ekstrakt inteligenckiego profilu Unii, który decydująco wpłynął na uwydatnienie się jej profilu klasowego. Drugim takim czynnikiem była tendencja do wycofywania się zwolenników UW na wszystkich pozostałych frontach klas.
W podobnym kierunku zmieniał się elektorat PSL. W 1997 roku zdecydo
wanie największego poparcia udzielili jej rolnicy; mówiąc zaś ściśle wyrazili je 4,13 razy częściej w stosunku do przeciętnego wyborcy, co w odniesieniu do średniej 1 daje rolnikom przewagę 313% (tabela 6). W 1991 roku czynnik chłopski występował w elektoracie PSL słabiej. Samotne 313%, wyróżniające się w 1997 roku na tle innych klas, prowadzi do wniosku, że chłopi byli główną siłą, która pozostała na placu boju o PSL. Partia ta zyskała na wyrazistości, czego dowodem jest wzrost wpływu pozycji klasowej - z 2,8 do 10,4%, jak wynikałoby z tabeli 4; dla sympatyków klas jest to pomyślna wiadomość.
Pytanie, w jakim kierunku zmieniał się układ klasowy na lewicy, stało pod znakiem otwarcia się SLD na rozmaite kategorie wyborców. Z danych przedstawionych w ostatniej kolumnie tabeli 7 wynikałoby, że w 1997 roku wyszło ono głównie z kręgów inteligencji, robotników wykwalifikowanych i niższych warstw umysłowych - bardzo zróżnicowanej zbiorowości obej
mującej rozmaite kategorie techników, nauczycieli szkół podstawowych, pielęg
niarki i zwykłych referentów. Natomiast nie było nadreprezentacji ludzi biznesu (tak widocznej w tabeli 2). Widać, że gdy wpływ klasy rozpatrywany jest po uwzględnieniu pochodzenia społecznego, dochodów, sektora gospodarki i in
nych cech, status właściciela firmy przestaje być czynnikiem wzmacniającym sympatie wyborcze dla SLD. Nadzieje, które ulokowali prywatni przedsiębiorcy w SLD, muszą być zapewne związane ze specyfiką pracy w sektorze prywatnym i ich dochodami. Skłaniało to do poparcia partii będącej wówczas u władzy i przyciągało głosy.
