Róbert Péter
AZ ÉLETSTÍLUS MEGHATÁROZOTTSÁGÁNAK VÁLTOZÁSA, 1982-1998*

Bevezetés

A társadalmi rétegzõdés és mobilitás vizsgálatával foglalkozó kutatók körében idõrõl idõre felmerül az igény, hogy a témát tágabban kellene megközelíteni, az elemzéseknek figyelembe kellene venni a rétegzõdés "következményeit és velejáróit". A kutatási téma ilyen kibõvítése vezethet el az életstílus meghatározottságának és strukturális szerepének vizsgálatához. Egyfelõl olyan kutatási kérdések merülnek fel, hogy hogyan hatnak az életstílusra a társadalmi státus olyan szokásos összetevõi, mint az iskolázottság, a foglalkozás, a jövedelem vagy a demográfiai jellemzõk, mint a nem, az életkor, a lakóhely? Másfelõl szükséges azt is vizsgálni, hogy mi a szerepe az életstílusnak a státusreprodukció vagy a státuselérés folyamatában? A szociológusok folyamatosan keresik a választ ezekre a kérdésekre, nemzetközi és idõbeli összehasonlító vizsgálatok alapján.

Többdimenziós megközelítést követve a rétegzõdéskutatásban az életstílus a társadalmi státus kulcsfontosságú komponense. Az osztályhelyzet gazdasági értelmezésén túl a weberiánus elmélet kiemeli a fogyasztói csoportok fontosságát és az azokban elfoglalt helyzet hasonlatosságát a társadalmi presztízs szempontjából (Weber 1966). A "dologtalan osztályról" írott klasszikus munkájában Veblen (1931) szintén kombinálja a fogyasztást, a presztízst és az önprezentációt. A láthatóság (visability) fontos jellemzõje a társadalmi státusnak Collins (1979) szerint is, amennyiben az emberek az életstílust arra használják, hogy ennek révén is demonstrálják társadalmi helyzetüket és felismerjenek másokat, akik hasonló pozíciót foglalnak el. Következésképpen az életstílus mind horizontálisan, mind vertikálisan összekapcsolja egymással a társadalom tagjait (DiMaggio 1994). Az életstílus önmagában is komplex jelenség, nem egyszerûen a társadalmi differenciálódás egy további dimenziója, amely hozzáadódik a foglalkozáshoz, az iskolázottsághoz és a jövedelemhez; hanem magának is két aspektusa van, egy kulturális és egy materiális (Bourdieu 1984). Sobel (1981, 1983) olyan empirikus modellt dolgozott ki az életstílus mérésére, amely azt négy fogyasztási területen keresztül operacionalizálja: presztízsszerzés (látható siker: visible success), a mindennapok fenntartása (everyday maintenance), a társasági élet (high life) és az otthoni élet (home life).

Az eddigi kutatások tanulságai szerint az életstílus vizsgálata különösen releváns a kelet-európai társadalmak esetében. Miközben a rétegzõdési és mobilitási kérdések hagyományos vizsgálata viszonylag alacsony társadalmi különbségeket tárt fel, nagynak mutatkozott a társadalom nyitottsága és az intergenerációs mobilitás, addig az életstílus vizsgálata meggyõzõ bizonyítékokkal szolgált az egyenlõtlenségek társadalmi újratermelõdésének jellegzetes módjairól és formáiról a szocialista társadalmakban (vö. Kolosi 1987a; Mateju 1990; Ganzeboom-Graaf-Róbert 1990; Róbert 1991a; Böröcz-Southworth 1996; Kraaykamp-Nieuwbeerta 1998). Ezeknek az elemzéseknek a következtetéseit úgy lehetne összefoglalni, hogy miközben a társadalmi egyenlõtlenségek egyéb formáit hatékonyabban ellenõrizte és sikeresebben csökkentette a szocialista társadalompolitika, addig az életstílust kevésbé lehetett "államosítani" és nehezebb volt a státusreprodukcióban betöltött szerepét csökkenteni.

Az életstílusra irányuló vizsgálatok két elfogadott megközelítést alkalmazhatnak. Az életstílust vagy úgy tekintik, mint ami a társadalmi háttér hatását közvetíti a társadalmi státusra, s ebben az esetben egy köztes magyarázó változóról van szó, vagy a társadalmi rétegzõdés következményeként, függõ változónak tartják. Jelen írás az utóbbi típusba tartozik. Más szempontból az életstílus vizsgálatakor állást kell foglalni egy másik kérdésben is, nevezetesen, hogy az életstílus olyan társadalmi jelenség, amely - ha nem is egyetlen dimenzióban, de alapvetõen mégis - vertikálisan hierarchizálja a társadalom tagjait, avagy az életstílus éppen a horizontális differenciálódás megnyilvánulása. Az utóbbi szemlélet eredménye az életstílus tipológiák és miliõk divatja, amely az individualizáció nyomán kialakuló "rizikótársadalomban" (Beck 1986) az osztályok és rendek alternatíváját jelenti. Eszerint az élethelyzeteket, életesélyeket miliõ-specifikus életstílusok határozzák meg, s a társadalom szerkezete nem osztályok vagy rétegek segítségével, hanem miliõ-csoportok révén írható le (Bolte-Hradil 1984; Hradil 1983, 1987, 1992). Az itt következõ elemzés határozottan nem ezt az a felfogást vallja, s nem ebbe az irányba gondolkodik. Éppen ellenkezõleg, ennek az elemzésnek az a célja, hogy bizonyítékokkal szolgáljon arra, hogy az életstílus társadalmi-demográfiai, képzettségi és jövedelmi meghatározottságában változások, mégpedig növekedés következett be az elmúlt másfél évtizedben Magyarországon, ahol a politikai és a gazdasági rendszer jelentõsen átalakult ebben az idõszakban. A következõkben elõször az elemzést megalapozó elméleti megfontolásokat és a korábbi kutatásokat tekintjük át, valamint felállítunk néhány hipotézist. Az adatok és változók ismertetése után jutunk el a kutatás empirikus eredményeihez. Végül, az elméletek és a hipotézisek fényében értékeljük az eredményeket.


Elméletek és hipotézisek

A jelen tanulmányhoz kiindulópontul a társadalmi struktúra többdimenziósságát és a státusinkonzisztencia Lenskitõl (1954) átvett koncepcióját választottuk. Miközben azonban Lenskit sokkal inkább az amerikaiak választási magatartása érdekelte, s ennek összefüggése a státus kikristályosodott, illetve nem kikristályosodott voltával, addig a közép-kelet-európai társadalomtudósok ezt a megközelítést arra használták, hogy a társadalmi egyenlõtlenségi rendszernek jobb leírását adják ezekben a társadalmakban. Wesolowski és Slomoczynski (1978) számára a státusinkonzisztencia az egyenlõtlenségek csökkentésére kínált lehetõséget a szocializmus során. Az elsõ kísérlet a státusinkonzisztencia empirikus mérésére egy szocialista társadalom országos mintáján Machonin (1970) nevéhez köthetõ. Alapvetõen az õ kutatását ismételték meg sokkal alaposabban Magyarországon a nyolcvanas évek elsõ felében, a társadalmi rétegzõdésre (Kolosi 1982, 1987b), illetve az életstílusra (Utasi 1984) vonatkozóan. Többdimenziós megközelítést alkalmazva ezek a kutatások azt találták, hogy a népesség jelentõs hányada olyan társadalmi csoportokhoz (klaszterekhez) tartozik, amelyeket a státusinkonzisztencia különbözõ típusaiként lehetett jellemezni. A státuskikristályosodás alacsony szintje ezekben a társadalmakban a nagyfokú strukturális változások és a szocialista társadalompolitika következményeként a rétegzõdés tipikus jellemzõjének tûnt. Magyarországon is, a széles körben kikényszerített foglalkozási mobilitás a munkaerõ tömegeit nyomta át a mezõgazdaságból az iparba (Andorka 1982; Örkény 1989). A munkaerõ iránti szükséglet strukturális átalakulása területi mobilitást is eredményezett, ami sokak számára napi vagy heti ingázás formájában valósult meg a lakóhely és a munkahely között (Bõhm-Pál 1985). A képzett munkaerõ iránti megnövekedett igény pedig az oktatás bõvülését eredményezte (Andorka-Simkus 1983; Róbert 1991b). Mindez hozzájárult a szocialista társadalom destratifikációjához és a korábbi hierarchikus struktúrák megtöréséhez. Mivel a politikai intézkedések a jövedelmi egyenlõtlenségek csökkentését célozták meg, ez az iskolai befektetések alacsonyabb szintû megtérülését eredményezte, s az egyenlõtlenségek bizonyos területein bekövetkezett nagyfokú mobilitás más területeken jelentõs immobilitással járt együtt, növelve a státusinkonzisztencia szintjét (Róbert 1986).

A státusinkonzisztencia, "a társadalmi státus nem vertikális dimenziója", tehát a második világháború utáni kelet-európai strukturális és politikai fejlõdés velejárója volt, ami bizonyos értelemben valóban a társadalmi egyenlõtlenségek csökkentését szolgálta, de ugyanakkor speciális mechanizmusokat is létrehozott a strukturális- reprodukciós folyamatokban. Például a státusinkonzisztencia úgy hatott az életstílusra, hogy a magas jövedelem és az alacsony iskolázottság növelte, miközben az alacsony jövedelem és a magas iskolázottság csökkentette a materiális fogyasztást (De Graaf 1991). A szocializmus alatt a státusinkonzisztencia jellemzõje volt a viszonylag alacsony szintû kapcsolat a státus különbözõ mutatói között, a gyenge korreláció a foglalkozás/iskolázottság és a jövedelem között, vagy a jövedelem és a kulturális/materiális életstílus között. Az életstílus, s különösen az anyagi életstílus meghatározottsága szintén kisebb, ahogy Kolosi (1990) nemzetközi összehasonító eredményei mutatták. Az anyagi életstílus Hollandiában erõsen függött a jövedelemtõl, miközben Magyarországon alig. Ellenben nem volt említésre méltó nemzetközi eltérés az iskolázottság hatásában a kulturális életstílusra.

A politikai és gazdasági rendszerváltozás jelentõs átalakulást hozott a társadalmi struktúrában az egykori szocialista társadalmakban. A privatizáció, a vállalkozói osztály kialakulása, a jelentõs mértékû munkanélküliség, a növekvõ jövedelmi differenciálódás növelte a társadalmi egyenlõtlenségeket. E folyamatok eredményeképpen a kilencvenes évek társadalmi struktúrája Magyarországon a korábbinál kikristályosodottabb kell legyen. Ez a feltételezés adja ennek az elemzésnek a központi fogalmi keretét. Az életstílusra vonatkozó kutatási kérdések és hipotézisek eszerint a következõk:

K1. Hogyan korrelál egymással a kulturális és az anyagi életstílus?

H1. Feltételezhetõen a kulturális és az anyagi életstílus közti korreláció 1982 és 1998 között növekedett.

K2. Hogyan hatnak a társadalomi-demográfiai jellemzõk a kulturális és az anyagi életstílusra?

H2. A kulturális és az anyagi életstílus meghatározottsága 1982 és 1998 között növekedett.

Két frissebb kutatás említhetõ itt, amelyek ezzel a témával foglalkoznak a nemzetközi összehasonlítások szemszögébõl, de ugyanakkor nem térnek ki az idõbeli változásokra. Kraaykamp és Nieuwbeera (1998) a "Social Stratification in Eastern Europe after 1989" kutatás Bulgáriára, Csehországra, Magyarországra, Lengyelországra és Szlovákiára vonatkozó 1993-as adatait felhasználva vizsgálta a társadalmi származás, a szülõi kulturális tõke, s az egyéni státusjellemzõk hatását a kulturális és az anyagi életstílusra. A szerzõk azt találták, hogy mind az iskolázottság, mind a szülõi kulturális tõke fontos elõrejelzõje volt a kulturális életstílusnak, miközben az anyagi életstílusra az iskolázottság és a jövedelem hatott jelentõsen. A társadalmi származás és részben a szülõi kulturális tõke is csak közvetett módon hatottak az életstílus differenciálódására. Ez az elemzés azt a következtetést vonta le, hogy a kommunista kísérlet ezeknek a kelet-európai társadalmaknak a destratifikációjára sikertelen volt, a társadalmi és kulturális egyenlõtlenségek generációk közti átörökítése világosan kimutatható az életstílus reprodukciójára vonatkozó modell révén.

A másik elemzés (Róbert 1997a) az életstílus inkonzisztens jellegére irányult, s azon a feltételezésen alapult, hogy a "stilisztikai egység" Sobel által használt fogalma - a nagyfokú státusinkonzisztencia következtében - nem alkalmazható az életstílusra a szocialista társadalmakban. Ennek az elemzésnek, amely ugyanazon a fentebb említett adatbázison készült, Bulgária, Csehország, Magyarország, Lengyelország, Oroszország és Szlovákia adatait felhasználva, egy olyan tipológia jelentette a függõ változóját, amely a konzisztensen magas szintû, a kultúra által uralt, az anyagilag meghatározott és a konzisztensen alacsony szintû életkörülmények típusait tartalmazta. Statisztikailag becsülve annak valószínûségét, hogy kik kerülnek ennek a tipológiának az egyes kategóriáiba, a jövedelem magyarázó ereje viszonylag gyenge volt (más magyarázó változókkal is kontrollálva). Az iskolázottság viszont az életstílus jobb elõrejelzõjének bizonyult. Még erõsebb hatása volt az osztály hovatartozásnak, amennyiben a szolgáltató osztályhoz való tartozás (Erikson-Goldthorpe [1992] sémája alapján) erõsen növelte annak valószínûségét, hogy valaki a kultúra által uralt vagy a konzisztensen magas szintû életkörülmények típusaiba került, míg az önálló foglalkozásúak esetében az anyagilag meghatározott életstílusú típusba kerülés esélye volt jelentõsen nagyobb (szemben a referencia kategóriaként szereplõ fizikai munkásokkal és a konzisztensen alacsony szintû életstílus típusával).

Ez a tanulmány az elõbbi kutatásokból származó tanulságokat felhasználva az idõbeli összehasonlításra irányuló modellt állít fel. A kulturális és az anyagi életstílus lesz a modell függõ változója, a fõ magyarázó változók pedig a demográfia helyzet, a társadalmi-gazdasági státus és az osztályhelyzet háromféle mérõszáma.1

1. ábra. A kulturális és a materiális életstílus meghatározottságának modellje


Három demográfiai sajátosságot veszünk figyelembe, a nemet, az életkort és a lakóhelyet. A nemek szerinti különbség csak a kulturális életstílusra vonatkozó modellben szerepel. Azt várjuk, hogy a nõk kulturális fogyasztása nagyobb, összefüggésben a kulturális tõke korábban kimutatott nemek szerinti különbségeivel (DiMaggio 1982). Ez a jelenség feltehetõleg nem változik idõben. Az életkor valójában az egymástól nehezen elválasztható kohorsz, illetve életciklus szerinti különbségeket tükrözi. Miként Sobel (1981) kimutatta, ezek szintén hatást gyakorolnak az életstílusra. Azt várjuk, hogy fiatalabb korban magasabb szintû a kulturális és az anyagi fogyasztás. Magyarországon az idõs népesség növekvõ relatív deprivációjának következtében, ez a hatás idõben fokozódhat. A lakóhely, amely legalább annyira demográfiai, mint amennyire társadalmi-gazdasági mutató, szintén erõsen befolyásolja az életesélyeket. A korábbi kutatások szerint a nagyobb és városiasabb településeken jobb az esély a kedvezõbb életkörülményekre (Róbert 1997a). Ezt a hatást is idõben állandónak feltételezzük.


Társadalmi-gazdasági hatások

A státus mérésére három klasszikus indikátort használunk, az iskolázottságot, a presztízst és a jövedelmet. A korábbi vizsgálatok azt jelezték, hogy ezek az egyéni erõforrások szignifikáns elõrejelzõi az életstílusnak mind Kelet-Európában (Machonin 1970; Kolosi 1990; Ganzeboom-Graaf-Róbert 1990; Róbert 1997a; Kraaykamp-Nieuwbeerta 1998) mind Nyugat-Európa piacgazdaságaiban (Bourdieu 1984; DiMaggio-Usteem 1978, 1980; De Graaf 1989). A kulturális életstílus esetében leginkább az iskolázottságnak, az anyagi életstílus esetében viszont a jövedelemnek lehet nagyobb magyarázó ereje. Noha a presztízs fontos mutatója az értékek, az ízlés és a fogyasztás különbségeinek (Weber 1966; Treiman 1977), a foglalkozási presztízs hatása az életstílusra általában kisebb, ha az iskolázottsággal és a jövedelemmel van kontrollálva. Mivel egy státuskikristályosodási folyamatra számítunk, azt feltételezzük, hogy a társadalmi-gazdasági változók hatása - különösen az iskolázottságé és a jövedelemé - idõben növekvõ a kulturális és az anyagi életstílusra.


Osztályhatások

A szocialista társadalmak osztályszerkezetének ortodox marxista megközelítése a két osztály (munkásság és parasztság) és egy réteg (értelmiség) modellen alapult. Különbözõ munkák és szerzõk hosszú sorát (köztük Ossowskit, Hegedüst, Fergét, Kolosit, Szelényit stb.) említhetnénk itt, akik bírálattal illették ezt a leegyszerûsített és ideologikus modellt, s adekvátabb valamint szociológiai szempontból relevánsabb osztály- és rétegzõdés modellt igyekeztek kidolgozni e társadalmakra. A kilencvenes évek gazdasági és társadalmi átalakulása következtében az egykori szocialista országok ezeknek a rétegmodelleknek, illetve munkajelleg csoportoknak a szempontjából is jelentõs változásokon mentek keresztül. A folyamat egyik fontos sajátossága, hogy bizonyos osztályhelyzetek szerepe megnövekedett a társadalmi differenciálódásban, miáltal egyre relevánsabb osztályviszonyokról beszélni (Róbert 1997b; Bukodi 1999; Lengyel-Róbert 2000). Két ilyen osztályhatást vonunk be az elemzésbe: a szolgáltató és a vállalkozó osztályhoz tartozás hatását. A szolgáltató osztály egyik szegmensére vonatkozóan Szelényi és munkatársai (1996) egy menedzseri osztály kialakulását emelték ki. A szolgáltató osztály egy másik szegmensének, a professzionális csoportoknak a pozíciójában bekövetkezett változások már sokkal vitatottabbak. Ugyancsak vita folyik egy új nagyvállalkozói tõkésosztály megjelenésérõl (Kolosi-Sági 1997; Kovách-Csite 1999). Kétségtelen viszont, hogy a kisvállalkozói osztály kiemelkedése kulcsszerepet játszott a rendszerváltozás után az egykori szocialista társadalmakban (Róna-Tas-Lengyel 1997; Róbert 1996, 1998; Wallace-Haerpfer 1998), még akkor is, ha az önfoglalkoztatók egy részének esetében kényszervállalkozókról van szó. Mint említettük, a korábbi tanulmányok kimutatták, hogy ezek az osztályhelyzetek növelik a kulturális és az anyagi fogyasztást (Róbert 1997a; Wallace-Haerpfer 1998). Következésképpen, összhangban a státuskikristályosodás hipotézisével, az osztálypozíciók növekvõ szerepére számítunk a kulturális és az anyagi életstílus meghatározásában.

Mindezt összefoglalva, a magyarázó változókra vonatkozó konkrét hipotéziseket az 1. táblázat tartalmazza.


Adatok, mérések és módszerek

Adatok

Négy adatbázist használtunk az elemzés során. A Rétegzõdés-modell vizsgálat (N=11722) 1982-es (kutatásvezetõ: Kolosi Tamás), a TÁRKI-I. Vizsgálat (N=5999) 1986-os (kutatásvezetõ: Kolosi Tamás), a TÁRKI Mobilitás Vizsgálat (N=2998) 1992- es (kutatásvezetõ: Róbert Péter), a TÁRKI Monitor Vizsgálat (N=3792) pedig 1998-as (kutatásvezetõk: Tóth István György és Szívós Péter) felvételek voltak. Mindegyik kutatás országos véletlen mintán folyt, s többlépcsõs mintavételen alapult. Az 1982- es és az 1998-as kutatás háztartás-, míg az 1986-os és az 1992-es egyéni mintán készült. Az elemzés céljára a 18 éves és idõsebb válaszadókat választottuk ki. Az adatbázisok felhasználásával egy összemásolt adatfile készült, amelyben mind a négy eredeti filet egyenlõen súlyozva (N=3000/file) szerepeltettük. Az elemzés ezen a közös adatbázison történt (N=12000).

Változók

A kulturális fogyasztásra vonatkozó függõ változó négy kétértékû (0 vagy 1) mutatón alapul (színházba járás, koncert- és múzeumlátogatás, valamint az átlagosnál több könyv).2 A másik függõ változó, amelyik az anyagi fogyasztásra vonatkozik, a háztartások tartós fogyasztási cikkekkel való ellátottságának négy kétértékû (0 vagy 1) mérõszámán alapul (színes tv, hûtõszekrény, automata mosógép, személyautó).3 Mindkét esetben z-score módszerrel történt a kulturális és az anyagi életstílus skála konstrukciója. Ez azt jelenti, hogy a kulturális és az anyagi fogyasztás standardizált értékeit adtuk össze, az egyes elemek társadalmi eloszlásán alapuló súlyozással. Mivel az alapeloszlások is változtak a vizsgált idõszakban, ezt az eljárást külön-külön megismételtük mind a négy adatbázison.

További öt tartós fogyasztási cikk (mélyhûtõ, videó, mikrohullámú sütõ, CD- lejátszó és személyi számítógép) elérhetõsége révén lehetõvé vált, hogy az elmúlt tíz évre (1992, 1998) vonatkozóan egy második anyagi életstílus változó is készüljön ugyanezzel a módszerrel, külön-külön kiszámolva a két idõpontra a vonatkozó skálaértékeket. A magyar háztartásoknak csak egy kisebb részében fellelhetõ, drágább tartós fogyasztási cikkek alapján az anyagi fogyasztásnak így egy érzékenyebb mutatóját is létrehoztuk. (Az eredeti változókról a Függelék F1 és F2 táblázatai adnak áttekintést.)

Az elemzés magyarázó változói:

- nem, ahol a férfi=1 és a nõ=0;
- kor, években mérve;
- lakóhely, a település lélekszámán alapuló ordinális skálán mérve;
- iskolázottság, az oktatásban eltöltött évek számával mérve;
- foglakozási presztízs, Treiman SIOPS-pontjaival mérve (Ganzeboom-Treiman 1996);
- jövedelem, az egy fõre jutó családi jövedelem deciliseivel mérve (annak érdekében, hogy a másfél évtized óriási inflációja kezelhetõ legyen);
- szolgáltató osztályhoz tartozás, ahol az EGP osztályozás (Erikson-Goldthorpe 1992) I. vagy II. kategóriája 1-nek felelt meg (gyakorlatilag a vezetõk és értelmiségiek tartoznak ide), minden más eset 0-nak;
- vállalkozó osztályhoz tartozás, ahol az EGP osztályozás IVa. és IVb kategóriája 1- nek felelt meg (önfoglalkoztatók és kisvállalkozók tartoznak ide), minden más eset 0- nak.
(A magyarázó változók áttekintése a Függelék A3 táblájában szerepel.)

Módszerek

A kulturális és az anyagi életstílus, valamint a független változók közötti korrelációkat minden egyes idõpontra külön kiszámítottuk. A kapcsolatok ilyen kétváltozós áttekintése után az életstílus meghatározottságának többváltozós elemzése következett, ahol OLS regressziós modelleket illesztettünk külön-külön a kulturális és az anyagi életstílusra. Elõször a négy idõpontra külön-külön megbecsültük a modelleket, majd - annak érdekében, hogy az idõbeli változások szignifikanciaszintje statisztikailag ellenõrizhetõ legyen - a modelleket újra megbecsültük a közös adatbázison. Ebben a modellben szerepeltek további kétértékû változók 1986-ra, 1992-re és 1997-re vonatkozóan (1982 volt a referencia kategória), amelyek az idõbeli változások közvetlen hatását képviselték, továbbá a független változók és az idõpontokra vonatkozó változók közötti interakciós hatásokat is figyelembe vettük.


Eredmények

A korrelációs együtthatók erõs kapcsolatot jeleznek az életstílus és a demográfiai, valamint a státus- és az osztálymutatók között (Lásd a 2-3. táblázatokat). Az együtthatók elõjele, vagyis a kapcsolat iránya negatív összefüggést mutat az életstílus és a nem, illetve az életkor között. Ahogy vártuk, a nõk kulturális fogyasztásának szintje magasabb, de az anyagi fogyasztással való kapcsolat statisztikailag nem jelentõs. A fiatalabbakat magasabb szintû fogyasztás jellemzi mind kulturális, mind anyagi téren. Gyakrabban járnak színházba, múzeumba vagy koncertekre, több könyvük van, mint az idõsebb válaszadóknak, illetve nagyobb arányban találunk színes tv-t, hûtõszekrényt, automata mosógépet és személyautót is a fiatalabbak háztartásában. Minden más esetben az adatok pozitív összefüggést jeleznek, azaz a nagyobb (városiasabb) lakóhely, a magasabb iskolázottság, a magasabb presztízsû foglalkozás, a magasabb fizetés egyaránt növeli a kulturális és az anyagi életstílus szintjét. A szolgáltató osztályhoz tartozás, úgy tûnik, szorosabban kapcsolódik az életstílushoz, mint a vállalkozói osztályhoz tartozás.

Ugyanakkor az önállóak esetében a korrelációs együtthatók világosan növekvõ tendenciát mutatnak. Hasonló növekedés figyelhetõ meg az iskolázottság és a kulturális életstílus közti kapcsolat terén is. Az életkor és a kulturális életstílus közötti korreláció viszont úgy tûnik, gyengül. Más, a korrelációs együtthatók idõbeli alakulását tükrözõ trendek viszont nem lineárisak. A lakóhely, a foglalkozási presztízs vagy az egy fõre jutó családi jövedelmi decilisek esetében elõször növekedés, majd csökkenés figyelhetõ meg.

Ugyanezen változók alapján készített többváltozós regressziós becslések eredményeit mutatja a 4. és 5. táblázat. A modellekbõl adódó ún. determinációs együttható (kiigazított R2 érték) nem mutat növekvõ tendenciát a teljes vizsgált idõszak során, ahogy azt a státuskikristályosodás hipotézise alapján vártuk. Valójában a megmagyarázott variancia hányad növekszik mind a kulturális, mind az anyagi életstílus esetében 1982 és 1992 között (az elõbbinél 36, 38, 44 százalék, az utóbbinál 22, 27, 32 százalék), de ez a tendencia 1998-ra megfordul (az elõbbinél 39, az utóbbinál 27 százalék). Ezekbõl az értékekbõl az is látszik, hogy a magyarázó erõ alapján, amely persze csak egy lehetséges minõsítõ szempont, a modell jobban mûködik a kulturális, mint az anyagi életstílus esetében.

Az érdemi összefüggésekre térve, majd minden magyarázó változó hatása szignifikáns a többváltozós modellekben, noha erõsségük - a köztük is fennálló korreláció következtében - természetesen csökkent. Különösen a foglalkozási presztízs, illetve az életkor szerepe tûnik kisebbnek az életstílus meghatározásában, ha más kontrollváltozókat vezetünk be. Összhangban a hipotézisekkel az iskolázottság jobban hat a kulturális életstílusra, miközben az egy fõre jutó családi jövedelem jobban hat az anyagi életstílusra. Az urbanizációs szintnek, úgy látszik, nagyobb a hatása a kulturális életstílusban mutatkozó különbségekre, mint az anyagi életstílus szempontjából mértekre. Az anyagi életstílus esetében a szolgáltató osztályhoz való tartozás hatása, más változókkal kontrollálva, nem bizonyult szignifikánsnak, miközben ez a hatás erõs maradt a kulturális életstílus esetében. Ahogy vártuk, a vállalkozó osztályhelyzet jelentõsen hat az anyagi életstílusra, de a kilencvenes években szerepe van a kulturális életstílus meghatározásában is.

A kulturális életstílus esetében, a becslések növekvõ meghatározottságot jeleznek a vizsgált idõszakban az iskolázottság és a vállalkozói osztályhelyzet vonatkozásában. Az életkor esetében a fiatalabbak elõnye növekedést mutat az anyagi életstílus terén. Ezzel szemben csökkenõ tendencia figyelhetõ meg a lakóhely hatásánál, különösen a kulturális fogyasztás esetében. A többi magyarázó változó esetében, a becslések nem mutatnak egyértelmû trendet.

A kikristályosodás hipotézisével összhangban, idõben erõsödõ kapcsolatot vártunk a kulturális és az anyagi életstílus között. A 6. táblázatban közölt korrelációs együtthatók szerint valóban van egy növekvõ tendencia 1982, 1986 és 1992 között, de a determinációs együtthatóhoz hasonlóan ez a tendencia is megfordul 1998-ra.

Miután évenként külön-külön megvizsgáltuk a kulturális és az anyagi életstílusra vonatkozó modellünket, elvégeztük az elemzést az összevont adatbázison is. Ez a modell a 7. táblázatban szerepel. Itt a magyarázó változók közvetlen hatásán túlmenõen ezen változók és az idõ közti interakciós hatások is szerepeltek, annak érdekében, hogy megtudjuk, vajon az egyes évekre becsült modellek alapján kirajzolódó idõbeli változások statisztikailag jelentõsek vagy sem. A kulturális és az anyagi életstílusra vonatkozó modellek becslése két lépésben történt, elõször az idõ és más magyarázó változók fõ hatásait, másodszor az interakciós tagokat adtuk a modellhez.

Noha az összevont életstílus mutatók egyes elemei abszolút értelemben mutatnak növekedést, legalábbis 1982 és 1992 között (lásd a Függelék F1 és F2 táblázatait), az évekre vonatkozó kétértékû változók alapján az idõbeli fõhatások negatívak 1982-höz, a referencia kategóriához viszonyítva. Ennek magyarázata az lehet, hogy az indexeket idõpontonként külön-külön megkonstruáltuk. A többi magyarázó változó fõhatásai hasonlónak tûnnek az évenkénti becslésekbõl adódó eredményhez. Eszerint a lakóhely, az iskolázottság és a szolgáltató osztályhoz való tartozás a kulturális életstílusra hat erõsebben; míg az életkor, a jövedelem és a vállalkozó osztályhoz való tartozás pedig az anyagi életstílusra. A modell a fõhatások alapján a kulturális életstílus teljes szórásának 39 százalékát, az anyagi életstílus teljes szórásának pedig 26 százalékát magyarázza.

Hozzáadva az egyenlethez az interakciós tagokat a modellek magyarázó ereje alig, 1 százaléknál kisebb mértékben javul. Nagyon kevés interakciós hatás bizonyult szignifikánsnak. A fiatalabbak elõnye az idõ folyamán növekedett az anyagi életstílusra vonatkozóan. A kisebb és kevésbé városias településeken élõ emberek hátránya a kilencvenes években szignifikánsan csökkent mind a kulturális, mind az anyagi életstílus esetében. Az iskolázottság hatása nõtt mind a kulturális, mind az anyagi életstílusra vonatkozóan. Ellentétben a hipotézisekkel, a jövedelem hatásának változása statisztikailag nem jelentõs. Ugyanez a helyzet a vállalkozói osztály hatásával is. Még inkább meglepõ, hogy a szolgáltató osztály hatásának idõbeli változása vagy nem szignifikáns, vagy éppenséggel negatív elõjelû.

Ezek az eredmények több ponton is ellentmondanak várakozásainknak. Az anyagi életstílus esetében van lehetõségünk arra, hogy vizsgálatunkat pontosítsuk. Az anyagi életstílus alternatív mérését felhasználva, a tanulmánynak ebben részében csak az 1992 és 1998 közötti, azaz a rendszerváltozás utáni idõszakban végbement változásokkal foglalkoztunk. Az elemzés menete ugyanaz volt, elõször a korrelációs együtthatókat vizsgáltuk, majd regressziós becsléseket végeztünk a két idõpontra vonatkozóan, végül az idõbeli változások erõsségét ellenõriztük. A korrelációs és regressziós együtthatók a 8. táblázatban szerepelnek.

Az anyagi életstílus nincs szignifikáns kapcsolatban a nemmel, negatív a kapcsolatot iránya az életkor esetében, s pozitív az összefüggés a társadalmi státus, illetve az osztályhelyzet további, itt figyelembe vett mutatóival. A korrelációk alapján növekvõ kapcsolat van az anyagi életstílus és az életkor, az iskolázottság, a foglalkozási presztízs, valamint a szolgáltató és a vállalkozói osztálypozíció között.

A többváltozós elemzés nem mutat lényeges változást a hatások "mintázatában", túl azon, hogy a regressziós becslések - a magyarázó változók közti kapcsolat miatt - alacsonyabbak, például a település, illetve a szolgáltató osztályhoz tartozás elveszti szignifikáns jellegét. Ugyanakkor az életkor, az iskolázottság, az egy fõre jutó családi jövedelem decilisei és különösen a vállalkozói osztályhelyzet hatása viszont erõsebbnek tûnik 1998-ban, mint 1992-ben. Hasonlóan nõ a modell magyarázó ereje, a determinációs együttható (kiigazított R2 érték), amely durván 18 százalék 1992-ben és közel 27 százalék 1998-ban.4

Végül a modellt az összevont adatbázison vizsgáltuk meg az 1992 és 1998 közötti idõszakra, ismét két lépésben, figyelembe véve a fõhatásokat, s az idõvel való interakciós hatásokat is. Az eredmények a 9. táblázatban szerepelnek. Elsõ lépésben a modell pozitív idõbeli változást jelez, a magyarázó változók közül pedig a vállalkozói osztályba tartozás, az iskolázottság és az egy fõre jutó családi jövedelem hatása a legerõsebb az anyagi életstílusra. A modell magyarázó ereje 21 százalék. Második lépésben, az interakciós tényezõk hozzáadásával 1,5 százalékkal nõtt a determinációs együttható. Ez nem sok, de a korábbiaknál több esetben mutatkozik a magyarázó változók hatásában szignifikáns változás. A rendszerváltozást követõ évtized során megnõtt a fiatalok elõnye, jobban számít az iskolázottság, a jövedelmi helyzet az anyagi életstílus esetében, s a vállalkozói osztályhelyzet hatása is növekvõ mérték- ben valószínûsít kedvezõbb anyagi életstílust. Az anyagi életstílus alternatív mérése alapján a feltételezett kikristályosodási folyamat ebben az egyenlõtlenségi szférában 1992 és 1998 között tehát kimutathatóan jelen van.


Az eredmények értékelése

A tanulmány célja a kulturális és az anyagi életstílus meghatározottságában Magyarországon, az 1982 és 1998 közötti másfél évtized során történt változások vizsgálata volt. Az elemzés során abból indultunk ki, hogy Magyarország ebben az idõszakban jelentõs gazdasági és társadalmi átalakuláson ment keresztül, ami összességében a társadalmi rétegzõdés erõsebb kikristályosodását hozta magával. Következésképpen, az a státusinkonzisztencia, amelyet a nyolcvanas évek során a hazai kutatások (elsõsorban Kolosi 1987b) kimutattak, csökkenõ tendenciájú, a korábbinál kisebb mértékû a kilencvenes években. Ugyanakkor az 1989-90-es rendszerváltozást nem tekintettük egy erõs cezúrának, sokkal inkább egy fokozatos átmenetet tételeztünk fel a vizsgált másfél évtizedes idõszakban a kristályosodás irányába. Konkrétan, az életstílus kutatás kérdésére vetítve, a státusinkonzisztencia csökkenésének hipotézise alapján azt feltételeztük, hogy a kulturális és az anyagi életstílus közötti korreláció idõben növekedett, vagyis az életstílus inkonzisztenciája általában csökkent, s az életstílus és a társadalmi-demográfiai jellemzõk (státusismérvek, osztálypozíció) közötti oksági kapcsolat erõsödött.

Négy adatbázist használtunk fel e feltevések ellenõrzésére 1982-bõl, 1986-ból, 1992-bõl és 1998-ból. Ugyanazokat az indexeket állítottuk elõ a kulturális és az anyagi életstílus mérésére, továbbá ugyanazokat a magyarázó változókat használtuk fel a demográfiai helyzet, a társadalmi státus, valamint az osztályhelyzet mérésére. Az életstílus és meghatározói közti statisztikai kapcsolatot két- és többváltozós elemzési módszerekkel vizsgáltuk.

Összefoglalva az elemzés eredményeit, azt találtuk, hogy azok nem minden vonatkozásban támasztják alá a kutatás fõ hipotézisét. A kulturális és az anyagi életstílus közti kapcsolat erõsségét vizsgálva, megjelent ugyan egy tendencia a kikristályosodás irányába 1982 és 1992 között, de ez a trend megtört 1992 és 1998 között. A kulturális és az anyagi életstílus közötti korreláció 1982 és 1992 között növekedett, de 1998-ra ez a korrelációs együttható ismét kisebb lett. Amikor az életstílus meghatározottságát minden idõpontra külön vizsgáltuk, az ún. determinációs együtthatók (kiigazított R2 értékek) a megmagyarázott szórás növekedését jelezték mind a kulturális, mind az anyagi életstílus esetében 1982 és 1992 között, de ez a tendencia is megtört 1998-ra. A magyarázó változóknak az életstílusra gyakorolt hatásában várt növekedés minden kétséget kizáróan csak az életkor és az iskolázottság terén figyelhetõ meg. Az életstílus valójában szignifikánsan kevésbé jelezhetõ elõre a lakóhely segítségével 1998-ban, mint korábban. Miközben akár a kedvezõ jövedelmi helyzet, akár a szolgáltatói vagy vállalkozói osztálypozíció egyértelmûen kapcsolatban van a magasabb szintû kulturális - és még inkább - anyagi életstílussal, a modellekbõl származó becslések az összefüggés feltételezett idõbeli erõsödését nem bizonyították egyértelmûen. Különösen a szolgáltató osztály esetében nem igazolódtak a várakozások.

Az eredmények értelmezéséhez néhány dolgot figyelembe kell venni. Elõször is meg kell vizsgálnunk mind az életstílusra, mind a társadalmi-demográfiai helyzetre vonatkozó kiinduló adatainkat. A kulturális életstílus mérésére használt fogyasztási változók szerint a - függelékben közreadott - megoszlások abszolút növekedést mutatnak a színház-, múzeum- vagy koncertlátogatás terén 1982 és 1992 között, de ez a tendencia 1998-ban nem folytatódott. Egy másik, 1998 õszi adatsor alapján úgy tûnik, hogy az 1998 tavaszán készült, ebben a tanulmányban felhasznált adatokban a kulturális fogyasztás alábecsült. Másrészt viszont más adatok - beleértve a témára vonatkozó makro-statisztikai információkat is - alátámasztják a kulturális fogyasztás szintjében, a kilencvenes években megfigyelt csökkenést.

Az anyagi életstílus mérésére használt egyedi változók abszolút növekedést jeleztek a tartós fogyasztási cikkekkel való ellátottságban a vizsgált idõszak folyamán. Kétségtelen, hogy a méréshez felhasznált tartós fogyasztási cikkek különbözõ anyagi és szimbolikus értékeket fejeznek ki a magyar társadalomban. A színes televízió és a hûtõszekrény rendkívül általánossá vált Magyarországon, de ez kevésbé áll fenn az automata mosógép és a személyautó esetében. Sajnos azok a cikkek, amelyek a teljes másfél évtizedes idõszakban valamilyen arányban megtalálhatók voltak a magyar háztartásokban, az anyagi helyzetnek csak egy durva mérését tették lehetõvé. Ezt a hibát próbáltuk meg kiküszöbölni, amikor modernebb és drágább árucikkek felhasználásával az anyagi életstílus mérésére egy másik indexet is konstruáltunk a kilencvenes évek idõszakára. Ez a mutató érzékenyebbnek bizonyult és erõsebb összefüggést mutatott a legújabb társadalmi differenciálódással. Az így operacionalizált anyagi életstílusra 1992 és 1998 között növekvõ hatást gyakorolt a fiatalabb életkor, a magasabb képzettség, a jobb jövedelem helyzet és a vállalkozói osztálypozíció. Sõt, ezen alternatív anyagi életstílus modell esetében a regionális különbségek hatása sem csökkent 1992 és 1998 között.

A magyarázó változókat a függõ változókhoz hasonlóan körültekintõen kell megítélni. Az egyik kritikus pont a jövedelem mérése. Magyarországon 1982-ben és 1986- ban nem volt személyi jövedelemadó, de 1992-ben és 1998-ban már igen. Feltételezhetõ, hogy a válaszadók által közölt jövedelmi adatok ez utóbbi felmérésekben kevésbé megbízhatók, mint a nyolcvanas évek elsõ felébõl származó adatok esetében. Következésképpen a jövedelem növekvõ hatása feltehetõleg alábecsült. Egy másik kritikus pont a vállalkozói osztály, ami nem ugyanaz a strukturális pozíció a nyolcvanas és a kilencvenes években. Egyfelõl az önálló foglalkozásúak csoportja számszerûen megnõtt, másfelõl ezek az emberek iskolázottabbak, magasabb presztízsû foglalkozásokban dolgoznak a kilencvenes években, mint egy évtizeddel korábban. Ezeket a változásokat nem vette figyelembe az elemzés. A szolgáltató osztály itt alkalmazott mérése is talán túlságosan széles. Közép-Kelet-Európában esetleg csak a felsõ szolgáltató (EGP I.) osztály, vagyis a felsõ vezetõk, felsõ értelmiség esetében számíthatnánk a hipotézissel jobban összefüggõ eredményekre.

Az elemzés kiinduló adatainak kritikai áttekintésén túl a státuskikristályosodás egész folyamatát érdemes szélesebb összefüggésbe helyezni. A státusinkonzisztencia csökkenése - ha valóban van ilyen - annak következménye, hogy a központi elosztáson alapuló szocialista társadalmi rend a nyolcvanas években meggyengült, illetve hogy a rendszerváltozás a kilencvenes években új piaci viszonyok kiépülését és növekvõ társadalmi differenciálódást hozott magával. Ez a komplex folyamat az életstílus itt vizsgált meghatározóin túl más elemeket is tartalmaz. Az iskolai befektetések növekvõ megtérülése magasabb jövedelmek formájában szintén része a folyamatnak (Rutkowski 1999). Ezt az összefüggést ez az elemzés nem vizsgálta. Az itt közölt eredmények azt jelzik, hogy a státuskikristályosodás a nyolcvanas években elkezdõdött Magyarországon és - bizonyos értelemben - folytatódott a kilencvenes években is, legalábbis az anyagi életstílus vonatkozásában. Ugyanakkor úgy tûnik, a kulturális és az anyagi életstílus közötti inkonzisztencia nem csökkent a kilencvenes években. A szocializmus formális összeomlása után az új társadalmi és gazdasági fejlõdés nem minden tekintetben segítette elõ a státuskikristályosodást Magyarországon. Egy, a középosztály kialakulásáról végzett, korábbi kutatás ugyanazokat az 1992- es adatokat használva, amelyek ebben a tanulmányban is szerepeltek jelentõs státusinkonzisztenciát talált Magyarországon a középosztályi helyzet olyan különbözõ kritériumai, mint a tulajdonlás, a vezetõi pozíció, a szellemi munka, a magas kulturális és anyagi fogyasztás között (Kovách-Róbert-Utasi 1995). A középosztály kulturális fogyasztás-anyagi fogyasztás szerinti szegmentáltságát mutatták a fogyasztási csoportokra vonatkozó legfrissebb vizsgálatok is (Fábián-Kolosi-Róbert 2000).

A szocialista társadalmi berendezkedésbõl a piaci viszonyokba való átmenet során bekövetkezõ státuskikristályosodásra vonatkozó itt bemutatott eredmények nem egyértelmûek. Mind az életstílus, mind a társadalmi státus- és osztályhelyzet mérésére vonatkozóan finomítanunk kell jelenlegi adatainkat. Az életstílus társadalmi meghatározottságára, illetve a státusmegszerzésre vonatkozó további vizsgálatoknak más, újabb adatbázisokat is figyelembe kell majd venniük, illetve más országok példáit is fel kell használniuk annak érdekében, hogy ezek a kutatások hozzájárulnak majd az átalakuló kelet-európai társadalmak rétegzõdési rendszerének jobb megértéséhez.


Hivatkozások

Andorka Rudolf 1982. A társadalmi mobilitás változásai Magyarországon. Budapest: Gondolat
Andorka Rudolf-Albert Simkus 1983. Az iskolai végzettség és a szülõi család társa- dalmi helyzete. Statisztikai Szemle, 6.
Beck, Ulrich 1986. Risikogesellschaft. Auf dem Weg in eine andere Moderne. Frankfurt am Main: Suhrkamp Verlag
Bolte, Karl Martin-Stefan Hradil 1984. Soziale Ungleichheit in der Bundesrepublik Deutschland. Opladen: Leske+Budrich
Bourdieu, Pierre 1984. Distinction. A Social Critique of the Judgment of Taste. London: Routledge and Kegan Paul
Bõhm Antal-Pál László 1985. Társadalmunk ingázói - az ingázók társadalma. Bu- dapest: Kossuth
Böröcz József-Caleb Southworth 1996. Decomposing the Intellectuals Class Power: Conversion of Cultural Capital to Income, Hungary, 1986. Social Forces, 74, 797-821.
Bukodi Erzsébet 1999. Osztály vagy réteg? Történeti változások, emberi tõke, karrierminták a foglalkozási osztály és réteghelyzet vizsgálatában. Szociológiai Szemle, 2, 28-57.
Collins, Randall 1979. The Credential Society. New York: Academic Press
De Graaf, Nan Dirk 1991. Distinctions by Consumption in Czechoslovakia, Hungary and the Netherlands. European Sociological Review, 3, 267-290.
De Graaf, Paul M. 1989. Cultural reproduction and educational stratification. In: B. F. M. Bakker-J. Dronkers-G. W. Meijnen (eds.) Educational Opportunities in the Welfare State. Nijmegen: ITS. 39-57.
DiMaggio, Paul 1982. Cultural Capital and School Success: The Impact of Status Cultural Participation on the Grades of U.S. High School Students. American Sociological Review, 47, 189-201.
- 1994. Life-style and Social Cognition. In: David B. Grusky (ed.) Social Stratification: Class, Race and Gender in Sociological Perspective. Boulder: Westview, 458-465.
DiMaggio, Paul-Michael Usteem 1978. Social Class and Arts Consumption: The Origins and Consequences of Class Differences in Exposure to Arts in America. Theory and Society, 5, 41-161.
- - 1980. The Arts in Education and Cultural Participation. The Social Role of Aesthetic Education and the Arts. Journal of Aesthetic Education, 14, 55-72.
Erikson, Robert-John Goldthorpe 1992. The Constant Flux. Oxford: Clarendon Press Fábián Zoltán-Kolosi Tamás-Róbert Péter 2000. Fogyasztási csoportok. TÁRKI Társadalompolitikai Tanulmányok 20. Budapest: TÁRKI
Ganzeboom, Harry B. G.-Paul M. De Graaf-Péter Róbert 1990. Reproduction Theory on Socialist Ground: Intergenerational Transmission of Inequalities in Hungary. In: A. L. Kalleberg (ed.) Research in Social Stratification and Social Mobility 9. Greenwich: JAI Press
Ganzeboom, Harry B. G.-Donald J. Treiman 1996. Internationally Comparable Measures of Occupational Status for the 1988 International Standard Classification of Occupations. Social Science Research, 25, 201-239.
Hradil, Stefan 1983. Die ungelichheit der "Sozialen Lage". In: Reinhard Kreckel (ed.) Soziale Ungelichheiten. Soziale Welt. Sonderband 2. Göttingen: Otto Schwarz und Co. Verlag, 101-118
- 1987. Sozialstrukturanalyse in einer fortgeschrittenen Gesellschaft. Von Klassen und Schichten zu Lagen und Milieus. Opladen: Leske+Budrich
- 1992. Alte Begriffe und neue Strukturen. Die Milieu-, Subkultur- und Lebensstilforschung der 80-er Jahre. In: Stefan Hradil (ed.) Zwischen Bewusstsein und Sein. Opladen: Leske+Budrich
Kolosi Tamás 1982. Struktúra, rétegzõdés, metodológia. In: Elméletek és hipotézisek. Rétegzõdés-modell vizsgálat I. Budapest: Társadalomtudományi Intézet
- 1987a. Latent Dimensions of Status Inheritance. Elõadás az ISA RC28 Social Stratification konferenciáján (Berkeley)
- 1987b. Tagolt társadalom. Budapest: Gondolat
Kolosi Tamás 1990. The Reproduction of Life Style. Comparison of Czechoslovakian, Hungarian and Dutch Data. Elõadás az ISA RC28 "Social Stratification and Differentiation of Life Styles" szekciójában a XII. Szociológiai Világkongresszuson (Madrid)
Kolosi Tamás-Sági Matild 1997. Az új tõkésosztály önképe, társadalmi megítélése. In: Hankiss Elemér-Matkó István (szerk.) A tulajdon kötelez. Budapest: Figyelõ
Kovách Imre-Róbert Péter-Utasi Ágnes (szerk.) 1995. A középosztályok nyomában. Budapest: MTA PTI
Kovách Imre-Csite András 1999. A posztszocializmus vége. A magyarországi nagyvállalatok tulajdonosi szerkezet és hatékonysága 1997-ben. Közgazdasági Szemle, 2.
Kraaykamp, Gerbert-Paul Nieuwbeerta 1998. Cultural and Material Life Style Differentiation in Eastern Europe. A Study on the Intergenerational Transmission of Inequalities in Five Former Socialist Societies. In: P. Nieuwbeerta-H. B. G. Ganzeboom (eds.) Transformation Processes in Eastern Europe. Part II. Social Stratification. The Hague: ESR/NWO 121-153.
Lengyel György-Róbert Péter 2000 A középosztály Közép- és Kelet-Európában: Elméleti és történelmi megfontolások (Megjelenés alatt.)
Lenski, Gerhard 1954. Status Crystallization: A Non-vertical Dimension of Social Status. American Sociological Review, 19, 405-413.
Machonin, Pavel 1970. Social Stratification in Contemporary Czechoslovakia. American Journal of Sociology, 75, 725-741.
Mateju, Petr 1990. Family Effect on Educational Attainment in Czechoslovakia, the Netherlands and Hungary. In: Jules L. Peschar (ed.) Social Reproduction in Eastern and Western Europe. Nijmegen: Institute for Applied Social Sciences, 187- 210.
Örkény Antal 1989. A társadalmi mobilitás történelmi perspektívái. Valóság, 4.
Róbert Péter 1986. Származás és mobilitás. Rétegezõdés-modell vizsgálat VII. Budapest: Társadalomtudományi Intézet
- 1991a. The Role of Cultural and Material Resources in the Status Attainment Process: The Case of Hungary. In: Tóth A.-Gábor L. (szerk). Beyond The Great Transformation. Budapest: Research Review on the Hungarian Social Sciences Granted by the Government. 145-171.
- 1991b. Egyenlõtlen esélyek az iskolai képzésben. Szociológiai Szemle, 1.
- 1996. Vállalkozók és vállalkozások. In: Andorka R.-Kolosi T.-Vukovich Gy. (szerk.): Társadalmi riport 1996. Budapest: TÁRKI
- 1997a. Social Determination of Living Conditions in Post-Communist Societies. Czech Sociological Review, 2, 197-216.
- 1997b. Foglalkozási osztályszerkezet: elméleti és módszertani problémák. Szociológiai Szemle, 2, 5-48.
- 1998. Transformation Processes in Eastern Europe: Social Stratification. In: P. Nieuwbeerta-H. B. G. Ganzeboom (eds.) Transformation Processes in Eastern Europe. Part II. Social Stratification. The Hague: ESR/NWO. 211-226.
Róna-Tas Ákos-Lengyel György (szerk.) 1997. Entrepreneurship in Eastern Europe I- II. International Journal of Sociology, 3-4.
Rutkowski, Jan 1999. Kereseti mobilitás a kilencvenes évek Magyarországán. (Adatok a Magyar Háztartás Panelbõl.) TÁRKI Társadalompolitikai Tanulmányok 15. Budapest: TÁRKI
Sobel, Michael E. 1981. Lifestyle and Social Structure: Concepts, Definitions, and Analyses. New York: Academic Press
- 1983. Lifestyle Differentiation and Stratification in Contemporary U.S. Society. In: Donald J. Treiman-Robert V. Robinson (eds.) Research in Social Stratification and Social Mobility 2. Greenwich: JAI Press, 115-144.
Szelényi Iván-Gil Eyal-Eleanor Townsley 1996. Posztkommunista menedzserizmus: a gazdasági intézményrendszer és a társadalmi szerkezet változásai. Politikatudo- mányi Szemle, 2-3.
Treiman, Donald J. 1977. Occupational Prestige in Comparative Perspective. New York: Academic Press
Utasi Ágnes 1984. Életstílus-csoportok, fogyasztási preferenciák. Rétegzõdés- modell vizsgálat V. Budapest: Társadalomtudományi Intézet
Veblen, Thorstein 1931. The Theory of the Leisure Class. New York: The Viking Press
Wallace, Claire-Christopher Haerpfer 1998. Some characteristics of the new middle class in Central and Eastern Europe: A 10 Nation Study. In: Nikolai Tilkidjev (ed.) The Middle Class as a Precondition of a Sustainable Society. Sofia: AMCD. 158-168.
Weber, Max 1966. Class, status and party. In: Bendix, R.-S. M. Lipset (eds.) Class, Status and Power. New York: The Free Press
Wesolowski, Wlodzimierz-Kazimierz Slomczynski 1978. Reduction of Inequalities and Status Inconsistency. In: Social Structure. Polish Sociology 1977. Warsaw


1. táblázat
A kulturális és az anyagi életstílus meghatározottságára vonatkozó hipotézisek összefoglalása
 

Kulturális életstílus

Anyagi életstílus

Magyarázó változók

Hatás

Változás

Hatás

Változás

Nem

nõk

stabil

-

-

Életkor

fiatalabb

növekvõ

fiatalabb

növekvõ

Régió

városiasabb

stabil

városiasabb

stabil

Iskolázottság

erõsebb +

növekvõ

erõsebb

növekvõ

Foglalkozási presztízs

erõsebb

növekvõ

erõsebb

növekvõ

Jövedelem

erõsebb

növekvõ

erõsebb +

növekvõ

Szolgáltató osztályba tartozás

erõsebb +

növekvõ

erõsebb

növekvõ

Vállalkozó osztályba tartozás

erõsebb

növekvõ

erõsebb +

növekvõ

Megjegyzés: az "erõsebb" pozitív hatást jelent, a "erõsebb +" pedig azt, hogy ez a hatás különösen erõs lesz.

2. táblázat
Korrelációs kapcsolatok a kulturális életstílus és a társadalmi-gazdasági változók között, 1982-1998
 

1982

1986

1992

1998

Nem (Férfi=1)

- .011

-.062***

-.080***

-.041*

Kor (Évek)

-.237***

-.184***

-.168***

-.158***

Lakóhely (Lélekszám)

.336***

.354***

.353***

.291***

Iskola (Évek)

.516***

.540***

.582***

.580***

Foglalkozás (Presztízs)

.429***

.456***

.511***

.455***

Jövedelmi decilis

.325***

.354***

.422***

.311***

Szolgáltató osztály (=1)+

.393***

.387***

.450***

.442***

Vállalkozói osztály (=1)++

.002

.012

.036*

.077***

Egyenlõen súlyozott N

3000

3000

3000

3000



3. táblázat
Korrelációs kapcsolatok az anyagi életstílus és a társadalmi-gazdasági változók között, 1982-1998
 

1982

1986

1992

1998

Nem (Férfi=1)

.039*

-.024

-.008

.009

Kor (Évek)

-.178***

-.188***

-.245***

-.219***

Lakóhely (Lélekszám)

.263***

.274***

.282***

.213***

Iskola (Évek)

.381***

.457***

.511***

.451***

Foglalkozás (Presztízs)

.319***

.374***

.403***

.340***

Jövedelmi decilis

.328***

.296***

.360***

.322***

Szolgáltató osztály (=1)+

.262***

.285***

.285***

.263***

Vállalkozói osztály (=1)++

.053**

.099***

.082***

.124***

Egyenlõen súlyozott N

3000

3000

3000

3000

Szignifikancia: *** = .001; ** = .01; * = .05
+ Szolgáltató osztály = EGP osztályozás I. és II. kategóriák (vezetõ + értelmiség)
++ Vállalkozói osztály = EGP osztályozás IVa. és IVb. (önfoglalkoztatók és kisvállalkozók)
Jegyzet: kulturális életstílus = z-score skála 4 változó alapján: színházba járás, múzeum, koncert és a könyvek átlag feletti száma; anyagi életstílus = z-score skála 4 változó alapján: színes tv, hûtõszekrény, automata mosógép és személygépkocsi.

4. táblázat
A kulturális életstílus társadalmi meghatározottsága, 1982-1998
 (Standardizálatlan OLS regressziós becslések évenként)

Magyarázó változók

1982

1986

1992

1998

Nem (Férfi=1)

-.382***

-.341***

-.573***

-.419***

Kor (Évek)

-.006*

.002

-.002

-.009***

Lakóhely (Lélekszám)

.210***

.235***

.196***

.129***

Iskola (Évek)

.286***

.258***

.316***

.405***

Foglalkozás (Presztízs)

.015**

.022***

.019***

.014**

Jövedelmi decilis

.136***

.176***

.180***

.106***

Szolgáltató osztály (=1)+

.964***

.487***

.882***

.894***

Vállalkozói osztály (=1)++

-.148

.225

.480*

.747***

Konstans

-4.439***

-5.628***

-5.793***

-5.302***

Kiigazított R2

.355

.383

.440

.385

Egyenlõen súlyozott N

3000

3000

3000

3000



5. táblázat
Az anyagi életstílus társadalmi meghatározottsága, 1982-1998
 (Standardizálatlan OLS regressziós becslések évenként)

Magyarázó változók

1982

1986

1992

1998

Nem (Férfi=1)

---

---

---

---

Kor (Évek)

-.005

-.004

-.018***

-.026***

Lakóhely (Lélekszám)

.137***

.160***

.155***

.073***

Iskola (Évek)

.163***

.198***

.241***

.246***

Foglalkozás (Presztízs)

.015**

.022***

.023***

.021***

Jövedelmi decilis

.174***

.132***

.145***

.204***

Szolgáltató osztály (=1)+

.252

.077

-.190

-.221

Vállalkozói osztály (=1)++

1.396**

1.597***

.889***

1.116***

Konstans

-3.357***

-4.252***

-4.110***

-3.457***

Kiigazított R2

.220

.267

.319

.272

Egyenlõen súlyozott N

3000

3000

3000

3000



6. táblázat
A kulturális és az anyagi életstílus közti korrelációs kapcsolat változása, 1982-1998
 

1982

1986

1992

1998

Korrelációs együtthatók

.361***

.396***

.438***

.367***

Egyenlõen súlyozott N

3000

3000

3000

3000

Szignifikancia: *** = .001; ** = .01; * = .05
+ Szolgáltató osztály = EGP osztályozás I. és II. kategóriák (vezetõ + értelmiség)
++ Vállalkozói osztály = EGP osztályozás IVa. és IVb. (önfoglalkoztatók és kisvállalkozók)
Jegyzet: kulturális életstílus = z-score skála 4 változó alapján: színházbajárás, múzeum, koncert és a könyvek átlag feletti száma; anyagi életstílus = z-score skála 4 változó alapján: színes tv, hûtõszekrény, automata mosógép és személygépkocsi.

7. táblázat
Változások a kulturális és az anyagi életstílus társadalmi meghatározottságában, 1982-1998
(Standardizálatlan OLS regressziós becslések az összevont adatbázison, N=12000)

Magyarázó változók

Kulturális életstílus

Anyagi életstílus

 

Közvetlen hatások

Interakciók az évvel

Közvetlen hatások

Interakciók az évvel

Év: 1986

-.648***

-1.190**

-.469***

-.895*

Év: 1992

-.669***

-1.354***

-.450***

-.753*

Év: 1998

-.468***

-.877*

-.329***

-.100

Nem (Férfi=1)

-.416***

-.382***

---

---

Kor (Évek)

-.005**

-.006*

-.013***

-.005

Lakóhely (Lélekszám)

.194***

.210***

.133***

.137***

Iskola (Évek)

.303***

.286***

.204***

.163***

Foglalkozás (Presztízs)

.018***

.015**

.021***

.015**

Jövedelmi decilis

.146***

.136***

.157***

.174***

Szolgáltató osztály (=1)+

.835***

.964***

.015

.252

Vállalkozói osztály (=1)++

.549***

-.148

1.267***

1.396**

Nem * 1986

 

.040

 

---

Nem * 1992

 

-.192

 

---

Nem * 1998

 

-.036

 

---

Kor * 1986

 

.008

 

.001

Kor * 1992

 

.003

 

-.012**

Kor * 1998

 

-.003

 

-.021***

Lakóhely * 1986

 

.025

  

.023

Lakóhely * 1992

 

-.014

 

.019

Lakóhely * 1998

 

-.081**

 

-.064*

Iskola * 1986

 

-.028

  

.035

Iskola * 1992

 

.030

 

.078**

Iskola * 1998

 

.119***

 

.083**

Foglalkozás * 1986

 

.007

  

.007

Foglakozás * 1992

 

.004

 

.008

Foglalkozás * 1998

 

-.001

 

.006

Jövedelem * 1986

 

.039

  

-.042

Jövedelem * 1992

 

.044

 

-.029

Jövedelem * 1998

 

-.030

 

.030

Szolgáltató osztály * 1986

 

-.477*

 

-.175

Szolgáltató osztály * 1992

 

-.082

 

-.442

Szolgáltató osztály * 1998

  

-.070

 

-.473*

Vállalkozói osztály * 1986

 

.374

 

.202

Vállalkozói osztály * 1992

 

.629

 

-.506

Vállalkozói osztály * 1998

 

.895

 

-.279

Konstans

-4.701***

-4.439***

-3.439***

-3.357***

Kiigazított R2

.388

.393

.264

.271

Szignifikancia: *** = .001; ** = .01; * = .05
+ Szolgáltató osztály = EGP osztályozás I. és II. kategóriák (vezetõ + értelmiség)
++ Vállalkozói osztály = EGP osztályozás IVa. és IVb. (önfoglalkoztatók és kisvállalkozók)
Jegyzet: kulturális életstílus = z-score skála 4 változó alapján: színházba járás, múzeum, koncert és a könyvek átlag feletti száma; anyagi életstílus = z-score skála 4 változó alapján: színes tv, hûtõszekrény, automata mosógép és személygépkocsi.

8. táblázat
Az anyagi életstílus társadalmi meghatározottsága, 1992-1998
(Korrelációs együtthatók és standardizálatlan OLS regressziós becslések, évenként)

Magyarázó változók

Korrelációk

Regressziós becslések
 

1992

1998

1992

1998

Nem (Férfi=1)

.020

.026

---

---

Kor (Évek)

-.208***

-.301***

-.019***

-.050***

Lakóhely (Lélekszám)

.169***

.144***

.063*

.002

Iskola (Évek)

.306***

.328***

.188***

.259***

Foglalkozás (Presztízs)

.382***

.440***

.021***

.024***

Jövedelmi decilis

.270***

.262***

.133***

.215***

Szolgáltató osztály (=1)+

.224***

.275***

-.034

.232

Vállalkozói osztály (=1)++

.038*

.113***

.350

1.308***

Konstans

---

---

-2.876***

-2.410***

Kiigazított R2

---

---

.176

.268

Egyenlõen súlyozott N

3000

3000

3000

3000



9. táblázat
Változások az anyagi életstílus társadalmi meghatározottságában, 1992-1998
(Standardizálatlan OLS regressziós becslések az összevont adatbázison, N=6000)

Magyarázó változók

Anyagi életstílus
 

Közvetlen hatások

Interakció az évvel

Év: 1998

.116

.465

Nem (Férfi=1)

---

---

Kor (Évek)

-.035***

-.019***

Lakóhely (Lélekszám)

.039*

.063*

Iskola (Évek)

.202***

.188***

Foglalkozás (Presztízs)

.022***

.021***

Jövedelmi decilis

.166***

.133***

Szolgáltató osztály (=1)+

.201

-.034

Vállalkozói osztály (=1)++

.984***

.350

Nem * 1998

 

---

Kor * 1998

 

-.030***

Lakóhely * 1998

  

-.061

Iskola * 1998

  

.072*

Foglalkozás * 1998

  

.003

Jövedelem * 1998

  

.082**

Szolgáltató osztály * 1998

  

.266

Vállalkozói osztály * 1998

  

.958*

Konstans

-2.471***

-2.876***

Kiigazított R2

.213

.227

Szignifikancia: *** = .001; ** = .01; * = .05
+ Szolgáltató osztály = EGP osztályozás I. és II. kategóriák (vezetõ + értelmiség)
++ Vállalkozói osztály = EGP osztályozás IVa. és IVb. (önfoglalkoztatók és kisvállalkozók)
Jegyzet: alternatív anyagi életstílus = z-score skála 5 változó alapján: mélyhûtõ, videó, mikrohullámú sütõ, cd-lejátszó, személyi számítógép.


FÜGGELÉK

F1. táblázat
A kulturális fogyasztás alakulása, évenként

Kulturális fogyasztás

Évek

Kontroll

 

1982

1986

1992

1998

1998b

Színházba járás (%)

23.3

33.8

42.3

16.8

23.6

Koncertre járás (%)

4.9

8.8

15.8

8.6

11.7

Múzeumba járás (%)

20.9

38.8

44.5

24.1

36.4

Az átlagnál több könyv (%)

33.1

28.8

30.2

21.3

-



F2. táblázat
Az anyagi fogyasztás alakulása (tartós fogyasztási cikkek), évenként

Anyagi fogyasztás

Évek

Kontroll
 

1982

1986

1992

1998

1998b

Színes televízió (%)

7.3

25.7

69.2

83.0

  

Hûtõszekrény (%)

89.4

94.1

96.7

95.9

  

Automata mosógép (%)

10.5

25.3

40.8

46.4

52.4

Autó (%)

33.2

39.6

47.5

43.7

42.6

Mélyhûtõ (%)

n.a.

n.a.

56.6

67.4

  

Videó (%)

n.a.

n.a.

32.7

44.0

  

Mikrohullámú sütõ (%)

n.a.

n.a.

11.9

35.2

36.7

CD-lejátszó (%)

n.a.

n.a.

3.4

17.3

  

Személyi számítógép (%)

n.a.

n.a.

9.6

12.2

14.5


F3. táblázat
Demográfiai, státus- és osztály-jellemzõk, évenként

Demográfia / Státus

Évek
 

1982

1986

1992

1998

Férfi %

47.3

44.8

45.3

44.4

Életkor (átlag)

45.4

44.0

46.6

47.2

Iskolázottság (átlagos osztály)

8.8

9.9

10.4

9.9

Presztízs pontszám (átlag)

35.1

36.9

37.2

37.2

Egy fõre jutó családi jövedelem (átlag)

2608

5297

9010

23912

Szolgáltató osztály %

16.3

18.7

20.3

18.4

Vállalkozói osztály %

.6

2.1

3.1

4.3
Jegyzet:
1982 = Rétegzõdés-modell vizsgálat (eredeti N = 11722)
1988 = TÁRKI - I. kutatás (eredeti N= 5999)
1992 = TÁRKI Mobilitás kutatás (eredeti N = 2998)
1998 = TÁRKI Monitor kutatás (eredeti N = 3792)
1998b = TÁRKI Omnibusz kutatás (eredeti N = 1500)


* A cikk eredetileg angol nyelven készült, s elõadás formájában elhangzott az ISA RC28 Társadalmi rétegzõdés kutatócsoport konferenciáján (Varsó, 1999. május 5-7).
1. A társadalmi származásnak, illetve más szülõi jellemzõk közvetett hatásának idõbeli változásai nagyon lényegesek lennének, de a jelen elemzéshez felhasznált adatbázisok nem mindegyikében állnak rendelkezésre az ehhez szükséges változók.
2. A megfelelõ kérdések szövegezése hozzávetõleg azonos volt, de a válaszkategóriák száma különbözött az egyes adatbázisokban. Ezért készültek dichotóm változók.
3. Csak ez a négy item volt egyaránt elérhetõ mind a négy adatbázisban.
4. Valójában a megmagyarázott szórásnak ez a növekedése 1992 és 1998 között, összehasonlítva a megmagyarázott szórás ugyanezen idõszak alatt bekövetkezett csökkenésével, amikor az anyagi életstílus mérés eredeti változatát vizsgáltuk (lásd 5. táblázat), abból következik, hogy az 1992-re vonatkozó becslés esetében térnek el jelentõsen az R2 értékék.