A magas és alacsony várakozási szinttel rendelkezõ csoportok átlagos megfigyelt keresetének alakulása 1973 és 1987 között, kontrollváltozók kiszûrése nélkül
| Szociológiai Szemle 1994/1. 31-56. |
1. Kiindulópontok
A gazdasági fejlõdés forrásait tanulmányozó kutatók a motivációk, attitûdök és a kulturális jellegzetességek szerepét illetõen szembetûnõ kettõsséggel találkozhatnak a szakirodalomban. A hatvanas évek elejének irányadó kultúraközi kutatásai - az akkor egyedül rendelkezésre álló - keresztmetszet-jellegû felvételeken alapultak. E szerzõk alapvetõ tételként posztulálták a szimbolikus környezet hatását a gazdasági fejlõdésre. Érvelésük szerint egy társadalom domináns értékei és attitûdjei döntõ módon befolyásolják a gazdasági intézmények jellegét és a népesség gazdasági magatartását. A témakörben nemcsak olyan klasszikus szerzõkre utalhatunk mint a motivációk szerepét a középpontba helyezõ McClelland (1961), vagy az aspirációk befolyását hangsúlyozó Katona (Katona et al. 1971), de az összehasonlító kutatások e vonulatához újabb munkák is társulnak. Inglehart (1990) például a materialista, illetve posztmaterialista értékeknek a gazdaságra való hatását is vizsgálta többek közt; Kohn és Slomczynski Egyesült Államokra és Kelet-Európára kiterjedõ összehasonlítása (1990) pedig az önmeghatározás képességének általánosan érvényesülõ szerepére hívta fel a figyelmet a személyes gazdasági pozíció alakulásában.
A hatvanas-hetvenes évek fordulójától már a longitudinális megközelítés is a gazdasági fejlõdés forrásait kutatók rendelkezésére áll, s ezzel lehetõvé válik a keresztmetszeti adatok szabta korlátok bizonyos áthidalása. A longitudinális adatok használata azonban mind ez idáig egy adott országra, homogén kulturális közegre szorítkozott. E kutatások - mint alább részletezzük - már ellentmondásosabb következtetésekre jutottak az attitûdök gazdasági szerepét illetõen. Az attitûdök aktív szerepének kiemelésével szemben többen az összefüggés ellenkezõ irányára: a gazdasági folyamatok és pozíciók általi meghatározottságukra helyezték a hangsúlyt. Megállapításaiknak különös nyomatékot adtak azok a módszertani megfontolások, melyek a longitudinális adatoknak a keresztmetszetivel szembeni elõnyeit hangsúlyozták, nem utolsó sorban a kauzális elemzések szempontjából.
A korai kultúraközi vizsgálatok következtetéseit - melyek tehát a motivációk, attitûdök fontosságára hívták fel a figyelmet a gazdasági fejlõdésben - némileg aláásták a longitudinális vizsgálatok egyes megállapításai; az eredmények azonban nem voltak ellentmondásmentesek. A PSID (Panel Study of Income Dynamics) vizsgálatok bizonyos adatai az attitûdök ténylegesen meglévõ gazdasági szerepét hangsúlyozták3, más elemzések mérlege inkább negatív volt.4 Azonban a PSID-tõl független longitudinális adatforrásokból származó különféle feldolgozások is egymással szemben álló következtetésekre jutottak, melyekrõl aztán élénk vita folyt. Az NLS (National Longitudinal Studies)5 kutatásra épülõ egyik elemzés, mely az attitûdök önálló szerepét mutatta ki bizonyos gazdasági pozíciókra, a PSID-adatbázist használó kutatókat az adatok és módszerek felülvizsgálatára és arra ösztönözte, hogy az adatokat összehasonlítható almintákon elemezzék újra (lásd Duncan és Morgan 1981; illetve Andrisani 1981). Azonban ezek az új szempontú elemzések sem vezettek egyértelmû eredményekre.
Az ellentétes megállapítások okozta zavart csak felerõsítette bizonyos társadalompolitikai implikációk szerencsétlen egybeesése. A szegénység témájával összefüggésben számos utalás (Hill et al. 1985; Corcoran et al. 1985) történt arra a körülményre, hogy az attitûdök aktív gazdasági szerepérõl tett megállapítások egyes értelmezésekben az "áldozat felelõsségre vonásához" szolgáltathat alapot. Valóban lehetséges - ha ennek mértékét nehezen is tudnánk felbecsülni -, hogy ilyen és hasonló megfontolások bizonyos esetekben rányomták bélyegüket az adatok interpretálására és a levont következtetésekre.
Mi viszont, akik alapjában különbözõ szociokulturális közegbõl, másfajta gyakorlati és kutatási tapasztalatok alapján közelítünk e problémához, némileg eltérõ szempontokat hangsúlyozunk. A bürokratikusból a piaci típusú gazdasági struktúrába való átalakítás nehéz feladatával küszködõ közép-és kelet-európai társadalmaknak még azzal a teherrel is meg kell birkózniuk, amit a széles körû szkepticizmus és a lakosság jelentõs csoportjainak bizalomhiánya jelent; olyan mentalitásokról, attitûdökrõl van szó, melyek mélyen gyökereznek e társadalmak történeti múltjának szerencsétlen tapasztalataiban.6 Úgy gondoljuk, hogy az ilyen típusú attitûdök nem változnak meg egyik napról a másikra. Kedvezõ esetekben - erre az amerikai történelem kellõ számú példát nyújt - az optimizmus és a felmerülõ problémák megoldhatóságába vetett hit sokat lendíthet a gazdasági fejlõdésen. Ugyanúgy, ahogy a széles körû bizalmatlanság és önbizalomhiány viszont komoly akadály lehet a fejlõdés útjában.7
Amikor e kérdéskört az amerikai kontextusban kezdtük tanulmányozni, az a kivételes lehetõség is nagy vonzerõt jelentett, amelyet a több mint húsz éves longitudinális PSID-adatbázis nyújt az érdeklõdõ kutatók számára; ezen belül azok a tények, hogy nagyméretû, országos mintáról van szó, továbbá a vizsgálat több évre vonatkozóan tartalmaz attitûd-kérdéseket, a családok gazdasági helyzetérõl pedig közel negyedszázadon keresztül folyamatos adatokat. A korábbi vizsgálatok ellentmondásos eredményei ellenére az olyan kommentárok is bátorítólag hatottak, amilyennel például a PSID-vizsgálatok elsõ kötetének összefoglalója zárul: "Végsõ soron nehéz elképzelni, hogy ne lennének bizonyos helyzetek, melyekben számítanak az egyéni erõfeszítések" (Five Thousand American Families, Vol.1, 1974: 339).
Az Ann Arbor-i adatbázis tekintélyes változóegyüttesének tanulmányozása nyomán az a benyomásunk alakult ki, hogy a fogalmi hangsúlyok és a mérõmûszerek bizonyos módosítása pozitív irányba vezethet a vitás kérdésekben.
1. Részben gyakorlati meggondolásokból - mint a kellõ számú indikátor megléte -,illetve maguk az attitûd típusú adatok viselkedése alapján elemzésünk a "várakozás-attitûdöket" (expectancy attitudes) választotta alapváltozóként. Elfogadtuk azt a Gurin-Gurin (1970) által posztulált - és az atkinsoni motivációs elmélet (Atkinson 1964) által vezérelt - fogalmi megkülönböztetést, amelybõl a PSID-vizsgálatok javarésze is kiindult. Tehát azt a megkülönböztetést, amely egyfelõl a "motívum" (meghatározott tárgy iránti diszpozíció), másfelõl a "várakozás" (egy adott cél elérésének esélyére vonatkozó becslés) fogalmi kettõsére épül. Részben tartalmi okokból (alapkérdéseinkkel való közvetlenebb összefüggése alapján), részben módszertani megfontolásokból (kidolgozottabb és idõben kiterjedtebb PSID-beli változóegyüttese alapján) e kettõsbõl az utóbbit, a várakozások tényezõjét helyeztük vizsgálatunk középpontjába, a rendelkezésre álló indikátorkészlet minél teljesebb kihasználásával. E koncepcionális hangsúly ugyanakkor annak az elméleti kiindulásunknak is megfelelt, mely - azokkal a megközelítésekkel ellentétben, melyek mint a szituatív változásoknak közvetlenül kitett, némiképp efemer jelenséget kezelik (lásd ezzel kapcsolatban Hill et al. 1985: 4) - a várakozások fogalmát nagyobb fokú ellenállóképességgel kapcsolja össze a rövid távú változásokkal szemben (az eredeti Gurin-Gurin tanulmány kiegyensúlyozottabb felfogásával összhangban).
2. Élve a huszonvalahány éves visszatekintés nyújtotta lehetõségekkel (a korábbi elemzések többségéhez képest), mind a független mind a függõ változók esetében hosszabb tartamú indikátoregyüttest vontunk be az elemzésbe.
3. A gazdasági pozíciókra vonatkozó függõ változóknál az elért szintre és a változások mértékére vonatkozó indikátorok viszonylag kiegyensúlyozottabb együttesének kialakítására törekedtünk (a számos PSID-vizsgálat által kiemelten kezelt változás-típusú indikátorok helyett). Az alábbiakban e pontokkal még részletesebben foglalkozunk.
Kiinduló problémáinknak, valamint a vonatkozó irodalom vitás témáinak figyelembevételével végül is a következõ kérdésekben jelöltük meg elemzésünk csomópontjait:
A) Tekintve, hogy a PSID-n alapuló legtöbb elemzés nem tudott erõs kapcsolatot kimutatni a beállítódások és a személyes gazdasági eredmények közt (különösen amikor a beállítódások független és a gazdasági teljesítmények függõ változókként szerepelnek), elõször is a következõkre voltunk kíváncsiak: Bizonyítható-e, hogy a várakozások szignifikáns módon befolyásolják a késõbbi jövedelmeket (mint a személyes gazdasági teljesítmények Amerikában kiemelt fontosságú mutatóját), ha más alapváltozók hatását kiszûrjük? Ha létezik ilyen hatás mind a szint-, mind a változásjellegû indikátorokra, kimutatható-e? A hatás akkor is fennmarad-e, ha a kiinduló jövedelemszint hatását kiszûrjük? Milyen mértékûek e hatások más változókhoz viszonyítva, illetve abszolút értelemben?
B) Mivel számos PSID-elemzést különféle részmintákon végeztek (különös figyelemmel az alacsony jövedelmû csoportokra), a következõ kérdés a vizsgált összefüggéseknek különbözõ társadalmi-demográfiai csoportokban való érvényesülését érinti: Milyen különbségek találhatók az attitûdök és a gazdasági pozíciók (és mobilitás) kapcsolatában a különbözõ társadalmi alcsoportok közt?
C) Mivel feltételezhetõ, hogy a kulturális befolyások, illetve a (tágabb vagy szûkebb) miliõ kulturális jellege önálló szerepet játszik a gazdasági fejlõdés tényezõi között, lényeges kérdésnek tûnik, hogy fellelhetõk-e bizonyos kontextuális hatások a várakozások érvényesülésében, akár a makroszintrõl legyen szó (mint egyes régiók vagy települések esetében), akár az olyan mikroszintû befolyásokról, mint a családi kapcsolatok.
D) Mivel számos elemzés jelezte, hogy a munkaerõpiaci viszonyok változásai döntõ hatással vannak a gazdasági eredmények alakulására, és mivel az is feltételezhetõ, hogy a lehetõségstruktúrák az esetleges attitûdhatásokat befolyásolják, logikus annak vizsgálata, léteznek-e a gazdasági ciklusokkal szinkron ingadozások a várakozások és a jövedelmek kapcsolatában. Lehet-e alapja annak a hipotézisnek, hogy a recessziós idõszakok beszûkítik az egyéni motivációk mozgásterét. Vagy éppen a gazdasági nehézségek idõszakaiban jutnak határozottabban érvényre a beállítódásokban meglévõ egyéni különbségek? A PSID longitudinális jellege lehetõvé teszi e kérdés vizsgálatát.
E) Mivel a várakozások és a gazdasági eredmények
(a jövedelmek alakulása) közti kapcsolatok különbözõ
utakon-módokon jöhetnek létre (mint a munkabefektetés
növelése, a pozicionális elõmenetel, a továbbtanulás
formái, a munkahelyváltoztatással kapcsolatos lakóhelyváltoztatások,
vagy a háztartások munkaerõpiaci részvétele),
fontos annak vizsgálata, hogy létezésük esetén
milyen csatornák közvetítik leghatásosabban a
gazdasági eredményekre való attitûdhatásokat.
(Ebben a tanulmányunkban az A, C és E kérdésekkel
foglalkozunk részletesen.)
2. Módszertani megfontolások8
A személyes gazdasági sikert illetõ általános várakozások koherens mérõeszközének kialakítása elemzésünk egyik kulcsmozzanata. Utaltunk arra a benyomásunkra, hogy a korábbi vizsgálatok nem használták ki igazán az indikátorok széleskörûségében és a megismétlések nagy számában rejlõ lehetõségeket. Noha az alkalmazott motivációs kategóriák a vizsgálatok évtizedei alatt számottevõ változáson mentek keresztül9, az ezekbõl következõ mutatók túlságosan specifikusak maradtak. Néhány kivételtõl eltekintve10, a legtöbb vizsgálatban a motivációs indexek mindössze egy-egy év megfigyeléseire épültek (talán nem függetlenül attól a ténytõl, hogy a szituatív tényezõknek nagy jelentõséget tulajdonítottak a motivációk alakulásában). Mi viszont az általános várakozásokat tartósabb jelenségekként tételeztük. Ahogy Lachman (1985) részletesen dokumentálja, a különbözõ attitûd-itemek idõbeli stabilitása alapot ad ilyen feltevésre.
Attitûd-mérõeszközünket az 1968 és 1972 közt minden évben rendelkezésre álló itemekre alapoztuk (bizonyos esetekben azonban a még egy alkalommal, 1975-ben történt megismétlés adatait is felhasználtuk). Ezek a következõ - a korábbi kutatások által megkülönböztetett mozzanatokat ölelték fel: észlelt személyes hatékonyság; a tervezés iránti beállítódás; jövõorientáció; másokban való bizalom. Mivel e dimenziók közt bizonyos átfedést tételeztünk fel, az õket alkotó (összesen hét itemre kiterjedõ) indikátoregyüttest elõször egy 1968 és 1972 közötti évenkénti exploratív faktoranalízisnek vetettük alá. A kapott faktorstruktúrák gyakorlatilag valamennyi évre vonatkozóan egybeestek. A korábbi elemzések kategoriális felépítésétõl bizonyos fokig eltérõen, két dimenzió rajzolódott ki. Az "általános várakozások" dimenziójaként tekinthetõ elsõ tengely a korábban a személyes hatékonyság, tervezés és bizalom címszavak alatt külön-külön számításba vett itemeket együttesen foglalta magába (ezen belül a bizalom tényezõje is - számunkra kissé meglepõ módon - jól illeszkedett e faktorhoz). A második dimenzió alapelemeit képezõ, a jövõorientációra és a takarékoskodásra vonatkozó itemek ugyanakkor világosan elváltak a várakozási szindrómától.
A következõ lépésben az elsõ dimenziót képezõ itemek ötéves együttesével végeztünk fõkomponens-elemzést. Az 1. táblázat az elsõ rotálatlan fõkomponenst közli, amely határozott item-közti és idõbeli koherenciát is mutat fel. (Az egyes itemek átlagos faktorsúlyai 0.57 és 0.48 között mozognak, míg az egyes évekhez tartozó itemek átlagos faktorsúlyai 0.48 és 0.55 között; úgy; hogy a késõbbi években valamivel magasabbak mint az elsõkben.)
1. táblázat
Az "általános várakozások" dimenziója
tételeinek* fõkomponens-elemzése (elsõ rotálatlan
komponens)
| FAKTOR MATRIX | FAKTOR 1 | SAJÁTÉRTÉK | KUM.GYAKORISÁGA |
| BIZTOS68 |
|
|
|
| TERVEZ68 |
|
||
| KERESZTÜLVISZ68 |
|
||
| BEFEJEZ68 |
|
||
| MEGBÍZIK68 |
|
||
| BIZTOS69 |
|
||
| TERVEZ69 |
|
||
| KERESZTÜLVISZ69 |
|
||
| BEFEJEZ69 |
|
||
| MEGBÍZIK69 |
|
||
| BIZT0570 |
|
||
| TERVEZ70 |
|
||
| KERESZTÜLVISZ70 |
|
||
| BEFEJEZ70 |
|
||
| MEGBÍZIK70 |
|
||
| BIZTOS71 |
|
||
| TERVEZ71 |
|
||
| KERESZTÜLVISZ71 |
|
||
| BEFEJEZ71 |
|
||
| MEGBÍZIK71 |
|
||
| BIZTOS72 |
|
||
| TERVEZ72 |
|
||
| KERESZTÜLVISZ72 |
|
||
| BEFEJEZ72 |
|
||
| MEGBÍZIK72 |
|
E fõkomponens révén számított faktorszkórok képezték további elemzésünkben az "általános várakozások" indexének alapját. Bár a korábbi vizsgálatokban alkalmazott, az egyedi itemek egyszerû összegzésén alapuló indexek is szóba jöhettek volna, a faktorszkórokat választottuk. Fõ függõ változóinkkal, a jövedelemadatokkal ez utóbbiak ugyanis valamivel magasabb korrelációt mutattak. Azonban amint az egyszerû összegzésen és a faktorszkóron alapuló indexek közti .99-es korreláció jelzi, a kétfajta számítás nem vezet túlságosan különbözõ eredményekre.11
Az empirikus illeszkedés ellenére kérdéses maradhat az öt item közti tartalmi koherencia. Közelebbrõl szemügyre véve azonban felfedezhetõk a közös elemek. A személyes hatékonyság olyan tényezõi, mint az életpályára vonatkozó bizonyosság, a személyes tervek megvalósításával kapcsolatos pozitív tapasztalatok, vagy az egyszer elkezdett dolgok keresztülvitelére törekvés, mind a jövõ iránti bizalmat és a problémák megoldhatóságába vetett hitet fejezi ki. A hosszabb-rövidebb idõre elõre tervezés szokása is a dolgok véghezvitelét illetõ pozitív várakozásokat tükrözi. Végül, a mások iránti bizalom iteme azt a reményt is kifejezi, hogy nem fogják gátolni, esetleg barátságtalan módon kihasználni tervei megvalósításakor. Röviden szólva, a dimenzió valamennyi tényezõje bizonyos fokú reményt vagy optimizmust fejez ki.
A társadalmi-demográfiai csoportok közti különbségek az index érvényességéhez is fontos adalékot nyújtanak. Így a magasabb iskolázottságú csoportok esetében magasabb a várakozási szint. A faji hovatartozás is lényeges eltéréseket jelez, a feketebõrûek kedvezõtlenebb várakozásaival. A háztartásfõkön belül említést érdemel a férfiak és a nõk közti különbség, az egyedülálló nõk lényegesen alacsonyabb várakozási szintjével (ez a különbség ugyanakkor lényegesen kisebb az egyes háztartások férfi és nõ tagjai között). A foglalkozási csoportok közt is jól értelmezhetõek a kiugró jellegzetességek, az értelmiségiek és menedzserek helyezkednek el a pozitív, a szakképzetlen munkások a negatív póluson. Finomabb elemzés (a legerõsebb tényezõk: mint az iskolázottság és a faji hovatartozás hatását kiszûrõ ANOVA) azonban némiképp eltérõ profilt eredményezett: így már a farmerek és a menedzserek, majd a vállalkozók, önállók az elsõk a sorban, és az értelmiségiek, magas beosztású alkalmazottak csak utánuk következnek. E minta a tulajdon és a piaci tevékenységek jelentõségét sugallja a várakozás-attitûdök kondicionálásában.
Ami az elemzésünk elsõdleges függõ változóit illeti, a korábbi vizsgálatokkal összhangban - a gazdasági siker alapvetõ indikátoraként - a háztartásfõk személyes (bér- és más munka-) jövedelmének alakulására fordítottunk kitüntetett figyelmet. Bár néhány vizsgálat a családi összjövedelmet vagy a (háztartáslétszámra alapozott) jövedelem/szükséglet rátát is figyelembe vette, a magunk részérõl az éves és hosszabb távú keresetet emeltük ki mint az egyéni erõfeszítéssel legközvetlenebb kapcsolatban álló indikátort. Bizonyos torzulások elkerülésére korrekciókat is végrehajtottunk. Így évrõl évre kihagytuk azokat a jövedelemadatokat, amelyek évi 500 óránál kevesebb munkamennyiségen alapultak. (Különbözõ vizsgálatok 500 és 1500 óra közt eltérõ limiteket állapítottak meg. Az adatok tanulmányozása azt a benyomást keltette, hogy a küszöb valójában nem annyira 500 és 1500, hanem 0 és 1500 óra közt húzódik, s ezért az alacsonyabb határértéknél maradtunk.) Másodszor - tekintettel a munkaerõpiaci részvétel jellegváltozásaira a nyugdíjaskor elõtti idõszakban 61 éven felül a további idõszak jövedelmeit nem vettük figyelembe. (E szakaszolást empirikus alapon, a mintanagyságot is figyelembe véve állapítottuk meg.)12 Végül, a PSID-vizsgálatok többségéhez hasonlóan, mi is alkalmaztuk a jövedelemadatok (természetes) logaritmikus transzformálását, hogy kiküszöböljük az erõsen ferde eloszlásból következõ torzításokat. (Elõzetes elemzésekben a szélsõséges jövedelemadatok levágásával további korrekciót is végeztünk, a logaritmikus transzformáció mellett azonban ez már nem mutatkozott lényegesnek.)13
Az attitûdök jövedelemhatásának elemzésébe
a (kiszûrni kívánt) kontrollváltozók
állandó együttesét vontuk be. Ez a gazdasági
pozíció legerõsebb társadalmi-demográfiai
meghatározóinak a PSID-vizsgálatokban rendszeresen
alkalmazott változóegyüttesét jelentette, úgy
mint az iskolai végzettség, a lakóhely (a körzet
legnagyobb városa), a nem és a faji hovatartozás.
Elemzéseink fontos mozzanataként az (1967es) induló
jövedelemszintet is bevontuk az elemzésbe.14
3. Az adatelemzés és a fõbb megállapítások
3.1. A várakozás-attitûdök általános
hatásai a keresetek alakulására
A várakozás-attitûdök általános jövedelmi hatásainak felmérésekor a legelsõ stratégiai döntések egyike a szint, illetve változásjellegû jövedelem-indikátorok közti választás az elért gazdasági eredmény függõ változójának meghatározásakor.15 Bár a PSID-elemzésekben szokásos ökonometriai modellek többnyire a változásos verziót részesítik elõnyben, az alapul szolgáló emberi tõke megközelítés keretében éppoly jogosult a jövedelemszintre vonatkozó adatokkal16 dolgozni. Például az iskolai végzettség mint (egy meghatározott képzettségi szint után rendszerint konstans) erõforrás jövedelmi vonzata mérésekor egészen természetes, hogy függõ változóként szint típusú indikátort alkalmazzunk. Ha az általános várakozásokhoz is bizonyos hosszabb távú stabilitást kapcsolunk, ezek az attitûdök is mint a késõbbi gazdasági eredményeket pozitívan (vagy negatívan) befolyásoló erõforrások foghatók fel. Végül is - a változás alapú verziók bizonyos fajtáinak jogosultságát is elismerve - úgy döntöttünk, hogy elemzéseinkbe mind a két (szint és változás) típusú indikátort bevonjuk.
Hasonló probléma forrása az induló jövedelemszint bevonása a kontrollváltozók együttesébe. Ha az általános várakozásokat csupán efemer jelenségként fogjuk fel, mely az életkörülmények hullámzásait (mint a kereseteknek az életesélyeket behatároló változásait) passzív módon tükrözi, úgy az induló jövedelemszintet mint az általános várakozások szintjét alapvetõen meghatározó tényezõt feltétlenül be kell vonnunk az elemzésbe. Azonban ha ezeket a beállítódásokat tartós képzõdményeknek tekintjük (s mint említettük, a várakozási indexünk idõbeli stabilitására vonatkozó adatok nem mondtak ellent e feltevésnek), az idõbeli összefüggések iránya nem lesz ennyire egyértelmûen adott (mivel éppúgy feltételezhetjük, hogy az induló jövedelemszintet a várakozások megelõzõ állapota befolyásolta szignifikáns módon). E kiindulásból a kezdeti jövedelemszint bevonása már nem lesz kötelezõ. Hogy megállapításainkat biztosabb alapokra helyezzük, e tekintetben is a két verzió együttes alkalmazása mellett döntöttünk.
Végül azt is el kellett határoznunk, milyen idõtávokat válasszunk, amikor a kereseteket mint alapvetõ függõ változóinkat meghatározzuk. Mivel várakozási indexünk 1968 és 1972 közötti adatokat foglal magába, az ezután következõ 1973 és 1987 közti idõszak jön számításba. Az elsõ kérdés az volt, hogy évenkénti adatokkal vagy hosszabb periódusok összesített adataival dolgozzunk-e. Az utóbbi megoldás elõnyei közé tartozik, hogy mérsékli a jövedelemadatokban meglévõ véletlen ingadozásokat, és emeli az eredmények általánosíthatósági szintjét. Az éves adatok viszont alkalmasabbak lehetnek a rövid és hosszú távú hatások megkülönböztetésére, és az esetleges ciklikus hatások kimutatására. E megfontolások alapján ebben a vonatkozásban is különbözõ típusú változókkal dolgoztunk elemzésünkben. Elõször az 1973 és 1987 közti évenkénti adatok eredményeit fogjuk tárgyalni. Regresszióelemzéseink olyan (62 év alatti) személyekre terjednek ki, akik az egyes években több mint 500 órát dolgoztak (az idõ elõrehaladtával csökkenõ esetszámok a mintabeli személyek emelkedõ életkorával függnek össze).
A 2. táblázat az elemzéseknek arról az elsõ etapjáról ad számot, melyben az általános várakozások jövedelmi hatásait anélkül vizsgáltuk, hogy az induló jövedelemszintet bevontuk volna a kontrollváltozók közé (az utóbbiak között viszont szerepelt az iskolázottság, életkor, nem, faji hovatartozás, régió és a település nagysága). Az attitûdhatásokat jelzõ adatok mellett kiegészítõ információként a modellek összmagyarázatát, továbbá a várakozás-indexnek az évenkénti jövedelemadatokkal való alapkorrelációját is megadjuk.
2. táblázat
A várakozás-attitûdök hatása a háztartásfõk
éves keresetére 1973 és 1987 között, az
induló jövedelemszintet nem kiszûrve (kontrollváltozók:
iskolázottság, kor, nem, faji hovatartozás, lakóhely,
régió)
|
|
eh. |
érték |
szint |
(adj.) |
rendû korr |
|
| In(jöv73) | 1411 | .15 | 6.2 | .0000 | .46 | .45 |
| In(jöv74) | 1368 | .17 | 6.8 | .0000 | .43 | .45 |
| In(jöv75) | 1325 | .17 | 6.6 | .0000 | .43 | .45 |
| In(jöv76) | 1296 | .15 | 5.8 | .0000 | .39 | .41 |
| In(jöv77) | 1282 | .16 | 6.2 | .0000 | .40 | .44 |
| In(jöv78) | 1238 | .14 | 5.2 | .0000 | .39 | .42 |
| In(jöv79) | 1187 | .14 | 5.1 | .0000 | .35 | .41 |
| In(jöv80) | 1150 | .17 | 5.8 | .0000 | .37 | .44 |
| In(jöv81) | 1111 | .14 | 4.8 | .0000 | .35 | .41 |
| In(jöv82) | 1060 | .15 | 4.8 | .0000 | .28 | .38 |
| In(jöv83) | 1013 | .14 | 4.3 | .0000 | .30 | .37 |
| In(jöv84) | 979 | .15 | 4.7 | .0000 | .32 | .40 |
| In(jöv85) | 933 | .10 | 2.8 | .0054 | .28 | .34 |
| In(jöv86) | 912 | .12 | 3.5 | .0005 | .27 | .35 |
| In(jöv87) | 864 | .12 | 3.4 | .0006 | .31 | .37 |
Bár a tekintélyes zérus-korrelációk (0.45 és 0.34 között) is említést érdemelnek, még fontosabb, hogy hat alapvetõ társadalmi-demográfiai változó kiszûrése után a sztenderdizált regressziós koefficiensek (.17 és .10 közt) még mindig meglehetõsen nagyok, tehát az attitûdök jövedelemhatása a teljes idõszakon keresztül jelentõsnek bizonyul.
Figyelemre méltó az összefüggések állandósága: a (mind az alapkorrelációkban, mind a béta-együtthatókban észlelhetõ) nyolcvanas évek közepi mérséklõdés ellenére a hatások még tizenöt évvel az attitûdök felvételi idõpontja után is jelentõsek maradnak. Ez az eredmény is megerõsíti azt a kiinduló feltevést, hogy a szóban forgó beállítódások viszonylag stabil tulajdonságok. Ha a külsõ változások eredményeképp a vizsgált periódusban komolyabb változásokon mentek volna keresztül, a jövedelmekre való hatásuknak meredekebb csökkenését várhatnánk a késõbbi szakaszban. (Az attitûdökre vonatkozó késõbbi adatok hiányában legalábbis ilyen következtetéssel kell beérnünk.)
Ami a várakozás-attitûdök viszonylagos szerepét illeti a jövedelmek meghatározósóban (a modell más független változóival összehasonlítva), valahol a mezõny közepén foglal helyet. Az egész idõszakon keresztül a nem és az iskolázottság hatása után következnek (melyek béta-értékei .35 és .20 között mozognak), megelõzik a faj, régió és életkor szerepét és nagyjából egy szinten mozognak a lakóhely befolyásával.17
3. táblázat
A háztartásfõk 1973 és 1987 közötti
éves jövedelmei és az általános várakozások
score-értékei közötti regressziós együtthatók
(kiszûrve az iskolázottság, a kor, a nem, a faj és
a település hatása, valamint az induló jövedelemszint)
|
|
eh. |
érték |
szint |
(adj.) |
rendû korr |
|
| In(jöv73) | 1344 | .07 | 3.1 | .0020 | .58 | .45 |
| In(jöv74) | 1301 | .09 | 4.2 | .0000 | .57 | .45 |
| In(jöv75) | 1259 | .09 | 3.7 | .0002 | .54 | .45 |
| In(jöv76) | 1228 | .09 | 3.5 | .0005 | .47 | .41 |
| In(jöv77) | 1214 | .08 | 3.5 | .0005 | .51 | .44 |
| In(jöv78) | 1167 | .09 | 3.5 | .0005 | .48 | .42 |
| In(jöv79) | 1120 | .08 | 3.0 | .0030 | .42 | .41 |
| In(jöv80) | 1084 | .11 | 3.9 | .0001 | .44 | .44 |
| In(jöv81) | 1045 | .10 | 3.2 | .0013 | .39 | .41 |
| In(jöv82) | 990 | .08 | 2.5 | .0014 | .34 | .38 |
| In(jöv83) | 950 | .09 | 2.8 | .0060 | .34 | .37 |
| In(jöv84) | 911 | .11 | 3.5 | .0001 | .37 | .40 |
| In(jöv85) | 867 | .04 | 1.1 | .2540 | .31 | .34 |
| In(jöv86) | 844 | .10 | 2.8 | .0060 | .29 | .35 |
| In(jöv87) | 797 | .09 | 2.7 | .0080 | .33 | .37 |
Amint a 3. táblázatból kitûnik, az induló jövedelem modellbe bevonása lényeges változást eredményez a magyarázatok profiljában, különösen az elsõ idõszakban, amikor az induló és az éves jövedelmek közti alapkorrelációk még meglehetõsen magasak (.60 fölött mozognak a hetvenes évek végéig). A várakozás-attitûdök önálló befolyása az elõzõ adatsorhoz képest fõleg ebben az elsõ idõszakban csökkennek, a hatásuk azonban így is szignifikáns marad a tizenöt éves periódus egészében (legalább .01-es szinten).
A hatások átstruktúrálódásával a várakozások szerepe valamelyest mérséklõdik, az életkor (ahol az induló jövedelmet kontrollálva a fiatalok magasabbra emelkedõ jövedelme tûnik ki), a lakóhely és a nem hatása mögé szorulva. Még inkább ez a helyzet az induló jövedelem és az iskolázottság - az adott vonatkozásban kiugró két változó - hatását illetõen. A várakozás-attitûdök azonban. ekkor is megelõzik a faji hovatartozás és a régió szerepét.18
Az alapvetõ változóink viszonylag stabil évenkénti hatásai (ami mind a várakozásattitûdökrõl, mind a kontrollváltozókról elmondható) alapot adnak egy hosszabb távú jövedelmi indikátor bevezetésére. Az 1973 és 1987 közti tizenötéves idõszak már szinte az életkeresethez közelítõ jövedelemaggregátumot ad. Mivel azonban a mintánknak csak kisebb része rendelkezett keresettel a teljes idõszakon keresztül, e tekintetben némi engedményt tettünk az évenkénti jövedelmekhez képest. A felölelt idõszakot két részre, az attitûdök felvételét követõ ötéves (1973-1977), majd a további tízéves (1978-1987) idõszakra bontottuk, úgy, hogy az elsõ idõszakot tekintve minimum három, a másodikban hat év munkajövedelem meglétét tekintettük szûrési kritériumnak. Így ebbe az elemzésbe az 1973 és 1987 közti idõszakban viszonylag egyenletesen eloszló, minimum kilenc évnyi munkajövedelemmel rendelkezõ háztartásfõket vontunk be. A ledolgozott évek számában meglévõ különbségek kiküszöbölésére végsõ indikátorként az éves jövedelemátlagot alkalmaztuk. (Egyszersmind az évenkénti árindexek alapján korrekciót végeztünk az inflációs hatások kiszûrésére is, melyek egyébként a zömmel a második idõszakban foglalkoztatottak átlagos jövedelmét automatikusan emelték volna.)
A következõ elemzések (lásd a 4A és 4B táblázatot) az elõzõekhez hasonlóan, az induló jövedelem kezelését illetõen két változatban készültek, s ugyancsak az eddig alkalmazott hat kontrollváltozót vonták be.
4A táblázat
A várakozás-attüûdök hatása
a háztartásfõk 15 éves (1973-1987) aggregát
keresetére 1973 és 1987 között, az induló
jövedelemszintet nem kiszûrve (kontrollváltozók:
iskolázottság, kor, nem, faji hovatartozás, lakóhely,
régió)
|
e.h. |
|
szint |
|
| Várakozás-attitûdök |
|
|
|
| Nem (férfi=1, nõ=2) |
|
|
|
| Iskolázottság |
|
|
|
| A körzet legnagyobb városának lélekszáma* |
|
|
|
| Faji hovatartozás (fekete=1, nem-fekete=2) |
|
|
|
| Régió (Dél=1, nem-Dél=2) |
|
|
|
| Életkor |
|
|
|
4B táblázat
A várakozás-attitûdök hatása a háztartásfõk
15 éves (1973-1987) aggregát keresetére 1973 és
1987 között, az induló jövedelemszintet kiszûrve
(kontrollváltozók: iskolázottság, kor, nem,
faji hovatartozás, lakóhely, régió)
|
e.h. |
|
szint |
r.korr |
|
| Várakozás-attitûdök |
|
|
|
|
| A kezdõ jövedelemszint logaritmusa(1967) |
|
|
.0000 |
|
| Iskolázottság | .21 |
|
|
|
| Nem (férfi=1, nõ=2) | -.16 |
|
|
|
| A körzet legnagyobb városának lélekszáma* |
|
|
|
|
| Életkor | -.15 | -6.2 |
|
|
| Faji hovatartozás (fekete=1, nem-fekete=2) |
|
|
|
|
| Régió (Dél=1, nem-Dél=2) |
|
|
|
|
A várakozás-attitûdök hosszú távú hatásaira vonatkozó adatok, melyek korrigálni tudják a keresetek évenkénti ingadozásait, nagymértékben egybecsengenek az elõzõ megállapításokkal. Mindkét esetben - akár kiszûrve az induló jövedelmeket, akár nem - magasabb béta-, illetve T-értékekkel találkozhatunk, mint külön-külön bármely év esetében. E hatások erõsödése jelentékenyebb, mint több kontrollváltozó (az iskolázottság, nem vagy akár az induló jövedelem) esetében.
Mielõtt a változás-típusú jövedelemadatokra térnénk, meg kell jegyezni, hogy a fenti modellek némelyike - azok, amelyek az induló jövedelmek kiszûrésén alapultak - bizonyos értelemben maguk is egyfajta diakron elemzésként tekinthetõk, mivel a korábbi és késõbbi szintek szembeállítását implikálják. Ennyiben a szóban forgó eredmények már önmagukban az attitûdöknek a változásokkal kapcsolatos relevanciája mellett szólnak. A tisztán változás-jellegû indikátorokkal kapcsolatban ugyanakkor fontos módszertani aggályok merülnek fel. Augustyniak et al. (1985: 241) a témával kapcsolatban hivatkozik Bohrnstedt (1969) tanulmányára, amely az óhatatlanul "közép felé hajló" eredményekre hívja fel a figyelmet a viszonyszámokon alapuló függõ változók alkalmazásakor a regressziós modellekben. E torzító hatás mérséklésére a jövedelemváltozás mérésekor arányjellegû függõ változók helyett különbségeken alapulókat alkalmaztunk. Elemzéseink elsõ menetében az éves jövedelemkülönbségeket alkalmaztuk.19
Egy-két kivételtõl eltekintve, az éves változásokkal kapcsolatos hatások nem bizonyultak kellõképpen szignifikánsnak. Azonban - ahogy már utaltunk erre - az évenkénti adatok különösen a változásokkal kapcsolatban óvatosan kezelendõk. Az éves keresetingadozásokat jelentõs részben idézhetik elõ olyan esetlegességek, mint a vizsgálatok témakörén kívül esõ egészségügyi problémák vagy a családi viszonyokban beálló változások. A személyes becslések pontatlanságai is inkább érinthetik a változás-, mint a szintjellegû adatokat. Az esetlegesség világosan megmutatkozik abban is, hogy a kontrollváltozók is csak az éves jövedelemváltozások minimális hányadát képesek megmagyarázni.
Tekintetbe véve, hogy a jövedelemalakulás "normál pályája" esetében fokozatos emelkedés valószínûsíthetõ, olyan elemzéseket is végeztünk, amelyek évenként csak a pozitív jövedelemváltozásokat vették figyelembe. Ez a korrekció nemcsak az összmagyarázat növekedését eredményezte (a nem, iskolázottság és életkor legnagyobb befolyásával), hanem a várakozás-attitûdöket tekintve is némileg erõsebb hatást mutattak ki az elemzések. Nem hagyhatjuk azonban figyelmen kívül, hogy ennél az elemzésnél a megkérdezettek viszonylag nagy hányada (30-40%-a) morzsolódott le.
Az évenkénti adatokkal szemben a hosszabb távú változásból való kiindulás tartalmi okokkal is indokolható. Számos olyan foglalkozás esetében, ahol összességében magas életkeresetek jellemzõek (mint az üzletembereknél, vállalkozóknál), a jövedelmek jelentõs hosszú távú növekedését gyakori hullámzások, idõnként akár meredek zuhanások kísérik. A fenti okoknál fogva, a változás-típusú adatoknál az évenkéntirõl a hosszú távú adatokra való áttérés a megbízhatóság még jelentõsebb emelkedését eredményezi, mint a szintek esetében. Ezeknél az elemzéseknél a számba vett idõszak egészét felhasználtuk, úgy, hogy az 1978 és 1987 közti jövedelmeket a megelõzõ tíz évvel vetettük egybe (a különbségük alapján). Ez a változási hatásokat illetõen meglehetõsen szigorú próba: ahogy a 2. táblázat adatai jelezték, a nyolcvanas évek felé haladva, az attitûdök szerepe fokozatosan csökkent - azaz az idõtáv kiterjedésével a változási hatások is inkább csökkenhetnek, mint nõhetnek.
Ami a hiányzó adatokat illeti, mindkét tízéves idõszakra vonatkozóan hat-hat év munkajövedelmet tekintettünk kritériumnak (s ezen belül az elsõ tíz év két felénél három-három évet). A hiányzó évekbõl eredõ torzulások ellensúlyozására a két évtized átlagos éves jövedelmeit vettük alapul. A differenciákat itt is logaritmikus formára hozva, az eseteknek csak elenyészõ hányadát kellett negatív változás miatt kihagyni. (Ezeknél az elemzéseknél is inflációs korrekciót végeztünk a két idõszakra vonatkozóan.)
5. táblázat
A várakozás-attitûdök hatása a háztartásfõk
tízéves kereseti változására az 1978-1987-es
idõszakot 1968-1977-tel összehasonlítva (kontrollváltozók:
iskolázottság, kor, nem, faji hovatartozás, lakóhely,
régió)*
|
e.h. |
|
szint |
|
| Várakozás-attitûdök |
|
|
|
| Iskolázottság |
|
|
|
| A körzet legnagyobb városának lélekszáma** |
|
|
|
| Nem (férfi=1, nõ=2) |
|
|
|
| Életkor |
|
|
|
| Faji hovatartozás (fekete=1, nem-fekete=2) |
|
|
|
| Régió (Dél=1, nem-Dél=2) |
|
|
|
Amint az 5. táblázat jelzi, a várakozás-attitûdöknek a hosszú távú jövedelemváltozásra való hatása, lényegesen nagyobb, mint az éves változások esetében. Az is igaz ugyanakkor, hogy ez az érték alacsonyabb, mint amit a 15-éves szintre gyakorolt hatás esetében tapasztalhattunk. (Ugyanez vonatkozik a kontrollváltozókra is az életkor kivételével; a fiatalabb korcsoportok késõbbi jövedelememelkedése érthetõ módon nagyobb, mint az idõsebbeké.)
Az elõzõekben azt igyekeztünk demonstrálni, hogy egyáltalán kimutathatók önálló attitûdhatások a gazdasági pozíciók alakulásában. A következõ lépésben e hatások konkrét méretét kívánjuk érzékeltetni. E célból az eddig folytonos változóként kezelt várakozás-attitûdöket - meghatározott intervallumok szerint csoportosítva - kategorikus változóvá alakítottuk át. Egyszerû, áttekinthetõ megoldásként a tercilisek alkalmazása mellett döntöttünk. A minta idõbeli homogenitásának biztosítása céljából ebbe az elemzésbe csak a teljes idõszakon keresztül munkajövedelemmel rendelkezõ személyeket vontuk be. Az 1A, 18 ábra a különbözõ attitûdcsoportok nominális jövedelemalakulásáról ad képet, úgy, hogy a kontraszt érdekében csak a két ellentétes csoportot, az alacsony és magas várakozási szinttel rendelkezõk adatait tüntetjük fel (a közbülsõ csoportot kihagyva). Az 1A ábra a naturális jövedelemadatokon alapul, míg az analitikusabb 1B ábra olyan adatokat közöl, ahol az éves kereseteket a korábbi elemzésekben alkalmazott kontrollváltozók szerint korrigáltuk. Ez utóbbi a "tiszta" attitûdhatások méretét érzékelteti.
1A ábra
A magas és alacsony várakozási szinttel rendelkezõ
csoportok átlagos megfigyelt keresetének alakulása
1973 és 1987 között, kontrollváltozók kiszûrése
nélkül
1B ábra
A magas és alacsony várakozási szinttel rendelkezõ
csoportok átlagos megfigyelt keresetének alakulása
1973 és 1987 között, kontrollváltozók: iskolai
végzettség, nem, életkor, faji hovatartozás,
lakóhely, régió*
* Itt is meg kell jegyezni, hogy a kauzális összefüggések
jellege (iránya) a kontrollváltozókat bevonó
elemzések esetében sem magától értetõdõ.
Bár az 1A ábra korrigálatlan adatai, amelyek óvatosan
kezelendõk, nem teljesen érdektelenek. Amint a görbék
közti rés mutatja, a különbözõ attitûdcsoportok
közti különbségek nemcsak abszolút értelemben
nõttek idõben elõrehaladva, hanem kisebb mértékben
viszonylagosan is. Ez a reáljövedelmekre vonatkozón
is érvényes. Míg az alacsony várakozásúak
csoportja a vizsgált idõszak 160 százalékos
árszintemelkedését alig tudta ellensúlyozni,
az ellenpóluson lévõk mintegy 10 százalékos
reáljövedelememelkedést tudtak elérni. Az 1B
ábrán a kontrollváltozók beiktatása
jelentõsen csökkenti a két csoport közti különbséget,
ami azonban így is növekvõ marad a vizsgált idõszak
során. (Mivel a háztartások alapkiadásai viszonylag
kiegyenlítettek, a fennmaradó "diszkrecionális" jövedelmekben
meglévõ különbségek a kimutatottnál
nagyobbak is lehetnek.)20
3.2. A kontextusok szerepe
Mivel feltételeztük, hogy a társadalmi környezet kulturális klímája (legyen szó átfogóbb vagy szûkebb közösségrõl) meghatározó szerepet játszik a kedvezõbb vagy kedvezõtlenebb, optimista vagy pesszimista általános várakozások kondicionálásában, és mivel úgy gondoltuk, hogy e hatások némelyike empirikusan is megközelíthetõ, a PSID-adatokat ilyen szempontból is szemügyre vettük. A makrokontextus és a mikroszintû befolyások (mint a családi befolyások) oldaláról két változótípust vettünk számításba.
Ami az elõbbit illeti, a megye (county) volt a lakóhelyi közösségrõl rendelkezésre álló legközvetlenebb adat. A kontextuális elemzések fõvonalán haladva - ahogy Boyd és Iversen (1979) részletesen kifejti - (azokban az esetekben, ahol legalább húsz válaszoló fordult elõ), valamennyi megyére vonatkozóan kiszámítottuk a várakozás-indexek aggregált változóját, történetesen a számtani átlagát mint a válaszolók lakóhelyi környezete "attitüdinális klímájának" kvantitatív reprezentációját. Röviden összefoglalva, e csoportszintû változó lényegesen gyengébb hatásúnak bizonyult, mint a fentiekben tárgyalt egyéni szintû. Ha nem tekintjük a hasonló jellegû kontextuális elemzések meglehetõsen vegyes eredményeit, elképzelhetõ, hogy az alkalmazott változó nem volt igazán releváns. A megyei szint talán túl elvont (illetve túl heterogén) aggregátum ahhoz, hogy egy adott terület atmoszféráját kifejezze.
A mikrokontextus szerepére vonatkozóan, amikor a háztartásfõk feleségére vonatkozó információkat vontuk be az elemzésbe, lényegesen pozitívabb eredményeket kaptunk. A háztartásfõk többszöri kérdezését követõen, 1976-ban a PSID külön blokkot szerepeltetett a feleségek attitûdjeirõl, mely (a bizalom itemének kivételével) az általunk alkalmazott index négy tételét is tartalmazta. A négy tétel koherens faktorstruktúrát képezett, alapot adva egy, a háztartásfõkéhez hasonló index kialakítására (ha az egyetlen rendelkezésre álló év, persze csak alacsonyabb, megbízhatósági szintet jelentett). Mivel a férjek és feleségek várakozás-attitûdjei fontos vonatkozásokban kongruensnek bizonyultak (erõs korrelációval, r=.40), s mivel a feleségek attitûdjei - mint alább részletesebben szólunk róla - a férjekéhez hasonló eredményeket produkáltak, indokoltnak tûnt, hogy ezek alapján közös indexet képezzünk e mikrokontextus "várakozási klímájának" kifejezésére. Ez elõtt azonban egy, a felvételek eltérõ idõpontjával (1968-1972, illetve 1976) kapcsolatos technikai problémát kellett áthidalnunk, legalábbis csökkentenünk. Az idõtáv közelítésére a férfiak (még egy alkalommal, utoljára) 1976-ban történt attitûdfelvételének adatait is bevontuk, némiképp korrigálva a háztartásfõk alapindexét.
A két változó közös hatásának mérésekor alkalmazott általános gyakorlatot követve, az interakciós változót (a háztartásfõ indexe/a feleség indexe) vontuk be az elemzésbe (úgy, hogy az elõjelprobléma miatt mindkét szkóregyüttest nulla fölé toltuk).
Az interakciós indexszel folytatott elemzéseink az 1978 és 1987 közti - a korábbiakban alkalmazottnál öt évvel rövidebb idõszakot - ölelték fel. A dolog természeténél fogva a minta is szûkebb lett; a 6. táblázat a házas férfi háztartásfõkre vonatkozóan hasonlítja össze az interakciós index alkalmazásával kapott eredményeket a fentiekben közöltekkel.
6. táblázat
Az interakciós (háztartásfõ/feleség)
index és az egyéni index alkalmazásával kapott
regressziós eredmények összehasonlítása
a házas férfi háztartásfõk almintáján
(kontrollváltozók: iskolázottság, nem, kor,
faji hovatartozás, lakóhely, régió)
| Az általános várakozások
interakciós indexe (mint független változó) |
Az általános várakozások
egyéni-indexe (mint független változó) |
|||||||||
|
|
|
szint |
|
rendû korr |
|
|
szint |
|
rendû korr |
|
| A kezdõ jöv. nem kiszûrve: | ||||||||||
| In(jöv77) | .16 | 5.3 | .0000 | 942 | .32 | .15 | 4.8 | .0000 | 942 | .33 |
| In(jöv78) | .19 | 6.0 | .0000 | 909 | .33 | .16 | 4.9 | .0000 | 909 | .34 |
| In(jöv79) | .18 | 5.7 | .0000 | 875 | .32 | .19 | 5.5 | .0000 | 875 | .34 |
| in(jöv80) | .17 | 5.4 | .0000 | 858 | .33 | .16 | 4.8 | .0000 | 858 | .35 |
| In(jöv81) | .14 | 4.3 | .0000 | 833 | .30 | .17 | 4.9 | .0000 | 833 | .35 |
| In(jöv82) | .16 | 4.6 | .0000 | 789 | .27 | .14 | 3.9 | .0001 | 789 | .28 |
| In(jöv83) | .16 | 4.5 | .0000 | 759 | .29 | .17 | 4.5 | .0000 | 759 | .31 |
| In(jöv84) | .13 | 3.7 | .0002 | 729 | .28 | .16 | 4.2 | .0000 | 729 | .33 |
| In(jöv85) | .13 | 3.5 | .0005 | 694 | .26 | .11 | 2.8 | .0057 | 694 | .27 |
| In(jöv86) | .11 | 3.0 | .0030 | 683 | .24 | .11 | 2.7 | .0066 | 683 | .26 |
| In(jöv87) | .14 | 3.7 | .0003 | 637 | .28 | .12 | 2.9 | .0037 | 637 | .29 |
| A kezdõ jöv. kiszûrve: | ||||||||||
| In(jöv77) | .12 | 4.3 | .0000 | 921 | .45 | .08 | 3.0 | .0033 | 921 | .45 |
| In(jöv78) | .16 | 5.7 | .0000 | 889 | .41 | .10 | 3.3 | .0008 | 889 | .39 |
| In(jöv79) | .15 | 5.0 | .0000 | 855 | .36 | .13 | 4.1 | .0000 | 855 | .36 |
| In(jöv80) | .15 | 5.0 | .0000 | 838 | .40 | .11 | 3.6 | .0004 | 838 | .39 |
| In(jöv81) | .12 | 3.7 | .0002 | 813 | .35 | .13 | 3.8 | .0002 | 813 | .35 |
| In(jöv82) | .13 | 3.8 | .0002 | 768 | .29 | .09 | 2.4 | .0153 | 768 | .29 |
| In(jöv83) | .13 | 3.8 | .0001 | 741 | .28 | .12 | 3.3 | .0009 | 741 | .28 |
| In(jöv84) | .10 | 3.0 | .0026 | 709 | .32 | .11 | 3.1 | .0020 | 709 | .32 |
| In(jöv85) | .11 | 2.9 | .0042 | 674 | .27 | .06 | 1.6 | .1117 | 674 | .26 |
| In(jöv86) | .09 | 2.5 | .0145 | 663 | .26 | .07 | 1.9 | .0647 | 663 | .26 |
| In(jöv87) | .12 | 3.1 | .0020 | 617 | .30 | .08 | 2.0 | .0468 | 617 | .30 |
| 5 éves össz.jöv kezdõ jöv. nem | ||||||||||
| kiszûrve | .19 | 6.2 | .0000 | 769 | .37 | .19 | 5.8 | .0000 | 769 | .40 |
| kezdõ jöv. kiszûrve | .16 | 5.5 | .0000 | 749 | .37 | .15 | 3.6 | .0003 | 740 | .40 |
| 10 éves jöv. változások | .15 | 4.2 | .0000 | 740 | .26 | .14 | 3.6 | .0003 | 740 | .26 |
Amint a táblázatból világosan kitûnik, az esetek többségében az interakciós indexszel kapott várakozási hatások erõsebbek, mint a csupán a háztartásfõ attitûdjeire épülõ indexéi (a huszonkét évenkénti eredménybõl az utóbbiak csak négy ízben nagyobbak, míg a hosszabb periódusok esetében egyszer sem). Különösen pregnánsak e különbségek azokban a modellekben, amelyek az induló jövedelmet is bevonják a kontrollváltozók közé (ami nem független attól a ténytõl, hogy az induló jövedelmek az egyéni indexszel jobban összefüggnek, mint az interakciós indexszel).
Tekintetbe véve, hogy a hasonló elemzésekben szinte kivételesnek számít az egyéni szintû változók szerepét meghaladó csoportszintû hatás, indokolt az esetleges artefaktumok lehetõségével is számot vetni. Elõször is, felmerül, vajon nem inkább az egyedi változók felelnek külön-külön a kapott eredményekért, mint a közös tényezõ. Ezért az interaakciós indexet a komponenseivel is összevetettük. Emlékeztetünk rá: a háztartásfõk esetében ez a komponens nem teljesen azonos az alapelemzéseknél alkalmazottal. E két index között a korreláció .99, s noha néhány esetben az 1975-ös felvételt is bevonó index regressziós együtthatói a külön elvégzett elemzések szerint valamivel magasabbak, egy-két kivételtõl eltekintve ezek sem haladják meg az interakciós indexéit. Még meglepõbb lett volna, ha a feleségek attitûdjei magyarázzák önmagukban leginkább a férjek késõbbi jövedelmeit, de az erre vonatkozó elemzések ezt a lehetõséget kizárták.21
Hogy a lehetséges módszertani ellenvetések mellé
egy tartalmit is felsorakoztassunk, az interakciós indexet inkább
az egyéni szintû attribútumokat jobban mérõ
változónak is tekinthetnénk, mint egy magasabb szintû
entitás, a "családi klíma" kifejezõinek. Ez
az érvelés részben az elõzetes szelekciós
hatásokra utalhatna (például inkább a hasonló,
mint az eltérõ gondolkodásmód elõnyben
részesítése, analóg hasonló kritériumok
kiemelt hangsúlya a párválasztás során),
részben, kissé más jelleggel, a háztartásfõk
eltérõ képességeire a házastársuk
attitûdjeinek befolyásolásában. Ha ezek a megjegyzések
plauzibilisek is lehetnek, további adatokra lenne szükség
az 1976-ig felvetteken kívül, hogy az idevonatkozó kérdéseket
(mint például a férjek és a feleségek
beállítódásainak perzisztens vagy változó
jellege) empirikus vizsgálat tárgyává tehessük.
3.3. A várakozások hatásmechanizmusai - a jövedelemnövelés módjai
Az elõzõ részek csak magával a várakozási hatások meglétével foglalkoztak, s nem firtatták, hogy valójában hogyan jutnak érvényre ezek a hatások. E kérdés külön vizsgálat témáját képezhette volna; az adott keretek közt csak néhány lépést tettünk ebbe az irányba.
A PSID meghatározott súlypontjai bizonyos témákat mint a felnõttkori továbbtanulás vagy a területi mobilitás eleve kizártak az itt szóba jövõ kérdések közül. Ami az elõzõt illeti, túl kevés olyan válaszolót találtunk, akik a vizsgált idõszakban szereztek valamilyen végzettséget, ahhoz hogy ezt az összefüggést komolyabban vizsgálhassuk. Hasonló volt a helyzet azokkal is, akik az adott évek során munkával kapcsolatos okokból költöztek egyik városból egy másikba (a nagy távolságra történõ elköltözések esetében valószínû a mintából való lemorzsolódás), bár a területi mobilitás magas USA-beli szintje miatt ez az elemzési szempont minden bizonnyal lényeges lett volna.
Ezzel szemben igen sok adat állt rendelkezésre a ledolgozott munkaórákról, illetve az elért bérszintrõl (órakeresetrõl), az állások fontos minõségi jellemzõjérõl. Az elmúlt évtizedek trendjeirõl tett megállapítások e tekintetben sem ellentmondásmentesek. Schor (1991) arról számolt be, hogy a a munkaerõpiaci aktivitás jelentõsen nõtt az USA-ban a hetvenes-nyolcvanas években, beleértve a háztartásfõk munkaóráinak növekedését is. A PSID-adatok ugyanakkor nem erõsítették meg e tendenciákat, bizonyos elemzések egyenesen ellenkezõ változásokat jeleztek a munka/szabadidõ viszonyban. Ahogyan egy a PSID-vizsgálatokat összefoglaló munka e kérdést tárgyalja (Duncan 1984: 101-102), az órakeresetek és a ledolgozott munkaórák közt megfigyelhetõ negatív összefüggések inkább a "jövedelemhatás" (a jövedelem növekedésével a szabadidõ fokozódó elõnyben részesítése), mint a "helyettesítési hatás" (a növekvõ bérekkel fokozódó munkavégzési igény) érvényesülésérõl tanúskodnak.
Noha a fentebbi megjegyzés a kérdéskör összefüggéseinek bonyolultságáról e témára hatványozottan érvényes, itt is kísérletet tettünk megközelítésmódunk alkalmazására. Mind a munkaórákra, mind az (éves munkajövedelmek és az éves munkaórák hányadosa alapján számított) órakeresetekre vonatkozóan elemzéseket végeztünk. Ezek eredményei közelebb visznek annak megválaszolásához, hogy a magasabb várakozási szintû személyek által elért magasabb jövedelmeket a jobban fizetõ állások vagy a nagyobb munkabefektetés alapozta meg. Elsõ látásra e két út között nem mutatkozik valóságos ellentmondás. Az 1973 és 1987 közti idõszakra elvégezve a korábbiakhoz hasonló (a kontrollváltozók közel azonos körét bevonó) regresszióelemzéseket, mind a munkaórákra, mind az órakeresetekre vonatkozóan a várakozás-attitûdök pozitív hatásait mutattuk ki (az utóbbit illetõ egy kivétellel minden esetben szignifikáns béta-együtthatókkal). A kétfajta hatás abszolút nagyságukat tekintve közel áll egymáshoz, a viszonylagos szerepet tekintve azonban inkább a munkabefektetéseken érzõdik a várakozások nyoma. Az utóbbi függõ változó esetében az attitûdök befolyását a hetvenes években csak a nem elõzte meg (a férfiak nagyobb számú munkaóráival), s a nyolcvanas években ezen kívül még az életkor (a fiatalok pluszával). Az órakereseteket illetõen a várakozási befolyások az iskolázottság, a lakóhely és bizonyos években a faji hovatartozás és a régió után következnek. Az adatok azonban egészében azt sugallják, hogy a magasabb aspirációs szint a jövedelemnövelés mindkét irányában ösztönzõ hatást fejt ki.
A munkaórák és az órabérek közti közvetlen összefüggések viszont némileg más fénybe helyezik ezeket az összefüggéseket. Míg a teljes népességre vonatkozóan csak gyenge korrelációkat találtunk (melyek egy évben sem haladták meg a .05 szintet), a várakozási szkóroknak a (3.1. részben leírt) harmadolása másfajta eredménnyel járt.22 Ahogy a 7. táblázaton látható, a munkaóra/órakereset korreláció a magas várakozási szinttel rendelkezõk esetében végig negatív (éspedig két eset kivételével igen erõsen szignifikáns módon), míg alacsony várakozási szint mellett jószerint semmilyen szabályszerûség nem mutatkozik.23
7. táblázat
A munkaórák és az órakeresetek közti
korrelációs együtthatók 1973 és 1987 között
a magas és az alacsony várakozási szintû csoportokban
| Magas várakozás | Alacsony várakozás | |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
Az eredmények zavarba ejtõek, ha a negatív korrelációkat a mérsékelt anyagi aspirációk jeleként értelmezzük (amikor tehát a magasabb órabevétel alacsony munkabefektetési preferenciával jár együtt). Az elõzõ eredményeket is figyelembe véve (melyek azt mutatták, hogy a magasabb várakozási szint általában véve a munkaórák kiterjesztése irányában hat), azonban ellenkezõ értelmezés felé hajlunk. Eszerint elsõsorban a magas várakozási szintû, de alacsony bérû foglalkoztatottak azok, akik jövedelmi hátrányukat a munkabefektetésük növelésével kívánják ellensúlyozni. Az alacsonyabb várakozási szint mellett a jövedelemhiánynak viszont láthatóan kevésbé van ilyen ösztönzõ hatása (emlékeztetünk az indexnek azokra a konkrét komponenseire, melyek azt fejezik ki, hogy a szóban forgó személyek kevésbé érzik képesnek magukat erõfeszítéseik eredményeinek uralására).
A PSID-adatok bizonyos információkat tartalmaznak arra vonatkozóan, hogy a többlet-munkabefektetés elsõsorban a fõállás keretében (beleértve a túlórákat) vagy különmunkák formájában realizálódik. Elemzéseink szerint a magas várakozási szintû csoporthoz tartozók munkapiaci aktivitásukat a vizsgált idõszakban inkább fõ munkájukhoz kapcsolódva, mint azon kívül fokozták.24 Egészében véve a fenti adatok azt jelzik, hogy a magas aspirációval rendelkezõ háztartásfõk céljaikat elsõsorban jól fizetõ, s ha ez nem ment, megfelelõ többletmunka-lehetõséget biztosító állások révén kívánták realizálni. Ezt a következtetést látszik erõsíteni az a vizsgálati megállapítás is, hogy egy külön kérdésre vonatkozóan, mely a többletmunka-végzési lehetõségekrõl, illetve igényekrõl érdeklõdött, a magas várakozási szintû csoportban kevesebben fejeztek ki ilyenfajta hiányérzetet.25
Végül röviden kitérünk még a háztartások munkaerõpiaci részvételének arra a bõvülésére, melyet a feleségek keresõ aktivitása hozott magával. A hetvenes, nyolcvanas években számos amerikai családban ez volt az inflációval szembeni küzdelem vezetõ stratégiája. Errõl a trendrõl a PSID-adatok is számot adtak, és bizonyos elemzéseket végezhettünk arra vonatkozóan, vajon a várakozás-attitûdök relevanciája e téren is kimutatható-e.
A 3.2. részben foglalkoztunk a háztartásfõk
feleségeinek attitûdjeivel és a családi miliõnek
a férjek jövedelmére gyakorolt hatásával.
A PSID azonban maguknak a feleségeknek a keresõ aktivitására
és jövedelmére is tartalmaz adatokat. Míg a feleségek
munkaerõpiaci részvételének tartamára
(a legalább 500 órával ledolgozott évek számára)
vonatkozóan nem tudtunk várakozási hatást kimutatni,
és - ha a várt elõjellel is - az éves keresetekkel
is csak gyenge összefüggéseket tapasztaltunk, a feleségek
hosszú távú (1978-87) jövedelmeit már
szignifikáns módon befolyásolták a szóban
forgó attitûdjeik.25 Korábbi eredményeinkhez
hasonlóan azonban ez esetben is befolyásosabbnak bizonyult
a "csoportszintû" (a családi motivációs klímát
kifejezõ) interakciós index, mint az egyéni szintû
változó. Egészében az adatok arra utalnak,
hogy a feleségek fokozott munkaerõpiaci részvétele
lényeges kiegészítõ stratégia volt a
hetvenes, nyolcvanas években a magas igényszintû családokban.
Jegyzetek
1. Tanulmányunk annak az anyagnak a rövidített változata, amely az Institute for Research on Poverty Discussion Papers sorozatában Attitudes That Make a Dilference: 6roectancies and Economic Progress címmel jelent meg 1993-ban. Madisoni (University of Wisconsin) kutatómunkánkat az 1992-93-as egyetemi évben az American Council of Learned Societies alapítvány American Studies programjának ösztöndíja tette lehetõvé. A munkánkhoz nyújtott támogatásért, az IRP, a Department of Sociology és a Center for Demography and Ecology, UW-Madison munkatársainak is köszönettel tartozunk. Robert M. Hauser, James A. Sweet, Anne L. Cooper, Jay Dixon, Paul Dudenhofer, John Flesher, Laura Guy, Burt Penn és Ruth Sandor közremûködése, tanácsai különösen értékesek voltak. És munkánk nem jöhetett volna létre az Institute for Social Research, University of Michigan kiváló PSID-adatbázisa, dokumentációja nélkül sem.
2. Jelen dolgozatunk csak röviden érinti (a bevezetõ részben) a vizsgált téma hazai relevanciáját. Ha az adott keretek közt ennek részletezésére nem térhetünk is ki, vizsgálatunk egyik alapmotívuma a szóban forgó összefüggéseknek a magyar viszonyok közti érvényesülése volt.
3. Lásd Morgan 1974; Seven Year Check 1976; Duncan-Morgan 1981 a; Duncan-Liker 1983; Corcoran et al. 1985.
4. Lásd például Duncan-Hill 1975 bizonyos részeredményeit (így az ötéves jövedelemváltozásra vonatkozókat a fehér férfiak esetében).
5. A vizsgálat leírását és néhány fontosabb megállapítását illetõen lásd Andrisani 1977.
6. Kézenfekvõ ezzel kapcsolatban a Gallup rendszeres nemzetközi felvételeire utalnunk, ahol a posztszocialista országok ismételten "vezetõ" helyen szerepelnek a pesszimizmus foka tekintetében.
7. Nem gondoljuk, hogy a közép- és kelet-európai országok egyedül állnak e tekintetben. Hirschman (1973) hasonló problémákra hívta fel a figyelmet Dél-Amerikát illetõen.
8. Eredeti tanulmányunk részletesen foglalkozik a mintának azokkal a jellegzetességeivel, amelyek abból adódtak, hogy a projekt az alacsony jövedelmû családok jövedelmi viszonyainak tanulmányozásával indult, s azokkal a PSID-ban rendszeresített átsúlyozási eljárásokkal, melyek a szóban forgó csoportok szándékos túlreprezentálása után a minta "kvázi-reprezentatív" jellegét biztosították.
Az adott összefüggésben kell megemlítenünk, hogy a vizsgálat által felölelt többezer családot és több tízezer személyt az általunk alkalmazott kritériumok (nagyszámú jövedelem- és attitûd-adat megléte hosszú idõszakon keresztül) jelentõsen leszûkítették. A többnyire 1000-1500 fõ közti elemszámok az egyes elemzésekre vonatkozóan tábláinkban találhatók.
9. Felvilágosítást nyújt erre vonatkozóan a PSID elsõ kötetei módszertani függelékeinek összehasonlítása a késõbbi fázisban preferált indexkonstrukcióval (utóbbiról lásd Hill et al. 1985).
10. Példa ezekre a kivételekre a Five Thousand American Families IV.kötetének Függeléke, mely különbözõ attitûdök mérésénél az ötéves átlagokkal dolgozik.
11. Erre az erõs összefüggésre alapozva, a megbízhatósági becsléseknél összegzett szkórokat alkalmaztunk. A 25 (5*5) tétel esetében az alpha-koefficiens .89 volt. Ez meglehetõsen magas belsõ konzisztenciát jelez, akár abszolút tekintetben, akár - a kevesebb itemen vagy kevesebb éven alapuló - hasonló indexekkel összehasonlítva. (Lachman [1985] a személyes hatékonyság mutatójára átlagosan .57-es, évenként .51 és .60 közt mozgó megbízhatósági együtthatókat prezentál.)
12. Ismeretes, hogy az Egyesült Államokban idõsebb korban mennek nyugdíjba az emberek, mint Magyarországon.
13. A hosszú távú jövedelemindexek és a jövedelemváltozások indexei fontos módszertani problémákat implikálnak, melyekre az illetõ helyeken még részletesebben kitérünk.
14. Nem állítjuk, hogy a jövedelmek meghatározásában szerepet játszó valamennyi lényeges változót kimerítettük. A foglalkozási és osztályvonatkozású - tulajdoni és hierarchikus - tényezõk viszonylagos szerepérõl erõsen eltérõ nézetek fogalmazódnak meg az amerikai szociológiában; e vita tipikus érveirõl az utóbbi idõbõl lásd Halaby-Weakliem 1993 és Wright 1993. A magunk részérõl szándékosan alkalmaztuk a legtöbb PSID-vizsgálat által kultivált "emberi tõke" megközelítés alapváltozóit, az iskolai végzettség kitüntetett szerepével: Kontrollváltozókként olyan változókat vontunk be, melyek a korábbi longitudinális elemzések tanúságai szerint szignifikánsnak bizonyultak a jövedelem meghatározásában.
15. A szint- és változástípusú indikátorok közti választás bonyolult tartalmi és módszertani kérdéseirõl lásd Augustyniak 1981 és Augustyniak et al. 1985.
16. A szóban forgó adatok azokból az elemzésekbõl valók, amelyeknek eredményeit a 2. táblázat közölte.
17. A szóban forgó adatok azokból az elemzésekbõl valók, amelyeknek eredményeit a 2. táblázat közölte.
18. A szóban forgó adatok azokból az elemzésekbõl valók, amelyeknek eredményeit a 3. táblázat közölte.
19. Az évenként nagyszámú negatív változás miatt az adott elemzéseket az eredeti, és nem a logaritmikus jövedelemadatokkal végeztük. (A jövedelemváltozások eloszlása egyébként is kevésbé ferde, mint a jövedelemadatoké.)
20. Terjedelmi okokból nem részletezhetjük azokat az elemzéseket, amelyeket a vizsgált összefüggések érvényérõl egyfelõl a népesség különbözõ alcsoportjaira, másfelõl a gazdasági ciklus meghatározott periódusaira vonatkozóan végeztünk. Ami az elõbbit illeti, a 15 éves jövedelemszintre vizsgált várakozási hatások meglehetõsen általánosnak bizonyultak a nem, faji hovatartozás, életkor, lakóhely, régió és foglalkozás szerint megkülönböztetett csoportokra vonatkozóan. Megjegyzést érdemel, hogy a legmasszívabb hatások az önálló, illetve az üzleti szférában foglalkoztatott, magas státuszú csoportokban tapasztalhatók, míg a bürokratikus szférához kapcsolódó értelmiségi, szellemi csoportokban az összefüggések lényegesen törékenyebbek.
21. Tekintve, hogy az interakciós index két, egymással erõsen korreláló változó szorzata, felvetõdhet továbbá az is, hogy az index tulajdonképpen egy, a várakozás-attitûdök nem-lineáris hatásait kifejezõ, egyéni szintû változó helyettesítõje. Ennek ellenõrzésére próbaképpen elvégeztünk néhány olyan elemzést, melyben az eredeti (egyéni) index helyett annak négyzetes értékét szerepeltettük: az interakciós index ebben az összehasonlításban is erõsebbnek bizonyult.
22. Ebben az esetben valamennyi, az adott évben munkajövedelemmel rendelkezõ válaszolóra vonatkozóan számoltuk a korrelációs értékeket.
23. A közbülsõ csoport esetében valamennyi korrelációs érték negatív, de egy esetben sem szignifikáns.
24. Ezeket az összefüggéseket az 1970-es, 1976-os és 1982-es évekre vonatkozóan vizsgáltuk.
25. A kérdés így hangzott: "Szívesen dolgozott volna többet, ha lett volna rá alkalom?" (Itt is 1970-re, 1976-ra és 1982-re végeztünk elemzést.)
26. A háztartásfõkéhez hasonlóan a feleségek hosszú távú jövedelmeit az adott idõszakra vonatkozó átlag alapján határoztuk meg, úgy, hogy itt is elvégeztük az inflációs korrekciót. Az elõbbitõl eltérõen azonban tíz évbõl csak három (legalább 500 órával ledolgozott évet tekintettünk minimális kritériumnak.
A szóban forgó elemzésbe a feleség iskolai
végzettségét, korát, a gyermekek számát,
a lakóhelyet, régiót és az induló jövedelmet
(1968 és 1975 között az elsõ legalább 500
órával ledolgozott év jövedelmét) vontuk
be kontrollváltozókként. Az eredményként
kapott béta-együttható .10 volt 2.3-as T-értékkel
(p.02, N=490).
Hivatkozások
Andrisani, Paul J. 1977. Internal-External Attitudes, Personal Initiative, and the Labor Market Experience of White and Black Men. Journal of Human Resources, 12, 308-328.
- 1981. Internal-External Attitudes, Sense of Efficacy, and Labor Market Experience: A Reply to Duncan and Morgan. Journal of Human Resources, 16, 658-666.
Asher, Herbert B. 1976. Causal Modeling. Beverly Hills, Calif.: Sage Publications
Atkinson, John W 1964 An Introduction to Motivation. Princeton: Van Nostrand
Augustyniak. Sue 1981 Some Econometric Advantages of Panel Data In: Five Thousand American Families. Vol 9, ed by Martha S. Hill, Daniel H. Hill, and James N. Morgan Ann Arbor: Institute for Social Research, University of Michigan
Augustyniak, Sue-Greg J. Duncan-Jeffrey K. Liker 1985. Income Dynamics and Self-Conceptions: Linking Theory and Method in Models of Change. In: Life Course Dynamics Ed by Glen H. Elder, Jr. Ithaca: Cornell University Press
Bohrnstedt, George W. 1969. Observations on the Measurement of Change. In: Sociology Methodology. Ed. by Edgar F. Borgatta, San Francisco: Jossey Bass, 1113-1136.
Boyd, Lawrence H.-Gudmund R. Iversen 1979. Contextual Analysis: Concepts and Statistical Techniques. Belmont, Calif.
Corcoran, Mary-Greg J. Duncan-Gerald Gurin-Patrícia Gurin 1985. Myth and Reality: The Causes and Persistence of Poverty. Journal of Policy Analysis and Management, 4, 516-536.
Duncan, Greg J. 1984. Years of Poverty, Years of Plenty Ann Arbor: Institute for Social Research, University of Michigan
Duncan, Greg J.-Daniel H. Hill 1975. Attitudes, Behavior Patterns, and Economic Outcomes: A Structural Equations Approach. In Five Thousand American Families. Vol. 3, ed. by Greg J. Duncan and James N. Morgan. Ann Arbor: Institute for Social Research, University of Michigan
Duncan, Greg J.-Jeffrey Liker 1983. Disentangling the Efficacy-Earnings Relationship among White Men. In: Five Thousand American Families. Vol. 10, ed. by Martha S. Hill, Daniel H. Hill, and James N. Morgan. Ann Arbor: Institute for Social Research, University of Michigan
Duncan, Greg J.-James N. Morgan 1981a Persistence and Change in Economic Status and the Role of Changing Family Composition. In: Five Thousand American Families. Vol. 9, ed. by Martha S. Hill, Daniel H. Hill, and James N. Morgan: Ann Arbor: Institute for Social Research, University of Michigan
-- 1981b Sense of Efficacy and Subsequent Change in Earnings: A Replication. Journal of Human Resources, 16, 649-657.
Elder, Glen H., Jr. 1974. Children of the Great Depression. Chicago: University of Chicago Press
Five Thousand American Families: Patterns of Economic Progress. 1974. Vol. 1, ed. by James N. Morgan et al. Ann Arbor: Institute for Social Research, University of Michigan
Gurin, Gerald-Patricia Gurin 1970. Expectancy Theory and teh Study of Proverty. The Journal of Social Issues, 26, 83-104.
Halaby, Charles W.-David L. Weakliem 1993. Ownership and Authority in the Earnings Function: Alternative Specifications. American Sociologial Review, 58, 16-30.
Hauser, Robert M.-Douglas K. Anderson 1991. Post-High School Plans and Aspirations of Biack and White High School Seniors: 1976-86. Sociology of Education, 64, 263-277.
Haveman, Robert-Isabel Sawhill 1992. The Nature, Causes and Cures and Poverty: Accomplishments from Three Decades of Poverty Research and Policy. Focus (IRP), (14) Winter, 9-13.
Hill, Martha S. 1992. The Panel Study of Income Dynamics: A User's Guide. Newbury Park, Calif. Sage Publications
Hill, Martha S. et al. 1985. Motivation and Economic Mobility. Ann Arbor: Institute for Social Research, University of Michigan
Hirschman, Albert 0. 1973. The Changing Intolerance for Income Inequality in the Course of Economic Development. Quarterly of Economics, 87, 544-580.
Inglehart, Ronald 1990. Culture Shift in Advanced Industrial Society. Princeton, N. J.: Princeton University Press
Katona, George-Brukhard Strumpel-E. Zahn 1971. Aspirations and Affluence: Comparative Studies in the United States and Western Europe. New York: McGraw Hill
Kohn, Melvin L.-Kazimierz M. Slomcrynski 1990. Social Structure and Self-Direction. Cambridge, Mass.: Blackwell
Lachman, Margie E. 1985. Personal Efficacy in Middle and Old Age: Differential and Normative Patterns of Change. In: Ufe Course Dynamics. Ed. by Glen H. Elder, Jr. Ithaca: Cornell University Press
McClelland, David C. 1961. The Achieving Society. New York: Free Press
Morgan, James N. 1974. Change in Global Measures. In: Five Thousand American Families. Vol. 1, ed. by James N. Morgan et al. Ann Abror: Institute for Social Research, University of Michigan
Olson, Mancur 1982. The Rise and Decline of Nations: Economic Growth, Stagflation, and Socia! Rigidities. New Haven: Yale University
Schor, Juliet 8. 1991. The Overworked American: The Unexpected Decline of Leisure. New York: Basic Books
Seven Year Check on the Possible Effects of Attitudes, Motives, and Behavior Patterns on Change in Economic Status. 1976. In: Five Thousand American Families. Vol. 4, ed. by Greg J Duncan and James N. Morgan. Ann Arbor: Institute for Social Research, University of Michigan
Wright, Erik O. 1993. Typologies, Scales, and Class Analysis A Comment
on Halaby and Weakliem. American Sociological Review, 58, 31-34