Medgyesi Márton
A KERESETI EGYENLÕTLENSÉGEKKEL KAPCSOLATOS ATTITÛDÖK VÁLTOZÁSA A RENDSZERVÁLTÁS SORÁN*


Bevezetés

Magyarországon a nyolcvanas évek vége óta tart a gazdasági átalakulás folyamata, amely napjainkban sem zárult le teljesen. A piaci elemeket is magában foglaló, de döntõen központi irányítású és állami tulajdonra épülõ gazdaságból a kilencvenes évek közepére túlnyomórészt a magánszférára támaszkodó, liberalizált, szabad piacon alapuló gazdaság jött létre. A piacgazdaság kiépülésének egyik következménye az volt, hogy amint a gazdasági tevékenység egyre nagyobb része került magánkézbe, illetve vált a versenyszféra részévé, a munkabérek is egyre inkább a piaci viszonyoktól függnek, és lényegesen megnõttek a kereseti különbségek (lásd Andorka 1994; Bedekovics et al. 1994). Ezek a folyamatok felvetik a kérdést: mi határozza meg az egyenlõtlenségek iránti tûrõképesség mértékét, illetve az egyenlõsítési szándék erõsségét a rendszerváltás elõtt és után, továbbá hogyan változtak ebben az idõszakban a kereseti egyenlõtlenségekkel kapcsolatos vélemények, attitûdök.

A rendszerváltás társadalmi hatásaival foglalkozó tanulmányok közül több is kiemeli, hogy a rendszerváltás megítélése többek között a jövedelmi különbségek kiélezõdése miatt kedvezõtlen a társadalom széles rétegeiben (lásd pl. Ferge 1996a, 1996b). A rendszerváltás társadalmi elfogadottságának vizsgálata szempontjából fontosnak tûnik tehát, hogy számba vegyük a kereseti egyenlõtlenségekkel kapcsolatos véleményeket meghatározó tényezõket. A téma politikai jelentõsége sem elhanyagolható. A lakosság kereseti egyenlõtlenségekkel kapcsolatos attitûdjei ugyanis nagyban magyarázhatják bizonyos politikai áramlatok népszerûségét, választási esélyeit, eredményeit. Másrészt a jövedelemelosztással kapcsolatos gazdaságpolitikai döntésekhez is fontos információ lehet a közvélekedés ismerete.

Ebben a tanulmányban a fentebb említett kérdésekre keresünk választ. Elõször az igazságosságról alkotott vélemények tárgyalásának elméleti keretét vázoljuk fel, majd megfogalmazzuk hipotéziseinket. Ezután regresszióelemzéssel próbáljuk kideríteni, hogy mi magyarázza a jövedelmi egyenlõtlenségekkel kapcsolatos attitûdöket a rendszerváltás elõtti, illetve a rendszerváltás utáni idõkben, továbbá, hogy miként változott az attitûd az egyes idõszakokban, és mi idézte elõ a változást.


A kereseti egyenlõtlenségekkel kapcsolatos attitûdöket magyarázó elméletek
A társadalmi státus és osztályhelyzet meghatározó szerepe

A kereseti egyenlõtlenségekkel kapcsolatos attitûdökkel foglalkozó kutatások kiemelik a társadalmi státus és osztályhelyzet befolyássát (lásd Szirmai 1988; Simkus-Róbert 1991; Kelley-Evans 1993; Tóth 1992). E gondolatmenet szerint az alapkérdés az, hogy a kereseti egyenlõtlenségekre vonatkozó vélemények mennyiben fejezik ki a válaszadónak a társadalmi ranglétrán, a jövedelmi, képzettségi, foglalkozási hierarchiában elfoglalt helyét, illetve osztályhelyzetét.

A társadalmi státus és a kereseti egyenlõtlenséggel kapcsolatos attitûd közötti viszony magyarázható az önérdekkövetés nyilvánvaló következményeként, valamint az egyenlõtlenségek torzított észlelésének folyományaként. Kelley és Evans (1993) szerint a társadalmi státus és a kereseti egyenlõtlenséggel kapcsolatos attitûd összefüggésének alapja az, hogy ha a jövedelemelosztást 0 összegû játéknak tekintjük, akkor az alacsonyabb státusúaknak érdekükben áll, hogy a magasabb státusúak jövedelmeinek csökkentésére törekedjenek, hiszen így a javukra történik a jövedelmek újraelosztása.1 Kelley, Evans és Kolosi (1991) szerint az egyének társadalmi helyzete azáltal befolyásolja az egyenlõtlenséggel kapcsolatos attitûdöt, hogy befolyásolja az egyenlõtlenségek észlelését. Az egyén saját helyzetérõl kialakított képét ugyanis nemcsak az objektív státushelyzete határozza meg. Az egyén szûkebb környezetéhez viszonyít, mert arról rendelkezik több információval2, ezért hajlamos arra, hogy túlértékelje a társadalom azon szegmensének a súlyát, amelyhez tartozik. Ha pedig elfogadjuk, hogy a társadalmi egyenlõségrõl alkotott elképzelések elsõsorban a társadalmi hierarchia csúcsán levõ rétegek nagyságával függenek össze3, akkor ebbõl az következik, hogy a magasabb státusúak kisebbnek látják az egyenlõtlenségek mértékét, mint az alacsonyabb státu-súak, ennélfogva kevésbé fogják az egyenlõtlenség mértékét túlzottan nagynak tartani.

Természetesen itt is hozzátehetjük, hogy nemcsak a társadalmi státus objektív kritériumai befolyásolják az attitûdöt, hanem a státus szubjektív észlelése, valamint a változására vonatkozó észlelések és várakozások szerepe is lényeges (lásd Szirmai 1988; Kelley-Evans 1993). A közgazdasági elmélet szerint az egyén jóléte nemcsak jelenbeni jövedelmének, hanem a jövõbeni jövedelmére vonatkozó várakozásainak is függvénye: minél magasabb jövõbeni jövedelemre (társadalmi státusra) számít az egyén, jóléte annál inkább növekszik. Az az egyén, akinek jövõre vonatkozó várakozásai kedvezõek, adott idõben érdekelt nagyobb mértékû jövedelmi egyenlõtlenség elfogadásában, hiszen ellenkezõ esetben saját jövõben növekvõ jövedelmét tekintené igazságtalannak.

E megfontolások alapján megfogalmazhatjuk következõ hipotézisünket:

1. hipotézis: Az objektív vagy észlelt magasabb státus együtt jár a nagyobb kereseti egyenlõtlenségek elfogadásával és a kevésbé egyenlõsítõ attitûddel, az alacsonyabb státusúak pedig inkább törekszenek a kereseti egyenlõtlenségek csökkentésére.


A relatív depriváció elmélete

A relatív depriváció elmélete szerint az egyén saját jövedelmi (státus) helyzetét nem abszolút terminusokban értékeli, hanem egy kitüntetett csoport, az ún. referencia-csoport helyzetéhez viszonyítva. A relatív depriváltság jelentõségét több tanulmány is kiemeli a jövedelmi egyenlõtlenségekkel kapcsolatos attitûdök vonatkozásában (lásd pl. Szirmai 1988), valamint az életszínvonallal való elégedettséggel összefüggésben (lásd Lengyel-Tóth 1996).

A relatív depriváció fogalmának többféle meghatározása ismeretes. Davies 1959-bõl származó definíciója szerint (lásd Alain 1985; Finkel-Rule 1986) relatív depriváltnak tekinthetõ az, aki 1. birtokolni akarja X jószágot, amivel nem rendelkezik (vagy nincs belõle elegendõ), 2. helyzetét olyasvalaki helyzetéhez hasonlítja a csoporton belül, aki rendelkezik X-szel, 3. jogosultnak érzi magát X birtoklására.4 A relatív depriváció definíciói abban is különböznek egymástól, hogy mihez viszonyít a relatív deprivációt átélõ egyén. Egyes szerzõk az összehasonlítás alapjának az egyén számára valamilyen okból kitüntetett szociális kategória, az ún. referencia-csoport észlelt helyzetét tekintik. Mások szerint az egyén vagy egy korábban tapasztalt jóléti szinthez viszonyít, vagy valamilyen várakozást vesz alapul, anélkül, hogy önmagát referencia-csoporthoz hasonlítaná. Boudon (1993) a relatív frusztráció általános játékelméleti modelljét adja. A modell megmutatja, hogy konstruálható olyan szituáció, amelyben a nyerési (mobilitási) esélyek növekedésével növekszik a relatíve frusztráltak száma, mert megnõ a játékban részt vevõk száma is. Boudon a játék veszteseit tekinti relatíve frusztráltnak (avagy relatíve depriváltnak), hiszen õk azok, akik bár ugyanannyi befektetést eszközöltek, mégsem nyertek semmit. Úgy érzik, hogy igazságtalanság érte õket és a játékszabályok megváltoztatására törekednek.

Hirschman (1973) azonban kiemeli, hogy az egyén nem feltétlenül lesz egyenlõtlenség-ellenes a definícióban leírt körülmények között sem.5 Az egyén jóléte egyrészt függ jelenbeni megelégedettségétõl (jövedelmétõl) és a jövõbeni helyzetével kapcsolatos várakozásaitól. Tegyük fel, hogy az egyén kevés információval rendelkezik jövõbeni jövedelmére vonatkozóan, de adott idõpontban néhány rokonának, barátjának vagy ismerõsének javul az anyagi-társadalmi helyzete. Ekkor az egyén jóléte növekszik, mert ismerõseinek javuló pozíciója javuló gazdasági körülményekrõl, ezáltal saját helyzetének várható javulásáról tájékoztatja. Ez egy ideig ellensúlyozza az egyén ismerõseinek javuló pozíciója iránt érzett irigységét és azt eredményezi, hogy az illetõ nagyobb jövedelmi egyenlõtlenséggel járó jövedelemelosztást preferál.

Végül megjegyezhetjük, hogy a relatív depriváltság elmélete sem mond ellent a vizsgált attitûd önérdek általi meghatározottságának, csak azt mondja, hogy az egyén inkább viszonyítva értékeli saját státushelyzetét.

2. hipotézis: A relatív depriváltság szignifikáns módon összefügg a kereseti egyenlõtlenséggel kapcsolatos attitûdökkel. Azt feltételezzük, hogy a relatív depriváltak kisebb kereseti egyenlõtlenségeket fogadnak el, és az észlelt egyenlõtlenségek csökkentésére törekszenek. Ha ennek ellenkezõje áll fenn, akkor adataink a Hirschman-féle "alagút-effektus" empirikus alátámasztásának tekinthetõk.


A társadalom normarendszere és az egyenlõtlenségek legitimációs formái

Több szerzõ vizsgálja az önérdek meghatározó szerepe mellett az attitûd normatív, ideológiai meghatározottságát is. Ideológiai különbözõségek és az egyenlõtlenségek legitimációjával kapcsolatos vélemények eltérése eltérõ attitûdhöz vezetnek (Kolosi 1990; Csepeli et al. 1991; Kelley-Evans 1993). A politikai baloldal pártjai hagyományosan az alacsony jövedelmi egyenlõtlenségeket, és ennek érdekében az állami újraelosztást preferálják, míg a konzervatív-liberális berkekben a spontán piaci mechanizmusok által létrehozott egyenlõtlenség elfogadott.

Az egyenlõtlenségek legitimációjával kapcsolatosan két fõ elméletet különböztethetünk meg: a funkcionális legitimációt és az ökonómiai legitimációt (lásd Kolosi 1990). A funkcionális legitimáció azon alapszik, hogy a kereseti egyenlõtlenségek elfogadhatóak, mert a magasabb képzettséget nagyobb jövedelemmel kell honorálni, ellenkezõ esetben az egyének nem fektetnének be a képzettség megszerzésébe. Az ökonómiai legitimáció alapja az, hogy mivel az ország gazdaságának fejlõdéséhez jól mûködõ piacra van szüksége, ezért a piaci mechanizmusok melléktermékeként megnövekvõ egyenlõtlenségek elfogadhatóak.

Harmadik hipotézisünk ennek alapján az ideológiai beállítottság és az egyenlõtlenségekkel kapcsolatos attitûd összefüggésére vonatkozik.

3. hipotézis: A kereseti egyenlõtlenségekkel kapcsolatos attitûd a válaszadó ideológiai meggyõzõdésével is összefügg. Azok, akik valamelyik legitimációs elvet elfogadják, kisebb mértékben fognak a kereseti egyenlõtlenségek csökkentésére törekedni.


Kognitivista megközelítés

Ebbe a csoportba azok az elméletek tartoznak, melyek szerint a jövedelmi egyenlõtlenségekkel kapcsolatos attitûdök kialakításában az a fontos tényezõ, hogy az egyén hogyan észleli az egyenlõtlenségi helyzetet, nem pedig az egyenlõtlenség valóságos mértéke (Szirmai 1988; Csepeli et al. 1992). Leon Festinger (1974) kognitív disszonancia elmélete szerint, ha az egyén adott helyzet észlelése és az adott helyzetre vonatkozó normatív standardja között eltérést tapasztal, akkor csökkenteni igyekszik ezt a diszkrepanciát. Következésképpen minél inkább úgy látja az egyén, hogy a kereseti egyenlõtlenségek mértéke meghaladja az általa kívánatosnak tartott különbséget, annál határozottabban fog törekedni a jövedelmi egyenlõtlenségek csökkentésére.6 Ez az elmélet sem mond ellent az attitûd önérdek általi meghatározottságának, inkább arra hívja fel a figyelmet, hogy az adott kérdéssel kapcsolatos attitûd, vélemény nagymértékben függ attól, hogy maga az egyén hogyan észleli az adott helyzetet.

Mindezek alapján megfogalmazhatjuk következõ hipotézisünket:

4. hipotézis: Az egyéni percepció szignifikáns hatással van a kereseti egyenlõtlenséggel kapcsolatos attitûdre: a nagyobb kereseti egyenlõtlenséget észlelõk az egyenlõtlenségek nagyobb mértékû csökkentését tartják méltányosnak.


Adatok, mérés, módszerek
Az elemzett adatok

Az empirikus elemzést a Társadalomkutatási és Informatikai Egyesülés (TÁRKI) által készített 1987-es Miliõk felvétel (2606 eset) és az 1992-es Egyenlõtlenség felvétel (1250 eset) adatfile-ján végeztem. Ezek a felvételek tartalmazták az International Social Survey Program (ISSP) Inequality (Egyenlõtlenség) címû blokkját. Mindkét felvétel reprezentatív a magyar felnõtt népességre nem, kor és településtípus szerint.


A jövedelmi egyenlõtlenségekkel kapcsolatos attitûd mérése

Az említett felmérések részeként arra kérték a válaszadót, hogy bizonyos számú foglalkozás esetében becsülje meg az adott foglalkozást ûzõk fizetését, valamint jelölje meg az általa igazságosnak, méltányosnak tartott fizetést is. A foglalkozások megadott listája nagyjából lefedte a foglalkozás-hierarchiát az alacsony presztízsû foglalkozásoktól a magasabb presztízsûekig. Hasonló kérdést vizsgált elemzésében Verba (1987), Szirmai (1988), Kolosi (1990), Tóth (1990; 1992), Simkus és Róbert (1991), Kelley és Evans (1993), Sági (1996).

E kérdés alapján definiáltuk a kereseti egyenlõtlenségekkel kapcsolatos attitûd mérõszámát.

egyenlõsítõ attitûd = méltányos kereseti egyenlõtlenség/észlelt kereseti egyenlõtlenség

ahol a méltányos kereseti egyenlõtlenség (FAIRATA) három magas és három alacsony presztízsû foglalkozás7 esetében megjelölt méltányos fizetések átlagának hányadosa8, a becsült kereseti egyenlõtlenség (ESTRATA) három magas és három alacsony presztízsû foglalkozás esetében megjelölt becsült fizetések átlagának hányadosa.9

A mutatószám azt jelöli, hogy a becsült egyenlõtlenség hányadrészét tartja a válaszadó méltányosnak. Minél nagyobb ez a szám, annál kevésbé vall az egyén egyenlõsítõ attitûdöt. Az attitûdöt tehát egyenlõsítési törekvésként definiáltuk, ami inkább cselekvés-orientált aspektusát emeli ki (lásd Szirmai 1986: 4. fej.). Egyes szerzõk amellett érvelnek, hogy ez a helyes megközelítés, mivel az igazságosság gyakorlati, cselekvésre irányuló fogalom (Wegener 1990), más szerzõk eltérõ operacionalizálást alkalmaznak. Így például Kelley és Evans (1993) a magas, illetve az alacsony presztízsû foglalkozások esetében méltányosnak tartott keresetet külön modellekkel magyarázták, és a méltányos értékeket nem viszonyították az észlelt egyenlõtlenség értékeihez. Tóth I. Gy. (1990; 1992) különbözõ ismérvek alapján hasonlította össze a válaszadók által megjelölt észlelt és méltányos kereseti megoszlást, és dichotóm változókkal mérte a különbözõ egyenlõsítési elvek elfogadottságát.10 Szirmai (1988) az itt alkalmazotthoz hasonló mutatót definiál, de az észlelt és méltányos egyenlõtlenség eltérésének mérésére a Theil-koefficiens elnevezésû mutatót használja (errõl bõvebben lásd Sen 1973). Valóban több lehetõség kínálkozik az egyes kereseteloszlások egyenlõtlenségének mérésére, így például a variancia, valamint a Gini-koefficiens (errõl bõvebben lásd Sen 1973; Tóth 1991) is megbízhatóbb mérõszám lenne, hiszen a teljes eloszlást figyelembe veszi, nemcsak a szélsõ értékeit, mint az általunk definiált mutatószám. Esetünkben azonban a két felvétel kérdéseiben szereplõ foglalkozási sorokból csak a megegyezõ foglalkozásokat vehettük számításba. Másrészt a válaszok az észlelt vagy méltányosnak tartott kereseteloszlásnak csak néhány kitüntetett értékét rögzítik, ráadásul hiányoznak az egyes értékekhez tartozó gyakoriságok, amelyeknek az alapján lehetséges lenne a Theil-, vagy a Gini-koefficienshez hasonló bonyolultabb mutatókkal számolni.

Az általunk feltett kérdés használata az attitûd mérésénél egyebek között azzal az elõnnyel jár, hogy intervallum-skálán értelmezett mérõszámot kapunk, amelynek gazdagabb az információtartalma, és több lehetõséget kínál a statisztikai elemzésre, mint a kategória szintû változók. Emellett a kategória-szintû kérdések közismerten érzékenyek a megfogalmazásra, és az elõre definiált kategóriák sokszor nem fedik azt, amit a válaszadó mondani akar. Hátránya viszont az efajta kérdésnek, hogy viszonylag nehéz megválaszolni, hiszen mintegy 20 esetben kell konkrét pénzösszeget megjelölniük a válaszadóknak, ezért a szokásosnál nagyobb a hiányzó válaszok aránya. A válaszadók által megjelölt észlelt és méltányosnak tartott keresetsorokat elemezve, ki kellett zárnnunk az elemzésbõl azokat az eseteket, amikor a válaszadók a vizsgált hat foglalkozásra vonatkozóan hiányos választ adtak. Ennek következtében mindkét minta mintegy 60 százalékára csökkent, ezért tesztelnünk kell, hogy a maradék esetek tekinthetõk-e reprezentatív mintának, ha pedig nem, akkor korrigálni kell ennek becsléseinket torzító hatását.


Módszerek

Magyarázó elméleteinket elõször az 1987-es és az 1992-es minták összevonásával kapott mintán teszteltük11, a megnövelt mintanagyság javítja becsléseink pontosságát. Az összevont file esetében regressziós modelljeinket hierarchikusan építettük fel, fokozatosan bevonva a különbözõ magyarázó elméleteket operacionalizáló változókat. Az elsõ modellben az egyenlõsítõ attitûd mint függõ változó mellett a demográfiai és a társadalmi státussal kapcsolatos változók szerepeltek, a második modellbe a relatív depriváltságot kifejezõ változót is bevettük. A harmadik lépésben az ideológiai beállítottság került be a modellbe, negyedikként pedig az észlelt jövedelmi egyenlõtlenség. A magyarázó elméletek operacionalizálásával kapcsolatban lásd a 2. függeléket. A hiányzó adatok okozta esetleges torzítás tesztelését, valamint becsléseink korrekcióját a Heckman-féle szelekciós modell segítségével végeztük el. Interakciós változók beépítésével megvizsgáljuk azt is, hogy eltér-e szignifikánsan a magyarázó változóink esetében becsült regressziós együttható a két mintában. Végül az attitûd változásának vizsgálatánál az érdekel bennünket, hogy mennyit magyaráz modellünk a két idõszak közötti különbségbõl. Megpróbáljuk a függõ változó mintabeli átlagértékében megfigyelhetõ változást lebontani, dekomponálni egy a modellünk által magyarázott és egy nem magyarázott részre.

Az összevont mintán futtatott regressziós modellek együtthatóira kapott becsléseket az 1. melléklet tartalmazza. A 2. mellékletben a dekomponálási eljárás eredményei láthatóak. A hiányzó adatok problémájáról bõvebben lásd az 1. függeléket.


Eredmények12

A regressziós becslés eredményeit az 1. mellékletben foglaltuk össze. Az egyes oszlopok a magyarázó változók fokozatos bevonásával kapott modellek becslésének eredményeit tartalmazzák. A IV. modell az összes magyarázó változót tartalmazza, az V. modellben pedig a hiányzó esetek okozta torzítás korrekcióját kíséreltük meg a Heckman-féle szelekciós modell alkalmazásával.

1. hipotézis: társadalmi státus13

A demográfiai és társadalmi státus-változók közül szignifikáns az egyenlõsítõ attitûdre a jövedelem, a középfokú és felsõfokú végzettség, valamint az inaktivitás hatása. Mindegyik változó együtthatójának elõjele pozitív, tehát a magasabb jövedelmûek, a magasabb végzettséggel rendelkezõk attitûdje hipotéziseinknek megfelelõen a nagyobb kereseti egyenlõtlenségek elfogadása felé mutatott. Az inaktívak esetében tapasztalt pozitív összefüggés azonban ellentmond hipotézisünknek. A korrelációs mátrix vizsgálatából az is látszik, hogy ez utóbbi eredmény nem pusztán abból fakad, hogy az inaktivitás természetszerûleg szorosan korrelál az életkorral, és az életkor hatására kontrollálva kapnánk csupán a pozitív összefüggést. Mind az összevont mintán, mind pedig a két idõszak mintáján külön-külön pozitív korrelációt figyelhetünk meg az inaktivitás és a függõ változónk között. A foglalkoztatottakon belül a vezetõk és önállók attitûdje ebben az esetben nem tér el a lakosság egyéb csoportjainak véleményétõl, amit az mutat, hogy a többi státus-változóval egy modellben szerepeltetve regressziós együtthatójuk nem különbözik szignifikánsan 0-tól. Ez persze egyrészt a státus-változók korreláltságából fakad, hiszen például a vezetõk az idõsebb, magasabb jövedelmû csoportokhoz tartoznak.

Modellünk megerõsíti a társadalmi státus szubjektív észlelésével kapcsolatos hipotéziseinket. Az anyagi helyzetük javulását várók az észlelt jövedelmi egyenlõtlenségnek nagyobb hányadát tartják méltányosnak, mint azok, akik kedvezõtlennek ítélik meg jövõbeni kilátásaikat. Ezt fejezi ki a változó regressziós együtthatójának pozitív elõjele az 1. melléklet oszlopaiban.

A társadalmi státussal kapcsolatos változóink a függõ változó varianciájának kb. 6 százalékát magyarázzák (1. melléklet I. modell, kiigazított R2 érték).

2. hipotézis: relatív depriváció

A relatív depriváltságot kifejezõ változónk szignifikáns, és elõjele pozitív (1. melléklet, V. modell). Ezek szerint a relatív depriváltak minden más változó azonos értéke mellett nagyobb jövedelmi egyenlõtlenséget tartanak méltányosnak, vagyis az eredmények inkább a Hirschman-féle alagút-effektus elmélet megerõsítésének tekinthetõk. Meg kell jegyeznünk azonban, hogy a relatív depriváltság a modell magyarázóerejét csak elhanyagolható mértékben növeli: a kiigazított R2 érték 0,04-dal nõ az elõzõ modellhez képest (1. melléklet II. modell).

3. hipotézis: ideológiai beállítottság

Az ideológiai beállítottsággal kapcsolatos változóink közül kettõ esetében kaptunk várakozásainknak megfelelõ eredményt. Azok, akik úgy gondolják, hogy az egyenlõtlenségek elfogadhatóak, mert anélkül nem lehetne elképzelhetõ a gazdasági fejlõdés ("ökonomista legitimáció"), kevésbé mutatnak egyenlõsítõ attitûdöt. Azok a válaszadók azonban, akik szerint az egyenlõtlenségek csak a gazdagoknak jók ("radikális delegitimáció" Kolosi Tamás [1990] tipológiájában), nagyobb mértékben csökkentenék a kereseti egyenlõtlenségeket. Az egyenlõtlenségek funkcionális legitimáltságát kifejezõ változónk ("magasabb képzettségért magasabb fizetés jár") együtthatója nem különbözik szignifikánsan 0-tól, és elõjele is a várttal ellentétes irányú.

A válaszadó ideológiai meggyõzõdését kifejezõ változóink mintegy 3,5 százalékkal növelik regressziós modellünk magyarázóerejét (1. melléklet III. modell, kiigazított R2 érték).

4. hipotézis: észlelt jövedelmi egyenlõtlenségek

Az észlelt jövedelmi egyenlõtlenségeket kifejezõ változó regressziós együtthatója szignifikánsan különbözik 0-tól, és az együttható elõjele várakozásainknak megfelelõen negatív (1. melléklet IV., V. modell), vagyis két máskülönben hasonló válaszadó közül a nagyobb jövedelmi egyenlõtlenséget észlelõ inkább egyenlõsítés-párti. A jövedelmi egyenlõtlenségek észlelésének fontossága abból is látszik, hogy az összes magyarázó változó közül ez növeli legnagyobb mértékben modellünk magyarázóerejét. A kiigazított R2 értéke több mint 20 százalékkal nõ az észlelt jövedelmi egyenlõtlenségeket nem tartalmazó modellhez képest.

Megvizsgáltuk, hogy különbözik-e az egyes magyarázó változók regressziós együtthatója a két idõszakban. Regressziós modellünkben szerepeltettük minden magyarázó változónak és annak a dichotóm változónak az interakcióját (szor-zatát), amely azt mutatja meg, hogy az egyes megfigyelések melyik mintából származnak. Az interakciós változók közül a várakozások, az életkor, a gazdasági inaktivitás és az észlelt jövedelmi egyenlõtlenség mértékét kifejezõ változó esetében tapasztaltunk szignifikáns hatást (ld. 1. táblázat). A válaszadó életkorát kifejezõ változó esetében az interakciós változó elõjele negatív, ami azt jelenti, hogy az 1992-es mintában kapott regressziós együttható szignifikánsan kisebb mint az 1987-es mintában kapott érték. A gazdasági inaktivitás, a várakozások és a becsült kereseti egyenlõtlenség esetében pozitív az interakciós változó együtthatójának elõjele, vagyis az 1992-es mintából becsült együttható szignifikánsan magasabb, mint a korábbi mintából származó érték. Meg kell jegyeznünk, hogy a regressziós konstans is szignifikánsan különbözik a két idõszakban: az 1992-es regressziós modell konstans tagja lényegesen alacsonyabb, mint az 1987-es modellé. Az elemzés eredményeit mutatja az 1. táblázat.

1. táblázat
A regressziós együtthatók változásának tesztje14
 

Regressziós együttható

(A)

Idõvel vett interakció együtthatója

(B)

1992-es
együttható

(A+B)
Konstans 0,84452 -0,43219 0,41233
Életkor 0,00229 -0,00248 -0,00019
Inaktív -0,00211 0,07456 0,07245
Várakozások 0,02508 0,04702 0,07210
Becsült egyenlõtlenség -0,09150 0,08634 -0,00516
Megjegyzés: A táblázat az összes magyarázó változót, valamint azok idõvel vett interakcióját tartalmazó regressziós modell alapján készült, és azoknak a változóknak a standardizálatlan regressziós együtthatóit tartalmazza, amelyek esetében az interakciós változó szignifikánsnak bizonyult.

Látható tehát, hogy egyes esetekben a regressziós együtthatók lényeges idõbeli eltérését fedi el az összevont mintán becsült regressziós egyenes. A regressziós együtthatók eltérésének vizsgálata átvezet ahhoz a kérdéshez, hogy mennyiben magyarázható az attitûd megváltozása modellünk segítségével.


A két idõszak közötti eltérés vizsgálata

Az alábbiakban arra keresünk választ, hogy miként változott meg az attitûd a két idõszak között, és milyen mértékben magyarázható ez a változás regressziós modellünk segítségével. Elsõ lépésben vizsgáljuk meg, hogy voltaképpen milyen mértékben és milyen irányban változott a kereseti egyenlõtlenségek megítélése. (2. táblázat)

2. táblázat
Fontosabb változók mintabeli átlagértékei 1987-ben és 1992-ben
 

1987
(n=1484)

1992
(n=649)
Egyenlõsítõ attitûd (%)

73,09

51,11
Korrigált mintaátlag* (%)

70,62

49,48
Becsült kereseti egyenlõtlenség (%)

330

757
Családi jövedelem (1987 eFt)

13,143

11,549
* A korrigált mintaátlag a Heckman-féle szelekciós modell alkalmazásával kapott elõrejelzett ("predicted") érték. A táblázat elsõ sorában feltüntetett mintaátlagok ugyanis a szûkített, és ennélfogva torz mintából kapott értékek. Mivel a regressziós egyenes mindig átmegy a függõ változó és a független változók átlagértékei által meghatározott ponton, így ez a Heckman-modell által elõrejelzett ("predicted") érték korrigált mintaátlagnak is tekinthetõ.

Látható, hogy 1992-ben az egyenlõsítõ attitûdöt kifejezõ változó mintabeli átlagértéke kisebb, mint 1987-ben, vagyis a közvélemény a fennálló egyenlõtlenségek kisebb hányadát tartja méltányosnak, mint négy évvel korábban. Ennek két oka lehetséges: vagy minden egyénre jellemzõen csökkent az egyenlõtlenségek iránti tolerancia, vagy a lakosság összetétele változott úgy, hogy megnõtt a mintán belül az egyenlõségpárti csoportok aránya, anélkül, hogy az egyének esetében megfigyelhetõ lenne az egyenlõtlenségek iránti tûrõképesség csökkenése. A 2. táblázatból látható, hogy a minta összetételében történtek változások, például megnõtt az átlagos becsült kereseti egyenlõtlenség és átlagosan romlott a családi jövedelmi helyzet. Ezek a változások az egyenlõtlenségek iránti tolerancia csökkenésének irányába hatnak. Felmerül a kérdés, hogy az egyenlõtlenségek iránti tûrõképesség megváltozásában mekkora szerepe van a lakosság összetételében bekövetkezett változásoknak. Ezt úgy próbáljuk megvizsgálni, hogy megnézzük, miként változott volna az egyenlõsítõ attitûd átlagos értéke, ha a minta összetétele nem változott volna a két idõpont között. Hogy a kérdésre választ kapjunk, összehasonlítjuk a két minta esetében regressziós modellünk által elõrejelzett ("predicted") értéket, de ezt a független változók azonos értékei mellett tesszük, vagyis kiszûrjük az egyes magyarázó változók mintabeli eloszlásának megváltozásából származó, ún. "összetétel-hatást". Jelen esetben a független változók 1992-es mintabeli átlagértékeit helyettesítettük mindkét minta esetében a becsült regressziós modellbe.15 Ehhez a két mintára külön-külön megbecsült modelleket használtuk a hiányzó adatok okozta torzítás korrigálása után kapott együtthatókkal. Mivel ebben az esetben a regressziós együtthatók számszerû nagyságának is jelentõsége van, kivettük a regressziós egyenletekbõl azokat a változókat, amelyek egyik minta esetében sem mutattak szignifikáns hatást.

Ezek alapján a következõ eredmény adódik:

3. táblázat
A dekomponálás eredményei
 

Regressziós modell
felépítése

Elõrejelzett érték
Egyenlõsítõ attitûd (%)

Modell 1987

a88+Σb88X92

32,58

Modell 1992

a92+Σb92X92

49,48
Jelölések: a: regressziós konstans; b: regressziós együtthatók vektora; X: független változók átlagainak vektora. Az alsó indexben szereplõ szám azt, jelzi, hogy melyik mintából származik az adott tényezõ.

Úgy tûnik, hogy abban az esetben, ha a független változók szempontjából 1987-ben ugyanolyan lett volna a minta, mint 1992-ben, akkor az észlelt egyenlõtlenségeknek átlagban mindössze 33 százalékát tartották volna méltányosnak a válaszadók, szemben az 1992-es mintából becsült 49 százalékos értékkel. Két, a független változókat tekintve azonos egyén közül tehát eredményeink szerint az 1992-es mintából származó kevésbé mutat egyenlõsítõ attitûdöt. Az is látható továbbá, hogy a magyarázó változók 1992-es átlagértékeinek felhasználásával az 1987-es mintára kapott elõrejelzett értékünk sokkal kisebb: a 2. táblázat 2. sorában feltüntetett 71 százalék mintegy 33 százalékra csökken. Ez azt mutatja, hogy a magyarázó változók mintabeli eloszlásának megváltozása nagymértékben befolyásolta az ország lakosságára jellemzõ attitûd alakulását. Azt mondhatjuk, hogy például az a tény, hogy a közvélemény nagyobb kereseti egyenlõtlenségeket észlel 1992-ben, és, hogy romlott a lakosság jövedelmi helyzete 1987-hez viszonyítva16, olyan mértékben növelték a lakosság egyenlõsítési törekvéseit, hogy az ezzel ellentétes irányú, vagyis az egyenlõsítési hajlam csökkenését elõidézõ mechanizmust (vagy mechanizmusokat) sikerült elleplezni.

Bár empirikus elemzésünk csupán ennyit mond, és ami ezután következik, az merõ spekuláció, igen érdekes az a kérdés, hogy mivel magyarázható a kereseti egyenlõtlenségekkel kapcsolatos attitûdök ilyen változása.

Eredményünket alátámaszthatja a keresetek elosztását szabályozó intézményrendszer megváltozásához kapcsolódó elméletek egyike. Boudon (1992) szerint kényszermentes, szabad rendszerben, amilyen egy piacgazdaság, az egyenlõtlenség autonóm egyéni döntések nem szándékolt következménye, és ezért nem kelti a társadalmi igazságtalanság érzését, vagyis az egyének nem fognak a játékszabályok megváltoztatására törekedni.17 Boudon szerint a humán tõkébe való befektetés némiképp hasonló egy szerencsejátékhoz, hiszen a befektetés megtérülése meglehetõsen bizonytalan, ugyanolyan diplomával rendelkezõ egyének keresete és életszínvonala között is lényeges lehet a különbség. A piacgazdaságokban azonban az emberek elfogadják a humán tõkébe való befektetés megtérülésének bizonytalanságát, mert az alternatíva olyan rendszer lenne, amely sokkal kevésbé respektálja az egyéni preferenciákat. Társadalmi igazságtalanság érzete merülhet fel azonban akkor, ha a hatalmas kereseti különbségek valamilyen szándékolt cselekvés nyomán jönnek létre. Ez áll fenn például a francia állami televízió mûsorvezetõinek magas keresete, vagy a szocialista országok sportolói által élvezett kiváltságok esetében. Empirikus vizsgálatok is bizonyítják, hogy az Egyesült Államokban a piaci mechanizmusokra bízott jövedelemelosztást igazságosabbnak tekintik az emberek, mint a politikai szándékok által vezérelt központi redisztribúciót. A piac elsõsorban ugyanis a jobb teljesítményt díjazza, így az emberekben nem alakul ki az az érzés, hogy többet érdemelnek, mint amennyit kapnak, hiszen tisztában vannak azzal, hogy saját helyzetükért önmaguk a felelõsek (Lane 1986; Wegener 1991).

Ezt a hipotézist azonban adataink alapján nem tudjuk ellenõrizni, mert számos alternatív magyarázat kiküszöbölésére nincs módunk (lásd Rossi et al. 1979). Lehetséges ugyanis, hogy az attitûdben megfigyelt változás csak véletlen ingadozás része. Statisztikai nyelvre lefordítva, nem tudjuk tesztelni, hogy a megfigyelt eltérés szignifikánsan különbözik-e nullától. Másrészt az is lehetséges, hogy az attitûd ilyen változása bekövetkezett volna a keresetek elosztásáért felelõs intézményrendszer megváltozása nélkül is. Lehet, hogy a megfigyelt változás egy már egyébként is létezõ trend része, de az is elképzelhetõ, hogy az intézményrendszer megváltozásával egyidõben más olyan változások is végbementek, amelyek hatással vannak az általunk vizsgált attitûdre. Az alternatív magyarázatok kiszûréséhez gazdagabb adatbázisra volna szükségünk. Ha rendelkeznénk mind a rendszerváltás elõtti, mind az azt követõ idõszakra is idõsorral, akkor tesztelni tudnánk, hogy az attitûdben megfigyelt változás véletlen-e, vagy sem. Ha rendelkeznénk olyan sokaságról is mintával, amely csak abban különbözik a magyartól, hogy nem történt a keresetek elosztását szabályozó intézményrendszerben változás, azt is meg tudnánk vizsgálni, hogy valóban az intézményrendszer hatása-e az attitûd megváltozása. Részben rendelkezésre is állnak, illetve a késõbbiekben rendelkezésre fognak állni ilyen adatok, mivel az adataink forrásául szolgáló International Social Survey Program (ISSP) nemzetközi adatfelvétel, és egy-egy kérdésblokkot négy-öt évenként lekérdeznek. Így lehetõség nyílik összehasonlításra olyan országokkal, amelyek esetében nem történt intézményi változás, és olyanokkal is, amelyekben a Magyarországon végbement intézményi átalakuláshoz hasonló folyamatok játszódtak le, illetve lehetséges lesz majd idõbeni összehasonlítás is. Hipotézisünk korrekt tesztelése azonban ekkor sem lehetséges ebben a módszertani keretben és ennek az adatbázisnak a felhasználásával, hiszen a többi ország nem tekinthetõ tökéletes kontrollsokaságnak (a történeti, kulturális, társadalmi különbségek sokkal nagyobbak annál, hogysem statisztikai eszközök segítségével kiküszöbölhetnénk õket), és az idõsor is meglehetõsen rövid lesz. Mérlegelni kell tehát, hogy másfajta adatokon esetleg közvetlenül tesztelhetõ lenne, hogy a kereseti egyenlõtlenségek valóban könnyebben elfogadhatóak, ha a piac és nem központi redisztribúció hozza létre.


Összegzés

A jövedelmi egyenlõtlenségekkel kapcsolatos attitûdök változását próbáltuk magyarázni ebben a tanulmányban. Az attitûdre vonatkozó elméletek operacionali-zálásával építettük fel regressziós modellünket, amelyet elõször az 1987-es és 1992-es minták összevonásával kapott mintán teszteltünk. Eredményeink részben megerõsítik a válaszadó társadalmi státusának az attitûdre való hatásával kapcsolatos hipotézisünket. A magasabb jövedelmûek, a felsõfokú végzettséggel rendelkezõk kevésbé hajlandóak az egyenlõtlenségek csökkentésére. Nem sikerült ezzel szemben a vezetõk és a termelõeszközeiket birtokló önállóak eltérõ attitûdjének kimutatása, az inaktívak esetében pedig hipotéziseinkkel ellentétes eredményt kaptunk. A társadalmi státussal, illetve a változásával kapcsolatos szubjektív vélemények hatása is kimutatható: azok, akiknek a jövõre nézve kedvezõek a kilátásaik, kevésbé értenek egyet a jövedelmi egyenlõtlenségek csökkentésével. A relatív depriváltság, hipotézisünknek megfelelõen, szintén befolyással van az attitûdre, mégpedig a Hirschman-féle elméletnek megfelelõen a relatív depriváltak attitûdje kevésbé egyenlõsítõ. Az ideológiai meggyõzõdés szerepét is sikerült igazolnunk: azok, akik úgy gondolják, hogy a kereseti egyenlõtlenségek a gazdasági fejlõdéshez szükségesek, kevésbé törekszenek a kereseti egyenlõtlenségek csökkentésére, míg az egyenlõtlenségek legitimitását radikálisan elutasító válaszadók inkább az egyenlõtlenségek csökkentése mellett vannak. Legnagyobb mértékben azonban a jövedelmi egyenlõtlenség észlelése magyarázza az attitûdöt: minél nagyobb egyenlõtlenséget észlel valaki, annál inkább hajlik a csökkentésére.

A második lépésben regressziós modellünket felhasználva megpróbáltunk képet alkotni a jövedelmi egyenlõtlenségekkel kapcsolatos attitûd megváltozásának okairól. Elemzésünk eredményeként azt állapíthatjuk meg, hogy a független változók mintabeli eloszlásának megváltozását kiküszöbölve, 1992-ben a válaszadók kevésbé törekszenek az egyenlõtlenségek csökkentésére. E változás magyarázata azonban további kutatómunkát igényel.


1. függelék
A hiányzó adatok problémájának kezelése

Elemzésünk csak akkor érvényes, ha kezelni tudjuk a hiányzó adatok okozta esetleges torzítás problémáját. Azt kellene bebizonyítanunk, hogy a szûkített mintákon lefuttatott elemzések tekinthetõk reprezentatív, véletlen minta alapján kapott eredményeknek, mert az adatok hiánya nem követett semmilyen szisztematikus összefüggést. Ha ez nem lehetséges, valahogyan korrigálnunk kellene becsléseinket, mert szisztematikusan hiányzó válaszok esetében a legkisebb négyzetek módszere (OLS) a szûkített mintára is torzított becslést ad (Berk 1983). A hiányzó adatok problémájának egyik lehetséges megoldása a Heckman-féle szelekciós modell alkalmazása. A modell a hiányzó adatok okozta torzítást lényegében a kihagyott magyarázó változókkal kapcsolatos specifikációs hibához hasonlóan értelmezi (Berk-Ray 1982; Berk 1983; Greene 1993). A szelekciós torzítás Heckman-féle modellje kétlépcsõs módszer, elsõ lépésben a teljes minta alapján probit-modell segítségével, valamilyen szelekciós mechanizmust feltételezve modellezzük a válaszhiányt kifejezõ dummy változót. A probit-modell elõrejelzett értékeibõl aztán mindegyik esetre instrumentális változót képezünk, amely azt fejezi ki, hogy mekkora valószínûséggel nem kerül be az adott eset a hiányzó válaszok miatt leszûkült mintába. Ezt az értéket (ún. "hazard rate", amit általában l -val [görög lambda] jelölnek) eredeti regressziós modellünkben szerepeltetjük magyarázó változóként. Ezen érték alapján két fontos kérdésre is választ kapunk. Amennyiben az instrumentális változó regressziós együtthatója szignifikánsan különbözik 0-tól, akkor azt mondhatjuk, hogy a válaszolók észrevehetõen különböznek a nem válaszolóktól; másrészt ha a változó bevonása lényegesen megváltoztatja a többi változó esetében becsült együtthatót, akkor el kell ismernünk a szelekció torzító hatását.

A válasz hiányát kifejezõ dummy változót magyarázó modellünkben, hasonlóan a Kelley és Evans (1993) által alkalmazott eljáráshoz, független változóként szerepeltettük a többi elosztási igazságossággal összefüggõ kérdésekre adott hiányzó válaszok számát, a válaszadó jövedelmét, korát és a gazdasági inaktivitást. A modellek futtatása a STATA 4.0 statisztikai programcsomag "Heckman" parancsa (lásd STATA Corp. 1995) segítségével történt. Az itt közölt eredmények mind a kétlépcsõs modell eredményei, nem maximum likelihood becslések.

Az 1987-es mintában a Heckman-tagot is tartalmazó modell csak kismértékben tér el a sima OLS regresszióval kapott eredményektõl, bár az instrumentális változó együtthatója szignifikánsan különbözik 0-tól. A regressziós együtthatók elõjele minden esetben változatlan maradt, és a szignifikancia-szintekben sem történt számottevõ változás. A regressziós együtthatók számszerû értéke is csak kismértékben különbözik a két modell esetében. Az 1992-es mintában is szignifikáns az instrumentális változó együtthatója. A korrekció révén a középiskolai végzettséget kifejezõ változó is szignifikánsan különbözik 0-tól. Több változó együtthatójának értéke eltér a sima regresszióval kapott értéktõl (pl. egyetemi végzettség, gazdasági inaktivitás, várakozások), és a becsült jövedelmi egyenlõtlenségek esetében nagyságrendi eltérés is tapasztalható a két modellben kapott együttható között. Az összevont minta esetében (lásd 1. melléklet IV. és V. modell) az életkor változó a Heckman-modellben nem szignifikáns, az OLS regresszióval kapott együttható viszont igen. Több regressziós együttható értéke némileg eltérõ a két modellben (pl. jövedelem, felsõfokú végzettség, várakozások, relatív depriváltság), és ugyanúgy, mint elõbb, a becsült kereseti egyenlõtlenség esetében nagyságrendi különbség figyelhetõ meg. Ebben az esetben is szignifikáns az instrumentális változó együtthatója, ami bizonyítja a szelekció torzító hatását.

Meg kell jegyeznünk, hogy a Heckman-féle korrekció hatása nagymértékben függ attól, hogy milyen mértékben sikerül magyarázni a függõ változó esetében megfigyelt válaszhiányt. Jelen esetben a probit-modellek illeszkedése (pszeudo R2 értékek) 0.06-0.11 közötti, ami elsõ látásra alacsonynak tûnik, viszont hasonló modellek között nem kirívóan az (lásd Berk 1983; Kelley-Evans 1993 függelék), másrészt a csak 5 százalékban magyarázott szelekció is számíthat becsléseink torzítatlansága szempontjából, ahogy Berk (1983) elemzésébõl is látszik.


2. függelék
Független változók operacionalizálása

Nem: dichotóm változó, lehetséges értékei: 0: nõ, 1: férfi.

Kor: folytonos változó.

Jövedelem: a családi jövedelem értékeit szerepeltettük, ez ugyanis az a jövedelem-változó, amelyik leginkább összehasonlítható a két mintában. Az 1992-es jövedelemértékeket a fogyasztói árindex segítségével számítottuk át 1997-es értékre.

Középfokú végzettség: dichotóm változó, értéke 1 azon válaszadók esetében, akiknek legmagasabb végzettsége középiskolai érettségi.

Felsõfokú végzettség: dichotóm változó, értéke 1 azon válaszadók esetében, akiknek legmagasabb végzettsége fõiskola vagy egyetem.

Inaktív: dichotóm változó, amely azon válaszadók esetében veszi fel az 1 értéket, akik nem fõállásban vagy mellékállásban foglalkoztatottak és nem munkanélküliek, vagyis gazdaságilag inaktívak.

Vezetõ: dichotóm változó, amely a felsõ-, közép-, és alsóvezetõk esetében veszi fel az 1 értéket. A változót a mindkét kérdõívben szereplõ ISCO kódszámok alapján definiáltuk.

Önálló: dichotóm változó, amely az egyéni gazdák, kisiparosok és kiskereskedõk esetében veszi fel az 1 értéket.

Várakozások: dichotóm változó, értéke 1, ha a válaszadó kedvezõen ítéli meg jövõbeni helyzetét, vagyis a "Lát-e esélyt életszínvonala javítására?" kérdésre a "sokkal jobb lesz", illetve "jobb lesz" választ fogadja el.

Relatív depriváltság: azt tekintettük relatív depriváltnak, aki a vele azonos végzettségûek jövedelemeloszlásán belül az alsó kvartilisben található. Ez az operacionalizálás a boudoni logikát igyekszik követni, miszerint relatív deprivált az, aki befektetéseihez mérten a többieknél kevesebb hozamot ér el.

Funkcionális legitimálás: dichotóm változó, azok esetében veszi fel az 1 értéket, akik a "Magasabb szakképzettség magasabb fizetést érdemel" megállapítással egyetértenek.

Ökonomista legitimálás: dichotóm változó, azok esetében veszi fel az 1 értéket, akik "Az egyenlõtlenség szükséges a gazdaság fejlõdéséhez" megállapítással egyetértenek.

Radikális delegitimálás: dichotóm változó, azok esetében veszi fel az 1 értéket, akik "Az egyenlõtlenség a gazdagoknak jó" megállapítással egyetértenek.

Észlelt jövedelmi egyenlõtlenségek: folytonos változó, definiálását lásd a szövegben.

1. melléklet: regressziós modellek összevont mintán

Függõ változó: egyenlõsítõ attitûd
 

I. modell

II. modell

III. modell

IV. modell

V. modell
Konstans 0,55629* 0,53085* 0,55523* 0,66208* 0,55791*
Nem -0,02825 -0,02735 -0,02195 -0,00100 -0,01118
Életkor -0,00053 -0,00058 -0,00017 0,00162* -0,00023
Jövedelem 0,00330* 0,00494* 0,00439* 0,00288* 0,00405*
Középiskola 0,03138 0,02521 0,02159 0,06254* 0,03615*
Egyetem 0,18798* 0,17760* 0,15114* 0,17116* 0,15994*
Inaktív 0,06231* 0,05816* 0,05996* 0,02900* 0,04264*
Önálló -0,02675 -0,03124 -0,03844 0,00178 -0,00895
Vezetõ -0,00746 -0,00745 -0,00607 0,00565 -0,03225
Várakozások 0,05165* 0,05289* 0,03653* 0,02250 0,03008
Relatív
depriváltság		   0,05440* 0,05311* 0,03815 0,04841*
Radikális
delegitimálás		     -0,08783* -0,03848* -0,07121*
Ökonomista
legitimálás		     0,07516 0,06013 0,07004*
Funkcionalista
legitimálás		     -0,19081 -0,01836 -0,01853
Becsült ker.
egyenlõtlenség		       -0,03610 -0,00977*
R2 (kiigazított) 0,06020 0,06387 0,09778 0,33854

n.a.
Megjegyzés: A táblázat elsõ négy oszlopa OLS regresszió standardizálatlan regressziós együtthatóit tartalmazza, az V. modellben a Heckman-féle korrekcióval kapott eredmények vannak feltüntetve.  A vastagon szedett együtthatók szignifikánsan különböznek nullától, α = 0,05-os szignifikancia-szint mellett; a csillaggal jelöltek: α = 0,01-os szignifikancia-szint mellett. A minta elemszáma az elsõ négy modellben: n = 2133, az V. modell esetében n = 3365. n.a.: nincs adat, a használt programcsomag ezt az értéket nem számolja ki.


2. melléklet: A dekomponáláshoz használt regressziós modellek

Függõ változó: egyenlõsítõ attitûd
 

1987

1992
Konstans 0,86826* 0,45675*
Életkor 0,00240* 0,00003
Középiskola 0,08549* 0,04149
Egyetem 0,17807* 0,15679*
Inaktív -0,00091 0,06848*
Várakozások 0,02510 0,07369*
Radikális delegitimálás -0,02486 -0,05350
Funkcionalista legitimálás -0,02688 0,00139
Ökonomista legitimálás 0,04892* 0,08234*
Becsült egyenlõtlenség -0,09153* -0,00510*
l (lambda) 0,04733* 0,03363*


Probit-modellek
Függõ változó: hiányos válasz az egyenlõsítõ attitûd változónál: "1", egyébként "0"

Konstans 0,88773* 0,81056*
Misfunk18 -0,57082* -0,37416
Inaktív -0,04121 -0,15275
Kor -0,012537* -0,01065*
Jövedelem 0,011401* 0,00532
pszeudo R2 0,1125 0,0660
n

2267

1098
Megjegyzés: Az elsõ táblázat a Heckman-korrekcióval kapott standardizálatlan regressziós együtthatókat tartalmazza, a második táblázatban a Heckman-modell elsõ lépcsõjének tekinthetõ probit-modellek vannak feltüntetve. A vastagon szedett együtthatók szignifikánsan különböznek 0-tól, α = 0,05-os szignifikancia-szint mellett; *: α = 0,01-os szignifikancia-szint mellett.


Jegyzetek

 * A dolgozat a BKE Szociológia Tanszékén készült szakdolgozatom átdolgozott változata. Ezúton szeretnék köszönetet mondani szakszemináriumi témavezetõmnek, Lengyel Györgynek, valamint Kolosi Tamásnak, Róbert Péternek és Tóth István Györgynek az írás korábbi változataihoz fûzött értékes megjegyzéseikért, kritikáikért. Köszönet illeti Merkl Ildikót is az adatokhoz való hozzájutásban nyújtott segítéségéért. A dolgozat valamennyi hibájáért természetesen egyedül a szerzõ a felelõs.

1. Fordítva azonban nem feltétlenül érvényes ugyanez az összefüggés, állítják a szerzõk, mivel a magasabb végzettségûek képzettségük folytán hajlamosak szolidaritást érezni rosszabb helyzetben levõ embertársaikkal, így a gazdagok között a karitatív hajlamúak az alacsonyabb presztízsû foglalkozások számára magasabb jövedelmet tartanak méltányosnak. Ennek azonban ellenkezõjét bizonyította a szerzõk empirikus elemzése, miszerint a magasabb státus nem jár együtt az alacsony presztízsû foglalkozások számára méltányosnak tartott magasabb jövedelmi értékkel.

2. A szerzõk itt Kahneman és Tversky "hozzáférhetõségi heurisztika" elméletére hivatkoznak (Kelley-Evans-Kolosi 1992).

3. Az emberek azt a társadalmat tartják egyenlõbbnek, amelynek magas státusú rétege kiterjedt, vagyis a hierarchia csúcsán sokan helyezkednek el, és azt a társadalmi struktúrát tartják egyenlõtlennek, amelyet egy szûk elit jellemez (Kelley-Evans-Kolosi 1992).

4. Runciman egy negyedik feltételt is hozzáad a definícióhoz, miszerint relatív deprivá-cióról csak akkor beszélhetünk, ha az egyén megvalósíthatónak érzi X megszerzését. Crosby egy ötödik feltételt is szükségesnek tart, miszerint a relatív depriváltsághoz az is szükséges, hogy az egyén ne érezzen személyes felelõsséget azért, hogy még nem birtokolja X-et. (A definíciókat idézi: Alain 1985)

5. Elméletének lényegét a szerzõ hasonlattal illusztrálja: képzeljük el, hogy két párhuzamos kocsisor halad egy alagút felé, de mindkettõ elõrejutását forgalmi dugó akadályozza. A vezetõk nem látják a dugó okát, sem a kocsisor várható megindulására utaló jeleket, így csak egyetlen információjuk van saját jövõbeni helyzetükkel kapcsolatban, éspedig a másik kocsisor helyzete. Ha a másik kocsisor megindul, akkor õk is okkal reménykedhetnek helyzetük hamarosan bekövetkezõ javulásában, és ezért jólétük már pusztán ezáltal is növekszik. A sofõrök jövõbeni helyzetükkel kapcsolatos pozitív várakozásai azonban csak egy ideig hatnak; ha továbbra is csak a másik kocsisor mozog, az álló kocsisorban levõk egyre dühösebbek lesznek, és sokan közülük valószínûleg kísérletet tesznek, hogy a mozgó kocsisorhoz csatlakozzanak, akár szabálytalanság árán is.

6. Egyes szerzõk a szimultaneitás-problémára hívják fel a figyelmet ezzel a magyarázó változóval kapcsolatban. Szerintük nemcsak arról van szó, hogy az észlelt kereseti egyenlõtlenségek befolyásolják az egyenlõtlenség méltányosnak tartott mértékét, hanem ellentétes mechanizmus is mûködik: azok észlelnek nagyobb kereseti egyenlõtlenségeket, akik nagyobb egyenlõtlenségeket tartanak méltányosnak. Csepeli György és társai (1992) hasonló változókon végzett LISREL elemzése megerõsíti ezt a fordított ok-okozati viszonyt is. Itt azonban - egyszerûbb módszertani keretben maradva - e szimultán hatás lehetõségét nem teszteltük.

7. Hat foglalkozást választottunk ki (miniszter, vezérigazgató, orvos, segédmunkás, szakmunkás, paraszt) annak alapján, hogy szerepeltek-e a mindkét felvételben kérdezett foglalkozások között.

8. Formálisan:

 FAIRATA = (MFminiszter + Mfvezérigazgató + MForvos)/(MFsegédmunkás + Mfszak-munkás + MFtsz-paraszt), ahol MF: méltányos havi nettó fizetés.

9. Formálisan:

ESTRATA =  BFminiszter + BFvezérigazgató + BForvos)/(Bfsegédmunkás  + BFszak-munkás + BFtsz-paraszt), ahol BF: becsült havi nettó fizetés.

10. E kritériumok egyik csoportját az egyenlõsítõ kritériumok alkotják, amelyeket az a válaszadó fogad el, aki a méltányos jövedelemelosztásban csökkentené a jövedelmi egyenlõtlenségek valamilyen mérõszámát (a legnagyobb és legkisebb érték különbsége vagy hányadosa) az általa észlelt értékéhez képest. A jövedelmi különbségek kiegyenlíthetõk a magas státusú foglakozások jövedelmeinek csökkentésével, ezt fejezi ki a MINIMAX kritérium, illetve az alacsony státusú foglakozások jövedelmeinek növelésével, amit a MAXIMIN kritérium fejez ki. A kritériumok másik csoportját (nevezhetjük hatékonysági kritériumoknak) az jellemzi, hogy elfogadásuk nem szükségképpen jelenti a jövedelmi egyenlõtlenségek csökkentésének szándékát. A SUM kritériumot az a válaszadó fogadja el, akinek esetében a méltányos jövedelemértékek összege nagyobb, mint az észlelt jövedelemértékek összege. A PARETO kritérium elfogadása pedig azt jelenti, hogy a válaszadó egyik foglalkozás jövedelmét sem csökkentette, valamelyikét azonban növelte.

11. Mivel a minták elemszáma nem egyezik meg, súlyoznunk kell az összevont file-ba kerülõ megfigyeléseket: az összevont mintába mindkét minta csaknem ugyanakkora elemszámmal került be, az együttes mintanagyság azonban változatlan maradt.

12. A regresszióelemzés során eltávolítottuk a mintából a függõ változó, az észlelt kereseti egyenlõtlenség és a családi jövedelem változókon az eloszlástól kirívóan eltérõ outlier eseteket. A regressziós diagnosztikák közül a Cook-Weisberg-féle heteroszkedaszticitás-teszt nem szignifikáns.

13. A társadalmi státussal kapcsolatos változókkal egy modellben két demográfiai változót is szerepeltettem, mégpedig az életkort és a nemet. A kizárólag a státusváltozókat tartalmazó modellben (1. melléklet, I. modell) a nem együtthatója is szignifikáns, az összes magyarázó változónkat tartalmazó modellben azonban feltehetõleg kollinearitás probléma miatt nem az. A regressziós együttható elõjele azt mutatja, hogy a nõk nagyobb egyenlõtlenségek elfogadására hajlamosak, mint a férfiak.

14. A Heckman-korrekció alkalmazásával kapott eredmények.

15. Módszertanilag Jones és Kelley (1984) javaslatait követjük, melyeket a csoportok közötti különbségek dekomponálásával kapcsolatban fogalmaztak meg. A munkaerõpiaci diszkrimináció empirikus kutatásait elemezve rámutattak, hogy mivel a regressziós konstans értéke mérési, skálázási döntésektõl is függ (pl. hol választjuk meg a független változók nulla pontját, dummy változók referencia-kategóriáját, melyik irányba skálázunk változókat), ezért önmagában nem tekinthetõ csoportok közötti különbség kifejezésének. Jones és Kelley szerint a különbség csak három elemre bontható fel értelmesen: egy a modell által meg nem magyarázott részre (konstans és regressziós együtthatók hatása), a független változók átlagértékei közötti különbség hatására, valamint egy ún. interakciós komponensre.

16. Itt voltaképpen fel kellene sorolnunk az összes magyarázó változót, hiszen az összes mintabeli eloszlásának megváltozásából eredõ hatásról van szó.

17. Nozick híres példáját említi, a csillagászati összegeket keresõ kosárlabda-játékosról, akinek a keresetét ugyan sokan irigylik, de senkinek nem fordul meg a fejében, hogy azt a társadalmi rendszert hibáztassa, amelyben ilyen egyenlõtlenségek alakulhatnak ki, mivel keresete egyéni preferenciák kifejezésének eredménye.

18. Folytonos változó, amely azt mutatja, hogy hány funkcionális legitimálással összefüggõ kérdésre nem adott választ az illetõ.


Hivatkozások

Alain, Michel 1985. An Empirical Validation of Relative Deprivation. Human Relations, (38) 8, 739-749.

Andorka, Rudolf 1994. Magyarország a társadalmi jelzõszámok tükrében. In: Andorka Rudolf-Kolosi Tamás-Vukovich György (szerk.) Társadalmi Riport. TÁRKI

Bedekovics István-Kolosi Tamás-Szívós Péter 1994. Jövedelmi helyzet a kilencvenes évek elsõ felében. In: Andorka-Kolosi-Vukovich (szerk.)

Berk, Richard A. 1983. An Introduction to Sample Selection Bias in Sociological Data. American Sociological Review, (48) June, 386-398.

Berk, Richard A.-Subhash C. Ray 1981. Selection Biases in Sociological Data. Social Science Research, 11.

Boudon, Raymond 1992. Sentiments of Justice. Social Justice Research, (5) 2.

- 1993. La logique de la frustration relative. Effets pervers et ordre social. 2e. éd. Quadrige, 131-155.

Csepeli György-Neményi Mária-Örkény Antal 1992. A szegénység és gazdagság okaira adott magyarázatok rejtett normatív szempontjai Magyarországon. Szociológiai Szemle (2) 3, 21-41.

Ferge, Zsuzsa 1996a. A rendszerváltás megítélése. Szociológiai Szemle (5) 1.

- 1996b. A rendszerváltás nyertesei és vesztesei. In: Andorka Rudolf-Kolosi Tamás-Vukovich György (szerk.): Társadalmi Riport. TÁRKI 1996, 414-444.

Festinger, Leon 1974. A kognitív disszonancia elmélete. In: Szociálpszichológia. Budapest 1974, 75-83.

Finkel, Steven E.-James B. Rule 1986. Relative Deprivation and Related Psychological Theories of Civil Violence: A Critical Review. In: Research in Social Movements, Conflicts and Change, 9, 47-69.

Greene, William H. 1993. Econometric Analysis. 2ed. New York: Macmillan

Hirschman, Albert O. 1973. The Changing Tolerance for Income Inequality. The Quarterly Journal of Economics, (87) 4, 544-566.

Jones, F. L.-Kelley, Jonathan 1984. Decomposing Differences Between Groups. Sociological Methods & Research, (12) 3, 323-343.

Kelley, Jonathan-M. D. R. Evans 1993. The Legitimation of Inequality: Occupational Earnings in Nine Nations. American Journal of Sociology, (99) 1, 75-125.

Kelley, Jonathan-M. D. R. Evans-Kolosi Tamás 1992. Images of Class: Public Perceptions in Hungary and Australia. American Sociological Review, (57) Aug.

Kolosi Tamás 1990. Egyenlõtlenségtudat nemzetközi összehasonlításban. In: Andorka Rudolf-Kolosi Tamás-Vukovich György (szerk.) Társadalmi Riport, TÁRKI, 373-401.

Lane, Robert 1986. Market Justice, Political Justice. American Political Science Review, 80, 383-402.

Lengyel György-Tóth István János 1996. Az életszínvonallal való elégedetlenség társadalmi tényezõi. Jel-Kép, 1, 31-46.

Rossi, Peter H.-Howard E. Freeman-Sonia R. Wright 1979. Evaluation. A Systematic Approach. Beverly Hills, London: Sage Publications

Sági Matild 1996. Egyenlõtlenség és egyenlõtlenségtudat. In: Andorka Rudolf-Kolosi Tamás-Vukovich György (szerk.): Társadalmi Riport. TÁRKI

Sen, Amartya K. 1973. On Economic Inequality. Oxford: Clarendon

Simkus Albert-Róbert Péter 1991. Egalitarianism and Stratification under a Mixed Socialist Economy. Kézirat. Vanderbilt University, Working Group for Comparative Social Studies

STATA Corporation 1995. STATA 4.0, Texas

Szirmai, Adam 1988. Inequality Observed: A Study of Attitudes towards Income Inequality. Aldershot: Avebury

Tóth István György 1990. Az igazságos jövedelemelosztással kapcsolatos attitûdök vizsgálata. Kézirat. BKE

- 1991. A társadalmi (elosztási) igazságosság problémája. Szociológiai Szemle (1)1, 151-170.

- 1992. Attitudes towards just Earnings Differentials. Kézirat. Budapest

Verba, Sidney et al. 1987. Elites and the Idea of Equality. Harvard University Press

Wegener, Bernd 1990. Equity, Relative Deprivation and the Value Consensus Paradox. Social Justice Research, 4, 65-86.

- 1991. Relative Deprivation and Social Mobility: Structural Constraints on Distributive Justice Judgements. European Sociological Review, 7, 1.