Bevezetés

A strukturált társadalmi egyenlõtlenségek értelmezése és magyarázata központi szerepet tölt be a társadalomtudományokban. A szociológiában az ebben a témakörben régebben egyértelmûen az osztály volt a legfõbb koncepció, a társadalmi rétegzõdés-kutatók a társadalmi rend legfontosabb sajátosságának osztálytársadalmi jellegét tekintették (Crompton-Mann 1994a). Mára korántsem ilyen egyértelmû a helyzet, az utóbbi idõben csökkent az osztályelméletek népszerûsége a szociológusok körében, és megjelentek az osztályok "halálát" hangoztató elméletek is (Pakulski-Waters 1996). Az osztályelméleteknek komoly vetélytársuk támadt a nemi egyenlõtlenségek relevanciáját hirdetõ elméletek megjelenésével, amelyek a társadalmi rend megértése szempontjából a nemi egyenlõtlenségeket legalább olyan fontos tényezõnek tekintik, mint az osztályegyenlõtlenségeket.

A 1980-as évek közepén a nemi egyenlõtlenségek relevanciáját képviselõ feminista szociológusok és a hagyományos rétegzõdéselmélet kutatói között fontos elméleti vita zajlott le. A vita egyik fõ kérdése az volt, vajon a nemi hovatartozás vagy az osztály-dimenzió a fontosabb társadalomszerkezet szempontjából. Tanulmányomban szeretnék hozzájárulni empirikus elemzéssel a kérdés megválaszolásához. A vitának csak nagyon kis szeletét vizsgálom: azt, hogy melyik dimenzió - az osztály-dimenziót az osztályszármazással mérve - volt fontosabb a vállalati felsõvezetési esélyek szempontjából 1993-ban Magyarországon.

Az írás elsõ felében bemutatok néhány, az empirikus kutatásom témájához kapcsolódó mûvet a bõséges szakirodalomból. Ezután a kutatásomat vázolom fel. Két adatfelvétel egyesített mintáján ("case-control study") logisztikus regresszió alkalmazásával teszteltem a hipotéziseimet, amelyek a nemi hovatartozás és az osztályszármazás abszolút és relatív (egymáshoz viszonyított) fontosságára vonatkoztak a vállalati felsõvezetési esélyek tekintetében.
 

Elméleti háttér
Osztályelméletek

Az osztály kérdésköre régóta foglalkoztatja a szociológusokat. E témával kapcsolatban számos cikk, könyv, tanulmány jelent meg. S bár Stinchcombe állítása, miszerint "a szociológiának csak egyetlen független változója van, az osztály" (idézi Wright 1979: 3), túlzásnak tekinthetõ, de azért jelzi az osztály fogalmának fontosságát a szociológia szempontjából. Az utóbbi idõben - mint említettem - terjedõben vannak az osztályok "halálát" hangoztató elméletek (Clark-Lipset 1991; Clark-Lipset-Rempel 1993; Pakulski-Waters 1996).

Az osztályelméleteket megkülönböztethetjük relacionális vagy graduális megközelítésük szerint (Wright 1979)¹. A graduális osztálykoncepciók valamilyen szempont szerint felállított rangsoron alapulnak. A kortárs szociológiában Wright két fõ verzióját emeli ki a graduális koncepcióknak: a jövedelem és a társadalmi státus, presztízs alapján kialakított osztályokat. A relacionális osztályelképzelések más osztályokhoz való strukturált társadalmi kapcsolatukon keresztül definiálják az osztályokat és nem pusztán sorrendi viszonyokon alapulnak. Az empirikus kutatás során ez utóbbi megközelítést alkalmaztam.

Az osztályszármazás és a vállalati felsõvezetési pozíciók

A tanulmány empirikus részében az osztályszármazás hazai vállalati felsõvezetési esélyekre gyakorolt hatását vizsgálom majd, így érdemes lehet az osztályokkal foglalkozó kutatásoknak abból a szûkebb szeletébõl néhányat bemutatnom, amely az osztályszármazás és a vállalati felsõvezetési pozíciók, az üzleti elit kapcsolatával foglalkozik.

Az intergenerációs mobilitás vizsgálata fontos részét képezi egyes rétegzõdéskutatók munkásságának. Goldthorpe és Marshall (1992) szerint az osztályelemzés célja az osztálystruktúrák, osztálymobilitás, osztály alapú egyenlõtlenségek és osztály alapú cselekvés közti viszonyok tanulmányozása. Wrighttal és más marxista irányultságú szociológusokkal ellentétben Goldthorpe-nál a mobilitás kérdésköre fontos helyet foglal el az osztályelemzés területén belül. Szerinte a mobilitás alapvetõ jelensége a kapitalista társadalomnak. Befolyásolhatja, hogy az emberek hogyan látják magukat, milyen értékeket, célokat követnek. A mobilitás a struktúra és a cselekvés közti összekötõ kapocs. A marxisták a mobilitással kapcsolatban egyrészt a proletarizációt, másfelõl pedig a felfelé irányuló mobilitásnak az osztálytudat kialakulását akadályozó hatását emelték ki. Goldthorpe azonban a társadalmak nyitottságát-zártságát tekinti fontos kérdésnek, azt, hogy a különbözõ társadalmi származású egyéneknek mennyire egyenlõek az esélyeik a társadalmi munkamegosztás különbözõ pozícióira. Az abszolút mobilitási arányok mellett a relatív mobilitási arányok jelentõségét hangsúlyozza - ez utóbbival a különbözõ csoportok abszolút rátáinak egymáshoz viszonyítára utal. Szerinte a társadalom relatív mobilitási esélyei mutatják nyitottságát. Az abszolút mobilitási arányszámok pedig az osztályformálódás és osztálycselekvés szempontjából meghatározóak (Goldthorpe 1987). Vizsgálatai alapján többek között azt a következtetést vonja le, hogy a brit társadalom nem nyitott, illetve hogy teljesül az FJH - Featherman-Hauser-Jones-hipotézis, amely a relatív mobilitási esélyek hasonlóságát (és állandóságát) mondja ki a piaci gazdaságú és nukleáris családokból felépülõ társadalmakban (Hauser-Featherman 1977).

Az osztályszármazás vizsgálata a kifejezetten az üzleti elittel foglalkozó szociológiai szakirodalomban nem foglal el központi helyet manapság. A történetszociológiában azonban több klasszikus tanulmány is foglalkozik az üzleti elit társadalmi mobilitásával. Ezek egy része az életrajzi lexikonokban szereplõ üzletembereket tekintette az üzleti elitnek, másik részük pedig a legnagyobb vállalatok legfelsõbb vezetõit². Mills (1945), Bendix-Howton (1967) klasszikus tanulmányukban megállapítják, hogy az amerikai üzleti elit a 16. századtól a 20. század középsõ harmadáig terjedõ idõszakban mindvégig nagyrészt a felsõbb osztályokból származott. Kaelble (1986) nyugat-európai országokra is kiterjedõ vizsgálatai is hasonló eredményt adtak, eltérést az egyes országok között leginkább abban talált, hogy a felsõbb osztályok melyik részébõl rekrutálódott az elit.

A legtöbb elitvizsgálat kiemelten foglalkozik az iskolai végzettség kérdésével, és hangsúlyozza, hogy az elit iskolázottabb, mint az átlagnépesség. Érdemes ezért megvizsgálni a társadalmi származás, az iskolai végzettség és az elitpozíciók kapcsolatát. Az iskolai végzettség és a társadalmi egyenlõtlenségek viszonyáról két fõ álláspont alakult ki (Pakulski-Waters 1996). Az egyik szerint az iskolarendszer a társadalmi egyenlõtlenségek mérsékléséhez járul hozzá, segít megtörni azt a folyamatot, amelynek során az elitek gyerekeikre próbálják átörökíteni hatalmukat. A másik álláspont szerint az oktatási rendszer nemhogy a strukturális egyenlõtlenségek csökkentését segítené, hanem épp ellenkezõleg, maga járul hozzá az egyenlõtlenségek fenntartásához, újratermeléséhez. Ennek a nézetnek a legismertebb megfogalmazója Pierre Bourdieu (1983), aki a tõke fogalmát a gazdasági értelemben vett tõkénél tágabban értelmezve, bevezette a kulturális tõke fogalmát. Kulturális tõkén az iskolai végzettséget, az iskolai címeket, a modort és a stílusérzéket érti. Szerinte nemcsak a gazdasági tõkén keresztül, hanem a kulturális tõke biztosításán keresztül is átörökíthetik privilegizált helyzetüket a domináns osztályok (fõképp olyan társadalmakban, ahol elválik egymástól a vállalatok tulajdona és vezetése). Bourdieu (1996) megvizsgálta a legprosperálóbb 100 francia vállalat legfelsõ vezetõinek társadalmi eredetét 1952 és 1972 között, és azt találta, hogy az nem sokat változott, legalább hathetedük az általa "dominánsnak" nevezett osztályokból származott (például igazgatók, földbirtokosok, értelmiségiek, bankárok stb).

Putnam (1976) négy lehetséges modellt mutat be a (politikai) elittagság, a társadalmi származás és az iskolai végzettség kapcsolatairól. Az elsõ modell szerint az iskolai végzettség és a társadalmi származás két alternatív útját jelentik az elitbe kerülésnek (de nincs közöttük kapcsolat). A második modellben az osztályszármazás hatása az elitbe kerülésre pusztán indirekt, az iskolai végzettségen keresztül közvetített. Az iskolai végzettségi akadályokat leküzdve, a magas iskolai végzettséggel rendelkezõ alsóbb osztályszármazásúaknak ugyanolyan esélyeik vannak az elitbe kerülésre, mint a középosztályból származó, hasonló iskolai végzettséggel rendelkezõknek. A harmadik modellben a magasabb származás magasabb szintû iskolai végzettséggel jár együtt, de nem az iskolai végzettség, hanem a származás az, ami számít az elitbe kerülés szempontjából. Mivel a felsõbb osztályok tagjai általában magasabb szintû iskolai végzettséggel rendelkeznek, ezért az elitben nagyobb a magasabb szintû iskolai végzettséggel rendelkezõk aránya, de nincs direkt kapcsolat az iskolai végzettség és a társadalmi származás között. Ha egy alsóbb osztálybeli magas iskolai végzettséget is szerez, akkor sem tud bekerülni az elitbe. A második és a harmadik modell elemeit kombinálja a negyedik modell. Az iskolai végzettség rekrutációs kritériumnak számít, és közvetíti az osztályszármazás hatásának egy részét, de a társadalmi származás is közvetlenül kapcsolódik az elittagsághoz. Putnam szerint az elsõ modell nem igazán fordul elõ a gyakorlatban: különbözõ országokban végzett tanulmányok mindig találtak valamilyen szintû kapcsolatot az iskolai végzettség és a társadalmi származás között.
 
 

Putman négy modellje az iskolai végzettség, a társadalmi származás és az elit státusz lehetséges kapcsolatáról

Forrás: Putnam 1976: 30.

A következõkben az osztályszármazás és a hazai vállalati felsõvezetési pozíciók kapcsolatára vonatkozó irodalomból emelnék ki néhányat.

Lengyel György (1986) a 19. században és a 20. század elsõ felében mûködött üzleti elit rekrutációs mintáit elemezte. Mintáját életrajzi lexikonból kiválasztva, hasonló eredményre jutott, mint a külföldi országokat vizsgáló kutatók (Mills 1945; Bendix-Howton 1967; Kaelble 1986). Megállapítja, hogy a hazai üzleti elit tagjainak döntõ többsége is a felsõbb osztályokból származott, és Magyarországon is elhanyagolható mértékû volt a hosszabb távú intergenerációs mobilitás. A legnagyobb csoportot az eliten belül Magyarországon is azok alkották, akiknek az apjuk üzletember volt, bár az üzleti tevékenységet folytató családokból származók aránya alatta maradt a nemzetközi átlagnak. Ugyanakkor nagyobb volt Magyarországon az értelmiségi családból származók aránya, és nagyobb arányban rendelkeztek az üzleti elit tagjai fõiskolai vagy egyetemi végzettséggel, mint amerikai vagy német társaik. Hasonlóan a német modellhez, Magyarországon is kevés paraszti származású volt az elitben.

Kevés tanulmány foglalkozik a kelet-európai tervgazdasági vezetõkkel. Lengyel (1997a) kiemeli, hogy a hazai kutatások, amelyek a tervgazdasági vezetõkkel foglalkoztak, nagyrészt vagy esettanulmányok voltak, vagy csupán kis mintákon alapultak. Lengyel a tervgazdasági vezetõket vizsgálván megállapította, hogy a társadalmi származás formális szelekciós kritériummá vált: 1945 elõtt az értelmiségieket, ezután az alkalmazott középosztálybelieket, majd pedig a munkás- és kispolgári származásúakat preferálták. Az államosítások után radikálisan megváltozott a vállalati igazgatók összetétele - mind származásuk, mind képzettségük tekintetében - a század elejihez képest. Az új vállalati vezetõk közel kétharmada legfeljebb hat osztályos végzettséggel rendelkezett. 1954-ben a vállalati igazgatóknak több mint héttizede munkásszármazású, majdnem nolyc százaléka pedig parasztszármazású volt. Technikusi vagy magasabb végzettséggel ekkor több mint ötven százalékuk rendelkezett, ugyanakkor még mindig majdnem egynegyedet tett ki a 8 eleminél alacsonyabb végzettségûek aránya. Az elõzõ rendszer második húsz évében fokozatosan megváltoztak a kompetencia- és a lojalitási kritériumok: a származás helyett a hangsúly egyre inkább a képzettségre, tapasztalatokra és a párttagságra került, már könnyebben kerülhettek be nem munkásszármazásúak a vezetõk közé (Lengyel 1997a). 1984-ben a vállalati elit 61,1 százaléka kékgalléros származású volt: apjuk szak-, betanított- vagy segédmunkás, vagy paraszt volt. 1990-re valamelyest csökkent a munkásszármazásúak, a kékgallérosok aránya: 1990-ben 54,1 százalékuk apja volt kékgalléros (Lengyel 1992).

A rendszerváltás utáni elitekkel foglalkozó irodalomban nem az inter-, hanem az intragenerációs mobilitás vizsgálatán van a fõ hangsúly (ez utóbbi kérdéskör bõ irodalmából egy példa: Szelényi-Szelényi 1996). Pedig Lengyel (1997b) szerint az 1990-es évek elején lényeges változás ment végbe az intergenerációs mobilitásban: számottevõen megnõtt a nem munkásszármazásúak aránya. 1993-ban az 50 fõnél többet foglalkoztató magánvállalatok felsõvezetõi között 42, a 300 fõnél többet foglalkoztató állami vállalatok vezetõi körében 38 százalékos volt már csak a munkás apák aránya. Az 1980-as és 1990-es években is a hazai üzleti elit egyik legfontosabb kritériuma a felsõfokú végzettség volt: a kilencvenes években is több mint kilenc tizedük rendelkezett diplomával. Éppen ezért érdemes megnéznünk, hogyan befolyásolta az osztályszármazás az iskolázottsági esélyeket hazánkban, hogy megtudjuk, magyarázhatja-e a nem munkásszármazásúak nagyobb arányát az elitben az, hogy a munkás családból származóknak átlagosan alacsonyabb az iskolai végzettségük a teljes népességben. Mivel az 1993-as üzleti elit, illetve a vállalati felsõvezetõk szinte kivétel nélkül a rendszerváltás elõtt fejezték be iskoláikat, a kérdés tulajdonképpen az, hogyan differenciálta az osztályszármazás az iskolázottsági esélyeket az elõzõ rendszerben. A második világháború után több reform is célul tûzte ki az iskolázottsági egyenlõtlenségek megszüntetését. Szelényi Szonja és Aschaffenburg (1993:71) empirikus elemzésükben azt vizsgálták, hogy volt-e a szocialista reformoknak eredménye az 1911 és 1960 között született férfiak és nõk esetében az iskolázottsági lehetõségek tekintetében. Arra a következtetésre jutottak, hogy a reformok csak kevés eredménnyel jártak, az apa foglalkozása és végzettsége nagymértékben befolyásolta az iskolai végzettséget.
 

A társadalmi nem elméletei

Waters (1994: 250) a kortárs társadalomtudományi elméletek egyik legkülönösebb jellemzõjének tartja, hogy "miközben állandóan általános elméletek megfogalmazására törekszenek az emberi társadalomról", nem vesznek észre olyan fontos tényt, mint a nemek közötti különbségek és egyenlõtlenségek.

Hangsúlyozza, hogy mivel a szociológia fõvonala nem (vagy alig) foglalkozott a nemek közötti egyenlõtlenségekkel, a társadalmi nem elméletei nagyrészt a szociológia területén kívülrõl, a feminista mozgalomból eredeztethetõek. Szerinte ez két következménnyel jár a társadalmi nemmel kapcsolatos kifejezetten szociológiai elméletekre: 1. rövidek és töredékesek, 2. nem alkotnak egységes egészt olyan mértékben, mint ahogyan a szociológiai elméletek általában, és nem képezik integráns részét a fõvonalbeli szociológiai elméleteknek. Ehhez hozzátehetünk egy harmadik következményt is: ezek az elméletek, elmélettöredékek nagyrészt konfliktusközpontúak.

A társadalomtudósok³ között a társadalmi nem (a férfiak és nõk pszichológiai, kulturális és társadalmi jellemzõi) és a biológiai nem (a férfiak és nõk testi, biológiai jellegzetességei) közötti kapcsolat tekintetében megoszlanak a vélemények. A szociobiológia képviselõi hajlamosak a társadalmi nembeli különbségeket visszavezetni kizárólag biológiai tényezõkre. A társadalomtudósok nagy része azonban úgy látja, hogy a nemek közötti viselkedésbeli különbségek okaiként fontosabbak a kulturális tényezõk, a szocializáció folyamata, mint a biológiai tényezõk (Walby 1993).

A társadalmi nemek közötti különbség elméleteit Lengermann és Niembrugge-Branteley (1988) három típusba sorolja:

1. a társadalmi nembeli különbségeket pusztán különbségnek és nem egyenlõtlen vagy elnyomó hatalmi viszonynak tekintõ elméletek,
2. a különbségeket egyenlõtlenségnek tekintik,
3. a különbségeket eltérõ hatalmi viszonynak tartják, a nõk férfiak általi elnyomását hangsúlyozzák.

Parsons és Bales (1955) strukturalista-funkcionalista megközelítése szerint a nemi szerepek különbözõsége funkcionális; a család akkor tudja ellátni fõ funkcióit, ha a szülõk specializálódnak. Többfajta magyarázatot is kifejtenek, hogy miért a nõk végzik a háztartási munkát. Elemzésükben végig a nemi szerepek közötti különbségekrõl beszélnek, és nem egyenlõtlenségekrõl.

A nemek közötti különbségekkel óriási mennyiségû külföldi irodalom foglalkozik, amelynek zöme a konfliktusközpontú, praxisorientált feminista megközelítést alkalmazza. Ezeknek az írásoknak nagy része nem szociológiai, nagy szerepet kapnak bennük az ideológiai és az emancipatorikus törekvések.

A konfliktuselméleti szociológiai megközelítés két jellegzetes irányzata közül az egyik a nemek közötti egyenlõtlenségeket a kapitalizmus melléktermékének tekinti (marxista elméletek), a másik a nemek közötti egyenlõtlenségeket nem a kapitalizmus puszta melléktermékeként értelmezi, hanem az egyik nem másik általi elnyomását hangsúlyozza.

Az elsõ irányzat képviselõi szerint a társadalmak fõ konfliktusa az osztálykonfliktus, a kapitalista termelés a kizsákmányolás elsõdleges közege a kortárs nyugati társadalmakban. Szerintük az osztályviszonyok határozzák meg a társadalmi nemi viszonyokat, nem létezik független patriarchális rendszer. A kapitalizmus okozza (mellékhatásként) a nemek közötti egyenlõtlenségeket (Walby 1994a).

A másik irányzat maga is több részbõl tevõdik össze, többek között a kapitalizmus-patriarchátus duális rendszerétnek magyarázatára törekvõ elméletekbõl és a csak a nõk elnyomására koncentráló elméletekbõl. Mindenesetre mindegyik szerzõ rendszert vél felfedezni a nõk elnyomásában.

A nõk elnyomásával foglalkozó konfliktuselméleti irodalom központi fogalma a patriarchátus ("patriarchy"). Walby, az egyik legkomplexebb patriarchátus-elmélet kidolgozója, a patriarchátust úgy határozza meg, mint "a társadalmi struktúrák és gyakorlatok rendszerét, amelyben a férfiak uralják, elnyomják és kizsákmányolják a nõket" (Walby 1994a: 20).
 

A nemi hovatartozás és a vállalati felsõvezetési pozíciók

Az írás második részében a nemi egyenlõtlenségeknek csak egy szûkebb csoportjával foglalkozom, a férfiak és nõk közötti egyenlõtlenségekkel a vállalati felsõvezetési pozíciók tekintetében. Éppen ezért érdemes áttekintenünk néhány elméletet és adatot, amelyek ezen a szûkebb területen lévõ különbségekre vonatkoznak.

Vizsgálatok igazolják, hogy a munkaerõpiacok nemek szerint vertikálisan szegregálódnak világszerte. A vertikális szegregáció a beosztási szintek szerinti elkülönülést jelenti: azt, hogy a beosztási szinteken egyre feljebb haladva egyre csökken a nõk aránya (Nagy 1997a). Noha a nõi vezetõk aránya az elmúlt évtizedekben nagymértékben nõtt, a felsõvezetõk, felsõ szintû menedzserek körében továbbra is elenyészõ az arányuk, a "gazdasági élet elsõ szintû vezetõi székeiben szinte egyáltalán nincsenek jelen a nõk" (Nagy 1997a: 37).

A vállalati felsõvezetõk körében egyes vizsgálatok szerint⁴ Magyarországon 1984-ben nagyjából hét százalékot tettek ki a nõk, 1990-ben az Ipari Minisztérium által alapított vagy felügyelt vállalatok felsõvezetõi között körülbelül 14 százalékot (Lengyel 1992), és 1993-ban a 300 fõnél többet foglalkoztató állami feldolgozóipari vállalatok, illetve az 50 fõnél többet foglalkoztató magánvállalatok vezérigazgatói vagy elsõ számú helyettesei körében nagyjából egytized volt az arányuk (Nagy 1995), illetve ugyanebben az évben egy másik vizsgálat mintájában az árbevétel szerinti top 3000 vállalat vezérigazgatói körében majdnem hét százalékos aránnyal szerepeltek a nõk (Szelényi-Szelényi-Kovách 1995).

A férfiak és nõk közötti fizetett munkabeli egyenlõtlenségek magyarázatára viszonylag sok irodalom van. Itt most csak Fine (1992) tanulmányát emelném ki, amelyben a nõk hátrányos munkaerõpiaci helyzetét magyarázó elméleteket csoportosítja. Négy különbözõ analitikus, metodológiai megközelítést állapít meg: a strukturális, a szimultán, a folyamatokat hangsúlyozó és a történelmi múlt hatását hangsúlyozó megközelítést. Egyszersmind rámutat, hogy az egyes konkrét munkákban ezek a módszertani megközelítések keveredhetnek.

A strukturális megközelítésekben a struktúrákon van a hangsúly. Ide tartoznak Fine szerint általánosabb szinten a patriarchátus-elméletek, amelyek a nemek közötti munkaerõpiaci különbségeket arra vezetik vissza, hogy a férfiak mint társadalmi-gazdasági csoport elnyomják a nõket mint csoportot. Ehhez az irányzathoz sorolhatók a nemi diszkrimináció strukturális egyenlõtlenségeinek elméletei és az eltérõ munkaerõpiaci pozíciókat a végzett háztartási munka strukturális különbségeire visszavezetõ elméletek. Konkrétabb és részletesebb elemzési szinten a strukturális megközelítések vizsgálhatnak munkaerõpiacra lépés elõtti strukturális különbségeket vagy munkaerõpiacra lépés utániakat. Az elõbbiek esetében a hangsúly a munkaerõpiacon kívüli tényezõkön van: például iskolázottság, képzettség, a háztartási feladatok iránti kötelezettség. A belépés utáni tényezõk esetében rendszerint a munkaerõpiac és/vagy a szervezetek belsõ mûködésének strukturális egyenlõtlenségeit vizsgálják (Fine 1992).

A szimultán megközelítésekben ezzel szemben nem (vagy alig) jelennek meg struktúrák. Ezek az elméletek (pl. az emberi tõke elmélet) a nõk munkaerõpiaci helyzetét a nõk kedvezõtlenebb munkaerõpiaci jellemzõinek aggregált hatásával magyarázzák. Fine ezt a megközelítést a pontozáshoz hasonlítja: mintha különbözõ pontokat kapnának az emberek a szaktudásukért, a szakmai tapasztalatukért, a puszta csoporttagságukért (pl. nemi hovatartozás), és ez magyarázná a munka-erõpiaci helyzetüket.

A harmadik megközelítés az egyenlõtlenségek magyarázatában a folyamatokat hangsúlyozza. Például a technológiai változást gyakran úgy tekintik, mint olyan "motor"-t, amelynek produktumaként nagyszámú alacsony fizetésû álláslehetõség jött létre a nõk számára.

A negyedik dimenzió a történelmi megközelítés, amely a múltbeli foglalkoztatási szabályszerûségek jelenben is érvényesülõ hatásával magyarázza az egyenlõtlenségeket, és a múltbeli helyzet tehetetlenségi erejét, a változtatás nehézségeit hangsúlyozza.

A munkaerõpiaci egyenlõtlenségek egy szûkebb csoportjával, a vezetési, menedzseri pozícióbeli egyenlõtlenségekkel kapcsolatban Nagy (1997a; 1997b) Fagenson nyomán három irányzatot különböztet meg: a nemekre, a szervezetre, illetve a nemekre és a szervezetre is összpontosító megközelítésmódot.

"A nemekre összpontosító elméletek szerint mindenekelõtt a nõk belsõ, személyes jellemzõire vezethetõ vissza az a tény, hogy közülük kevesebben jutnak be jól fizetõ, nagy felelõsségû vezetõ állásokba" (Nagy 1997a:39). Egyes szerzõk a nõk és férfiak eltérõ iskolai végzettségét, a foglalkozás iránti eltérõ mértékû kötelezettségüket emelik ki. Az elõbbi a magyarországi helyzetre nem teljesül. Nagy (1997a) szerint az 1990-es években Magyarországon az iskolai végzettség szintjének eltérése nem indokolhatja már a vezetési esélybeli különbségeket, mivel a nõk iskolai végzettségi szintje nagymértékben emelkedett az elmúlt évtizedekben, és 1990-re az aktív népességhez tartozó nõk között magasabb volt a diplomások aránya, mint az aktív férfiak körében. Az egyéni tényezõket hangsúlyozó irányzat sok képviselõje a szocializáció szerepét véli fontosnak.

A szervezetre összpontosító megközelítés a nemre visszavezethetõ tényezõk helyett a férfiakat és a nõket foglalkoztató szervezetek mûködésének tulajdonítható tényezõkre helyezi a hangsúlyt. Kanter (1977) egy nagy gazdasági szervezet elemzésekor a nõk elenyészõ arányát a vezetésben szervezeti tényezõkkel magyarázta: nem a nemi különbségek, hanem a szervezeten belüli elõrejutási lehetõségekben meglevõ hatalmi és számbeli arány különbségei magyarázzák szerinte a férfiak és nõk eltérõ tapasztalatait és sorsát a szervezetekben. Úgy véli, ha az egyének másik csoportja találná szembe magát olyan strukturális tényezõkkel, mint a nõk, akkor õk is hasonlóan reagálnának rá (Nagy 1997a: 41).

Az egyénre és szervezetre összpontosító megközelítés mindkét elõzõ megközelítés szempontjait felhasználja. Az irányzat képviselõi szerint nem lehet a nõk eltérõ szervezeti viselkedését, eltérõ karriermintáját és kisebb vezetési esélyeit pusztán csak az egyéni vagy csak a szervezeti tényezõkre visszavezetni. Szerintük az egyéni, a szervezeti és a társadalmi rendszer tényezõi kölcsönösen hatást gyakorolnak egymásra.

A vezetési pozícióbeli egyenlõtlenségek egyik lehetséges elemzési módja a "nettó nemek közötti különbség" módszer, amely kivitelezése során egy többváltozós egyenletet állítanak fel, a vezetési pozíciót tekintvén függõ változónak, és a nemi hovatartozás mint független változó mellé kontrollváltozókat vonnak be. Ha a kontrollváltozók bevonása után is szignifikáns marad a nemi hovatartozás változó, akkor a kutatók gyakran azt a következtetést vonják le, hogy valószinû a direkt diszkrimináció megléte. Wright (1997) hét országra kiterjedõ, a "nettó nemek közötti különbség" módszerét alkalmazó empirikus kutatása során úgy találta, hogy bár jelentõsen különböznek az egyes országok egyenleteinek az eredményei a nemi hovatartozás változójának nagyságában, ugyanakkor megegyeznek abban, hogy a változó a kontrollváltozók bevonása után is szignifikáns maradt.
 

Az osztály-gender vita

Az 1980-as évek közepén a nemi egyenlõtlenség konfliktuselméleti szociológusai és a rétegzõdéselmélet kutatói között fontos vita zajlott le. A vita két részbõl tevõdött össze: egy osztálymérési, inkább empirikus, és egy inkább elméleti, strukturalista vitából. A strukturalisták vitájában a résztvevõk a társadalmi rend alapvetõ jellemzõit igyekeznek megtalálni. Lényegében azt vizsgálták, hogy a modern ipari társadalmakban egy vagy két legfõbb forrása van-e a rétegzõdésnek, és hogy a társadalmi rend legfõbb jellemzõi a gazdasági struktúrából származnak-e, vagy a családi és rokonsági rendszerbõl is (sõt esetleg elsõdlegesen onnan).

Három irányzat jelent meg a vitában: a) az osztályok relevanciáját képviselõk, a nemi egyenlõtlenségeket mint társadalomszerkezeti dimenziót elutasító elméletek (Lockwood 1994), b) az osztály és a nemi egyenlõtlenségek kérdését nem elkülöníthetõnek tartó, a két kérdéskör együttes elméletének szükségességét hirdetõk irányzata (Crompton-Mann 1994a; 1994b; Mann 1994), c) a nemi hovatartozásbeli egyenlõtlenségeket önálló hatalommegoszlási tényezõnek tekintõ feminista irányzat, amely egyes esetekben a nemi egyenlõtlenségeket tartotta elsõdlegesnek (Walby 1994b; Delphy 1994; Stacey 1994).

Lockwood (1994) a konvencionálisnak nevezett megközelítésében azt az álláspontot képviseli, hogy a nemi egyenlõtlenségek nem képezik a rétegzõdéselmélet részét, elveti a társadalmi nem fontosságát a társadalmi rend megfelelõ megértésében. Abból indul ki, hogy a hagyományos rétegzõdéselmélet célja az osztályok és rendek (státuscsoportok) formálódása mértékének, variációinak vizsgálata és magyarázata.

A rétegzõdéselemzésnek Lockwood szerint csak egyik mellékterméke annak vizsgálata, hogy milyen egyenlõtlenségeket okoz a lehetõségekben és a jutalmakban, életesélyekben az osztály- és rendképzõdés szintje, a rétegzõdésnek nem az egyenlõtlenségek vizsgálata az elsõdleges tárgya (és így a nemi egyenlõtlenségek vizsgálata sem). Hangsúlyozza, hogy azért, mert valamely téma fontos az Egyenlõ Esélyek Bizottsága számára, még nem jelenti a szociológiai relevanciáját. Éppen ezért hibásnak tartja azokat az érveket, amelyek a hagyományos rétegzõdéselméletet azért kritizálják, mert nem vesz tudomást a nemi egyenlõtlenségekrõl az életesélyek tekintetében; szerinte nem az egyenlõtlenségek vizsgálata a cél. A jutalmak nem feltétlenül közvetlenül fontosak az osztály- és rendi formálódás szempontjából.

Lockwood úgy véli, a rétegzõdésnek csak akkor kellene foglalkoznia a társadalmi nem kérdéseivel, ha a nemi viszonyok az osztály- és rendi viszonyokhoz hasonló társadalmi konfigurációk lennének. De szerinte a nemi viszonyok nem analógok az osztályviszonyokkal. Úgy gondolja, hogy a patriarchátus koncepciója kihívást jelenthetne a hagyományos rétegzõdéselmélet számára, ha valóban mûködne, de nem mûködik, mivel túlzottan esszencialista, redukcionista, univerzalista, és mert nem foglalkozik a nemi viszonyok variációival.

Egyes marxista szerzõk is az osztályegyenlõtlenségek alapvetõbb, relevánsabb voltát hangsúlyozzák, az osztályviszonyokat tekintve a legfontosabb társadalomszerkezeti dimenziónak. Ugyanakkor Wright (1997) kiemeli, hogy a marxizmushoz valamilyen mértékig köthetõ társadalomtudósok egyre kisebb része véli úgy, hogy az osztálymegközelítés szinte minden társadalmi jelenséget megmagyaráz.

Crompton és Mann (1994b) amellett érvelnek, hogy az osztályfaktorok hatását nem lehet elkülöníteni a nemi hovatartozás és más rétegzõdési faktorok hatásától.

A harmadik irányzat hívei vitatják, hogy a nõk elnyomása másodlagos lenne az osztályelnyomáshoz képest. Szerintük az egyenlõtlenségek fõ tengelye a kortárs társadalmakban nem az osztálydimenzió, hanem a társadalmi nemi dimenzió.

Stacey (1994) úgy ítéli meg, hogy a szociológusok a társadalmi rend szempontjából hagyományosan a gazdaságot tekintették fontosnak, de a háztartási munka gazdaságban betöltött fontos szerepével nem foglalkoztak. Szerinte a szociológia 19. századbeli történelmi gyökerei magyarázzák, hogy a szociológiai elmélet miért koncentrál a nyilvános területek társadalmi rendjére. Akkor ugyanis a nyilvános szférában és a felsõoktatás szférájában szinte kizárólag férfiak dolgoztak, õk voltak az elsõ szociológiai elméletek megalkotói. A kortárs társadalom egyenlõtlenségei két forrásból származnak: a családi, rokonsági rendszerbõl és a foglalkozási hierarchiából és annak a termelési eszközökhöz való viszonyából.

Walby (1994b) hangsúlyozza, hogy egy jó rétegzõdéselmélet meg tudja magyarázni a nemi egyenlõtlenségeket és viszonyokat, az ezek formájában és mértékében bekövetkezett változásokat. Nemcsak más jelenségek magyarázatában kell figyelembe venni a nemek kérdését, hanem témaként vizsgálni kell a nemi egyenlõtlenségeket mint a kortárs társadalom egyik kulcsfontosságú jellemzõjét.

Wright (1997) úgy véli, hogy egyes társadalmi jelenségek vizsgálatánál az osztálymegközelítés, másoknál pedig a gendermegközelítés lehet fontosabb. Hangsúlyozza, hogy szükség van kutatásokra, amelyek tisztázzák a nemi egyenlõtlenségek és az osztályegyenlõtlenségek kapcsolatát.

Az osztály-gender vita nagyrészt konceptuális vita volt: a feminista szociológusok a nõk családon belüli elnyomott pozícióját a kortárs társadalmak fontosabb jellemzõjének (vagy legalább olyan fontosnak) tartották, mint az osztályegyenlõtlenségeket. A hagyományos rétegzõdéselmélet hívei pedig, épp ellenkezõleg, az osztályegyenlõtlenségeket tekintették az egyedüli társadalmi rétegzõdésbeli dimenziónak. Tulajdonképpen ez részben inkább meggyõzõdésbeli, mint szociológiai kérdés, hiszen az közvetlenül nem összehasonlítható, hogy a családon belüli hatalmi egyenlõtlenségek vagy az egyes társadalmi osztályok közötti egyenlõtlenségek nagyobbak.
 

Empirikus elemzés
Az osztályszármazás és a nemi hovatartozás jelentõsége a vállalati felsõvezetõvé válásban 1993-ban Magyarországon

A kutatási terv és a hipotézisek

A tanulmány empirikus részében a korábban tárgyalt két társadalomtudományi irányzatot mérem össze: a gender és az osztályok relevanciáját képviselõ elméleteket. Mindenekkelõtt abból a szempontból, hogy a gender- vagy az osztály-megközelítés relevánsabb-e a vállalati felsõvezetés rekrutációs kritériumainak tárgyalásánál 1993-ban Magyarországon.

Az osztály-gender vita elméleti része akörül folyt, hogy mi határozza meg az ember helyét a társadalomban, a neme vagy az osztálya. Ennek során azt nézték, milyen befolyással van az életesélyekre az, hogy valaki a felmérés pillanatában egy adott osztályhoz tartozik. Az osztálymegközelítés relevanciáját én nem ezzel mértem, hanem az osztályszármazásnak a jövõbeli életesélyek egyik fajtájára (a felsõvezetési esélyre) gyakorolt hatásával. Így könnyen összehasonlíthatóvá vált a két tényezõ - az osztály és a gender - hatása.

A kutatás során azt elemzem, mennyire "köti meg" valaki életét a nemi hovatartozás és az osztályszármazás. Nem vizsgálom azt, hogy ezt a kötöttséget mennyiben okozzák az eltérõ szándékok, az eltérõ képességek, biológiai adottságok, a diszkrimináció vagy az uralmi struktúrák. Ezeket a hatásokat a rendelkezésemre álló adatok alapján nem lehet elkülöníteni.

Kutatási tervem megközelítése hasonlít ahhoz, amit Goldthorpe és Marshall (1992) kifejtett az osztályelemzés kapcsán, de kibõvítve a nemi hovatartozás témakörével:

1. Nem szolgál a kutatásom alapjául olyan univerzális tézis, amely szerint az osztályok vagy a nemi hovatartozás lenne a legfontosabb egyenlõtlenségi dimenzió a társadalmakban.
2. Nem feltételezek általános törvényként kizsákmányolást minden osztály- és férfi-nõ viszonyban és, nem gondolom, hogy ezek a viszonyok szükségképpen nulla összegû játszmák lennének.
3. Nem feltételezem, hogy az osztályharc a társadalmi változások motorja, hogy a közös osztályhelyzet szükségszerûen közös osztálytudathoz és osztályalapú cselekvéshez vezet, és hogy a politikai cselekvések pusztán az osztályviszonyok kifejezõdései.

A kutatási terv tehát viszonylag nyitott, nem kötik meg olyan a priori feltételezések, amelyeket ne kívánnék a kutatás során ellenõrizni.⁵

Hipotéziseim⁶ keretében a nem és az osztályszármazás hatásának fontosságát több szempontból is tanulmányozom. Vizsgálom az abszolút és relatív jelentõségüket is. Az abszolút jelentõség esetében az a vizsgálat tárgya, hogy az adott tényezõ lényegesen befolyásolja-e a felsõvezetési esélyeket, vagy nem. A relatív jelentõségnél pedig a két tényezõ egymáshoz képesti nagyságát hasonlítom össze. Szerintem mindkét szempontra szükség van ahhoz, hogy megfelelõen válaszolni tudjunk relevanciájuk kérdésére. Hiszen önmagában az nem sokat mond, hogy az egyik tényezõ fontosabb, mint a másik (relatív jelentõség), azt is tudni kell, hogy mennyire jelentõsek ezek a tényezõk a felsõvezetési esélyek szempontjából (abszolút jelentõség). Éppen ezért hipotéziseket fogalmazok meg a nemi hovatartozás és az osztály-származás abszolút fontosságáról is (valamelyest az empirikus irodalomra támaszkodva).

A nem és az osztályszármazás hatását a felsõvezetési esélyekre több lépésben vizsgálom oly módon, hogy különbözõ logisztikus regressziós egyenleteket állítok fel, amelyekben a függõ változó a vállalati felsõvezetési tagság.

Az elsõ lépésben a két kritérium relatív és abszolút jelentõségét vizsgálva nem veszem tekintetbe strukturális összetételbeli különbségeiket és nincsenek kontrollváltozók ("gyenge" hipotézisek). Két feltételt szabok meg arra, mikor tekintek egy kritériumot a rekrutációt jelentõsen befolyásoló tényezõnek: 1. A felsõvezetésben nagy számban kell hogy elõforduljanak az esélyesebb jellemzõvel bíró személyek (nem elég tehát önmagában az esélyhányados nagysága - hogy például 20-szor nagyobb az esélye egy bizonyos jellemzõvel rendelkezõ személynek, ahhoz képest, akinek nincs ilyen jellemzõje a felsõvezetésbe kerülésre -, ha az esélyesebb jellemzõkkel bírók eleve csak néhány fõvel képviseltetik magukat az elitben. Ez akkor fordulhat elõ, ha az adott jellemzõ az általános népességben nagyon ritka). 2. A kritérium hatásának nagynak kell lennie. A nemi hovatartozás és az osztályszármazás esetében az elsõ feltétel mindenképpen teljesülni fog, hiszen mindkettõt dichotóm változóként definiálom, amelyek nagyjából két azonos nagyságú csoportra osztják a teljes népességet. A második feltételt azonban már érdemes empirikusan megvizsgálni. A kutatás során lényeges hatásúnak fogom tekinteni azokat a kritériumokat, amelyek esetében az esélyesebb kategóriába tartozó személyeknek legalább kétszeres a felsõvezetésbe kerülési esélyük, mint az esélytelenebb kategóriáé.

Az elõzõ részben bemutatott, a vállalati felsõvezetõk összetételével foglalkozó kutatások eredményeire építve a kontrollváltozók nélküli esetre két hipotézist állítottam fel. Az abszolút jelentõség tekintetében azt feltételezem, hogy a nemi hovatartozás és az osztályszármazás is nagyon lényegesen differenciálta a vállalati felsõvezetési esélyeket 1993-ban Magyarországon, a relatív jelentõség szempontjából pedig azt, hogy a nem nagyobb mértékben differenciálta a felsõvezetési esélyeket, mint az osztályszármazás.

A további lépésekben arra keresek választ, hogy mennyiben vezethetõ vissza a két kritérium abszolút és relatív jelentõsége strukturális összetevõkre, és mennyiben pusztán a kérdéses személy csoporttagságára.

Hazánkban a gazdasági elithez, a vállalati felsõvezetéshez tartozás egyik kiemelkedõen fontos befolyásoló tényezõje napjainkban az iskolai végzettség (Lengyel 1997b). Érdemes tehát megvizsgálnunk az iskolai végzettség kérdését, hogy a nem és az osztályszármazás relatív és abszolút jelentõsége magyarázható-e az eltérõ iskolázottsági esélyekkel. Az elõzõ részben bemutatott - az osztályszármazás, a nemi hovatartozás és az iskolázottság kérdésével foglalkozó - tanulmányok (Szelényi-Aschaffenburg 1993; Nagy 1997a) eredményei alapján feltételezésem a relatív jelentõség tekintetében az, hogy nem az iskolai végzettségben keresendõ az ok: az osztályszármazás jobban befolyásolta az iskolai végzettséget, mint a nemi hovatartozás. Az azonos iskolai végzettséggel rendelkezõk körében a nem hatása tehát nagyobb lesz várakozásaink szerint a felsõvezetési esélyekre, mint az osztályszármazásé. Feltételezésem az abszolút jelentõségre: az azonos iskolázottságú személyeknél a nemi hovatartozás hatása nagy jelentõségû marad, az osztályszármazásé nem. Az osztályszármazás hatása a felsõvezetési esélyre nagyrészt az iskolai végzettségen keresztül érvényesül, a nemi hovatartozásé pedig nem. A korábban bemutatott empirikus kutatások eredményei alapján (Szelényi-Aschaffenburg 1993; Nagy 1997a; Nagy 1997b; Lengyel 1997) azt feltételezem, hogy az osztályszármazás, az iskolai végzettség és a felsõmenedzseri pozíció kapcsolata Putnam elõzõ fejezetben tárgyalt II. számú modelljéhez fog közel állni, a nemi hovatartozásra pedig az I. modelljéhez⁷:

A nemekkel foglalkozó irodalom a nõk felsõvezetésbeli hátrányait részben a végzett háztartási munkájukkal, gyereknevelési feladataikkal magyarázza, és azzal, hogy részben emiatt kevesebbet "fektetnek be" a fizetett munkájukba (pl. több megszakítás van a karrierjükben, illetve átlagban kevesebb órát dolgoznak a munkahelyükön, ahonnan többet hiányoznak, mint a férfiak). Egyes szerzõk hangsúlyozzák, hogy a nõk gyakran másként tekintenek foglalkozásukra, mint a férfiak: a munkájukat pusztán munkának tekintik és nem karriernek. Magyarázatul szolgálhat az is, hogy a nõk esélyei nemcsak a felsõvezetésre, hanem bármilyen szintû vezetésre rosszabbak, mint a férfiaké, és éppen ezért, mivel a múltbeli vezetési pozíció elõnyt jelent a felsõvezetésbe kerülésnél, ez az elõny nincs meg a nõknél. Feltevésünk ezért az, hogy tekintettel ezekre a tényezõkre (az iskolai végzettség mellett) nagymértékben csökken a nemi hovatartozás hatásának abszolút nagysága. Ugyanakkor azt gondoljuk, hogy mégis így valószínûleg nagyon lényeges marad a hatása, és nagyobb, mint az osztályszármazásé. Úgy véljük tehát, hogy az osztályszármazás hatása nagyrészt az iskolai végzettségen keresztül, a nemi hovatartozás hatása pedig részben a folytonos fizetett munka és a karrier iránti elkötelezettségen és a múltbeli vezetési pozíciókon keresztül érvényesül.

Fontos lehet a gazdasági felsõvezetési esélyek szempontjából a párttagság, születési hely, gyerekkori vallás, kor, szülõk iskolai végzettsége, a nyelvtudás is, így ezeket is bevontuk elemzésünkbe.⁸

Amikor kiszûrjük az összes számunkra hozzáférhetõ lényeges változó hatását, azt a helyzetet közelítjük, hogy milyen a puszta csoporttagságra visszavezethetõ hatás⁹ (csoporttagságból következõ diszkrimináció vagy eltérõ szándékok miatt). Feltételezésünk az abszolút jelentõség tekintetében a teljes modellben az, hogy a nemi hovatartozás továbbra is számottevõen befolyásolja majd a felsõvezetési esélyeket¹⁰, az osztályszármazás pedig nem. Ebbõl már következik a relatív jelentõségre vonatkozó feltételezésünk, hogy a nemi hovatartozás hatása nagyobb marad majd, mint az osztályszármazásé.

A hipotézisek összegzése:

Gyenge hipotézisek:

1. hipotézis A nemi hovatartozás és az osztályszármazás nagyon erõsen differenciálta a vállalati felsõvezetési esélyeket 1993-ban Magyarországon.
2. hipotézis A nem jobban differenciálta a felsõvezetési esélyeket, mint az osztályszármazás.

Hipotézis az iskolai végzettségre, a fizetett munka iránti elkötelezettségre és a vezetési pozíciókra:
3. hipotézis Az osztályszármazás hatása a felsõvezetési esélyre nagyrészt az iskolai végzettségen keresztül, a nem hatása pedig részben a fizetett munka iránti elkötelezettségen és a múltbeli vezetési pozíciókon keresztül érvényesült.

Erõs hipotézisek:

4. hipotézis Kiszûrve a strukturális összetételbeli különbségeket, a puszta csoporttagságot figyelembe véve, a nemi hovatartozás továbbra is nagyon erõsen befolyásolja a felsõvezetési esélyeket, az osztályszármazás pedig nem.
5. hipotézis Kiszûrve a strukturális összetételbeli különbségeket, a nem hatása nagyobb marad, mint az osztályszármazásé.
 

A minta és a módszer

A hipotézisek teszteléséhez két adatbázist használok. Mindkettõ a Szelényi-Treiman: Kelet-európai társadalmi rétegzõdésvizsgálat és elitcsere elnevezésû kutatás felvételének adatait tartalmazza: az egyik az 1993-as általános népességminta, a másik az 1993-as vállalati felsõvezetõk mintája. Az elõbbi Magyarország felnõtt lakosságára vonatkozóan reprezentatív 4977 fõs minta. Az utóbbi az éves forgalom alapján kiválasztott 3000 legnagyobb vállalat vezetõibõl álló véletlen választással nyert 578 fõs minta¹¹.

Hipotéziseim teszteléséhez (amelyeknél a felsõvezetési esély a függõ változó) ezt a két adatbázist egyesítettem és egy mintának tekintettem. Az így létrehozott minta "case-control design"-nak (Loftin-McDowall 1988), "függõ változó szerinti mintavételnek" tekinthetõ. A függõ változó szerinti mintavételt gyakran alkalmazzák olyan esetekben, amikor a kutatás tárgya valamilyen ritka esemény, tulajdonság. A kriminológiában gyakran használják ezt a módszert, hiszen a bûnelkövetés viszonylag ritka esemény. Ezért, ha például a társadalmi származás hatását szeretnénk vizsgálni a bûnelkövetésre, gazdaságtalan lenne véletlen mintát venni az alapsokaságból, mert csak nagyon kevés bûnelkövetõt foglalna magában. Célszerû a függõ változó mindkét kategóriájából mintát választani: egyet a bûnelkövetõkbõl, és egy másikat a bûnt nem elkövetõkbõl. Esetünkben a függõ változó szerinti mintavétel pontos kivitelezése azt jelentené, hogy vennénk egy mintát a gazdasági felsõvezetõkbõl, és egyet azoknak az embereknek a körébõl, akik nem gazdasági felsõvezetõk. Az általános népességminta, amit használtam, nagyjából azonosnak tekinthetõ ez utóbbi mintacsoporttal, hiszen az általános népesség mintában csak néhány olyan ember fordulhat elõ, aki a legnagyobb 3000 vállalat felsõvezetõi közé tartozik.

A hipotéziseket logisztikus regresszió alkalmazásával tesztelem. A függõ változó kétértékûsége és a függõ változó szerinti mintavétel is indokolja ennek a módszernek a használatát (DeMaris 1995). Függõ változó szerinti mintavétel esetén a logisztikus regresszió jó módszer lehet az elemzéshez, mivel a paramétereinek értékeit nem befolyásolják a mintavételi arányok (súlyok), esetünkben az, hogy összekapcsolt mintánkban nagyobb volt a gazdasági felsõvezetõk aránya, mint a teljes népességben.
 

A változók

A hipotézisek teszteléséhez az alábbi változókat használtam fel:
 

A VÁLTOZÓ	A VÁLTOZÓ JELENTÉSE	A VÁLTOZÓ ÉRTÉKEI ÉS JELENTÉSÜK
GFVEZETO	Gazdasági (vállalati) felsõvezetõ volt-e 1993-ban?	0 nem, 1 igen
NEM	A kérdezett neme	0 nõ, 1 férfi
CSALOSZT	A kérdezett osztályszármazása	0 munkás, 1 nem munkás
FELSOISK	Rendelkezik-e felsõfokú végzettséggel?	0 nem, 1 igen
DOLGORA2	Napi 8 óránál többet dolgozott-e az elõzõ héten?	0 nem, 1 igen
MEGSZAK2	Megszakítások száma a karrierben
VEZ88	Vezetõ volt-e 1988-ban?	0 nem, 1 igen
BPSZUL	Budapesten született-e?	0 nem, 1 igen
KATVALL	Katolikus vallásban nevelték-e fel?	0 nem, 1 igen
PARTTAG	MSZMP-tag volt-e 1988 elõtt?	0 nem, 1 igen
NYELVJO2	Beszél-e jól legalább két nyelven?	0 nem, 1 igen
FIATAL	18-37 éves-e?	0 nem, 1 igen
IDOS	58 évesnél idõsebb-e?	0 nem, 1 igen
SZULLISK	Legalább az egyik szülõ legmagasabb iskolai végzettsége középfokú-e?	0 nem, 1 igen

A függõ változó, GFVEZETO értéke 1, ha a kérdezett benne volt a vállalati felsõvezetõi mintában, és 0, ha nem volt benne.

A CSALOSZT változó, amely a kérdezett osztályszármazását mutató dichotóm változó, a Goldthorpe (1987) által megfogalmazott dominanciaelven alapul. Ez azt jelenti, hogy nem egyszerûen az apa osztályával határoztam meg a származást, hanem figyelembe vettem az anyáét is, és azt vettem alapul a kettõ közül, amelyik magasabb osztályhoz tartozott. Az osztályok definíciójánál Goldthorpe (1987) meghatározását alkalmaztam: egy osztálynak a hasonló munkaerõpiaci és munkamegosztási helyzettel rendelkezõ foglalkozási csoportok aggregátumát tekintettem. Dichotóm változó (munkás/nem munkásszármazású) alkalmazása mellett döntöttem, így az osztályszármazás hatása jobban összehasonlítható a nemi hovatartozást kifejezõ dichotóm NEM változóéval. Azokat a szülõket soroltam be munkásnak, akik szakképzett vagy szakképzetlen munkások, illetve mezõgazdasági munkások voltak, tehát akik fizikai munkát végeztek mások alkalmazásában. Munkásszármazásúnak azt számítottam, akinek vagy mindkét szülõje munkás volt, vagy ha csak az egyik szülõ foglalkozására volt adat, akkor az a szülõ munkás volt. Nem munkásszármazásúaknak azokat tekintettem, akiknek legalább az egyik szülõjük nem volt munkás.

A DOLGORA2 változó azt mutatja meg, hogy a kérdezettek mennyit dolgoztak átlagban egy nap az interjú elõtti héten. A háztartási munka nem számított bele az óraszámba. A változónak 0 értéket adtam, ha az illetõk nem dolgoztak vagy legfeljebb 8 órát dolgoztak naponta, és 1-es értéket, ha ennél többet.

A MEGSZAK2 változó a megszakítások számát mutatja a karrierben. Megszakításnak vettem a karrier során minden olyan idõszakot, amely legalább négy hónapig tartott.

A szülõk legmagasabb iskolai végzettségét mutató SZULLISK változónál az osztályszármazáshoz hasonlóan a dominancia elvet alkalmaztam: értéke csak akkor volt 0, ha mindkét szülõ alapfokú, vagy annál alacsonyabb szintû iskolai végzettséggel rendelkezett, és akkor volt 1, ha legalább az egyik szülõnek ennél magasabb fokú végzettsége volt.

Vezetõnek azt számítottam, akinek beosztottjai voltak. Így a VEZ88 változó értéke 1 volt, ha a kérdezett rendelkezett legalább egy beosztottal 1988-ban, és 0 akkor, ha egyetlen beosztottja sem volt.

Az életkort azért két dummy változó formájában vettem be a modellekbe (FIATAL, IDOS), mert feltételeztem, hogy hatása nem lineáris, hogy mind a fiataloknak, mind az idõseknek kisebb az esélyük az elithez tartozásra, mint a 38-58 éves korosztálynak. A középgenerációt képviselõ dummy változót tekintettem referenciacsoportnak, és ezért kihagytam a modellbõl.
 

A hipotézisek tesztelésének folyamata

A nem és az osztályszármazás hatásának vizsgálatára logisztikus regressziós egyenleteket használok. Hatásukat a felsõvezetési esélyre több lépésben vizsgálom:

1. lépés: gyenge hipotézisek tesztelése - a kontrollváltozó nélküli modell
2. lépés: a harmadik hipotézis tesztelése - a köztes modellek
3. lépés: az erõs hipotézisek tesztelése - a teljes modell
 

A gyenge hipotézisek tesztelése

Ebben a részben a strukturális hatásokat figyelembe nem vevõ, "gyenge" hipotéziseket tesztelem:

1. hipotézis A nemi hovatartozás és az osztályszármazás nagyon jelentõsen differenciálta a vállalati felsõvezetési esélyeket 1993-ban Magyarországon.
2. hipotézis A nem jobban differenciálta a felsõvezetési esélyeket, mint az osztályszármazás.

Minden változóra külön logisztikus regressziós egyenletet írtam fel. Az eredményekrõl a 1. táblázat nyújt áttekintést.

1. táblázat
A kontrollálás nélküli eset

A változó neve	A gazdasági felsõvezetésbe kerülés esélyhányadosai   Exp(B)	Szign. szint         Sig.	Az esélyesebb kategória megoszlása a népességben (százalék)	Az esélyesebb kategória megoszlása a gazdasági felsõvezetõk körében (százalék)	Az esélyesebb kategória neve
NEM (0: nõ)	16.2744	.0000	46,6	93,4	férfi
CSALOSZT (0: munkás- származású)	3.7025	.0000	47,7	77,2	nem munkás-származású
FELSOISK (0: nincs felsõfokú)	111.6907	.0000	10,5	92,9	felsõfokú iskolai végzettsége van
SZULLISK (0: szülõk alapfokú)	2.9776	.0000	38,1	64,7	legalább középfokú volt
BPSZUL (0: nem Bp-en született)	3.1139	.0000	11,5	28,8	Budapesten született
KATVALL (0: nem  katolikus)	0.8151	.0278	30,6	34,5	nem katolikus vallású
PARTTAG (0: nem MSZMP-tag)	16.8487	.0000	10,1	65,5	MSZMP-tag volt 1988 elõtt
NYELVJO2 (0: nem tud két nyelven)	11.3137	.0000	2,6	23,2	jól tud két idegen nyelven
VEZ88 (0: nem volt vezetõ)	78.0227	.0000	8,6	88,1	vezetõ volt 1988-ban
FIATAL (0: 38 évesnél idõsebb)	0.1607	.0000	38,3	85,3	38-58 éves
IDOS (0: 58 évesnél fiatalabb)	0.1977	.0000	38,3	85,3	38-58 éves
DOLGORA2 (0: kevesebb, mint 8 óra)	32.5354	.0000	25,1	91,6	napi 8 óránál többet dolgozott
MEGSZAK2 (megszakítás szám)	0.5161	.0000	*	*	*

* A rubrika nem kitölthetõ, mivel nem kategoriális változóról van szó.

A nemi hovatartozás esélyhányadosa¹² 16.3¹³. Ez az érték azt jelenti, hogy a férfiaknak 16.3-szor nagyobb esélyük (valószínûségük) volt a gazdasági felsõvezetésbe kerülésre 1993-ban Magyarországon, mint a nõknek. A teljes népességnek kevesebb, mint felét tették ki a férfiak, a gazdasági felsõvezetõknek viszont a 93,4 százalékát. Az osztályszármazás esélyhányadosa ennél lényegesen kisebb: 3.7, tehát 3.7-szer nagyobb volt az esélye egy nem munkásszármazásúnak a vállalati felsõvezetéshez tartozásra, mint egy munkásszármazásúnak.

Érdemes megnézni, hogy más tényezõk alapján mennyire differenciálódtak az esélyek. Láthatjuk, hogy a legfontosabb differenciáló tényezõ az iskolai végzettség volt: egy felsõfokú végzettséggel rendelkezõ személynek 111.7-szer nagyobb volt az esélye a felsõvezetésbe kerülésre, mint annak, akinek nem volt diplomája. A második legnagyobb esélyhányadosa a múltbeli vezetési pozíciót kifejezõ változónak volt: az 1988-ban legalább egy beosztottal rendelkezõ egyéneknek 78-szor nagyobb volt az esélyük a felsõmenedzseri pozícióra, mint azoknak, akik nem voltak korábban vezetõk.

Fontos rekrutációs kritérium volt még a dolgozott órák száma, az 1988 elõtti MSZMP-tagság, legalább két nyelv jó ismerete és az életkor is. A születési hely, a szülõk iskolai végzettsége jóval kisebb mértékben, de még mindig lényeges differenciáló tényezõknek bizonyultak az esélyek tekintetében. Minden karrierbeli megszakítás felére csökkentette a felsõvezetéshez tartozás esélyét.

Több változónak az esélyhányadosai nagyobbak a nemi hovatartozás esélyhányadosánál, és még többnek az osztályszármazásénál. Ugyanakkor fontos kiemelni, hogy a teljes népességnek csak kis hányadát teszik ki a felsõfokú végzettséggel rendelkezõk, a volt vezetõk, a több mint napi 8 órát dolgozók, a volt MSZMP-tagok, a jó nyelvtudást birtoklók - szemben a nemi hovatartozás esélyesebb kategóriáját kitevõ férfiakkal, és az osztályszármazás esélyesebb kategóriáját jelentõ nem munkásszármazásúakkal, akik a népesség majdnem felét képezik (tehát ez utóbbiak esetében nagyobb tömegekre terjed ki a nagyobb esély lehetõsége).

Megjegyzendõ az is, hogy a nem primordális, hanem meritokratikus kritériumok (pl. iskolai végzettség, múltbeli vezetési tapasztalat, dolgozott órák mennyisége) többsége jobban differenciálta az esélyeket, mint a primordális kritériumok (pl. születési hely, szülõk osztálya és iskolázottsága, nem). Ugyanakkor a primordális kritériumok közül kiemelkedett a nemi hovatartozás. Az osztályszármazás hatása is nagyobb volt, mint több más primordális tényezõé.

A tesztelés során megerõsítést nyert tehát az elsõ két hipotézis: a nemi hovatartozás és a munkásszármazás is jelentõs rekrutációs kritériuma volt 1993-ban Magyarországon a vállalati felsõvezetésbe kerülésnek, és a nemi hovatartozás volt a jóval fontosabb befolyásoló tényezõ.
 

A harmadik hipotézis tesztelése

A továbbiakban a következõ hipotézist tesztelem:

3. hipotézis Az osztályszármazás hatása a felsõvezetési esélyre nagyrészt az iskolai végzettségen keresztül történt. A nem hatása pedig részben a fizetett munka iránti kisebb elkötelezettségen (karrierben lévõ megszakításokon, dolgozott órák számán) és a múltbeli vezetési pozíciókon keresztül érvényesül.

A hipotézist több lépésben teszteljük, a lépések hierarchikusan épülnek egymásra: kiindulva a csak a nemet és az osztályszármazást tartalmazó logisztikus regressziós egyenletbõl fokozatosan vonjuk be a többi változót, hogy egyre több változó hatását ki tudjuk szûrni.

Elsõ lépés

Ebben a részben egy egyenletbe vonom össze a nemet és az osztályszármazást, hogy egymásra gyakorolt hatásukat ki tudjam szûrni.

2. táblázat
Az elsõ lépés modellje

A változó neve	Regressziós paraméter   B	Standard hiba14   S.E.	Szignifikancia-szint Wald Sig.	Esély- hányados   Exp(B)	A leg- esélyesebb jellemzõ neve
0	2.7374	.1715	.0000	15.4469	férfi
CSALOSZT (0: munkásszármazású)	1.2954	.1087	.0000	3.6525	nem munkás-   származású
Konstans	-4.9821	.1837	.0000

A modell statisztikái¹⁵: modell chi-négyzet: 671, ennek szignifikancia-szintje: 0.000, a Hosmer- és Lemeshow-féle  = 0.19, a helyes becslés aránya: 0.89. Az F teszt eredménye a nem és az osztályszármazás hatásának különbözõségére: 50.93. Ez 5 százalékos szignifikancia-szint mellett a két együttható egyezõségére vonatkozó nullhipotézis elvetését támasztja alá. N= 5159.

A két változó esélyhányadosait nem módosította nagymértékben az, hogy egy egyenletbe vontam be õket. Nem módosította tehát az osztályszármazás hatásának nagyságrendjét az, ha az azonos nemûek körében vizsgáltam meg a hatását, és nem változtatta meg lényegesen a nem hatását, ha az osztályszármazás hatására kontrolláltunk.

Érdemes megvizsgálni azt is, hogy az osztályszármazás és a nemi hovatartozás hatása interakcióban áll-e egymással, mivel ez is vita tárgyát képezte a szakirodalomban (Wright 1997). Abbott és Sapsford (1987) amellett érvelnek, hogy a két hatást nem lehet elkülöníteni egymástól, mivel interakcióban állnak. Erikson és Goldthorpe (1993) szerint a két tényezõ külön vizsgálható, mivel nincsenek interakcióban. Az elsõ lépés modelljét ezért lefuttattam az interakciós hatás bevonásával is, de az interakciós hatást kifejezõ változó nem volt szignifikáns¹⁶. Az eredmények azt mutatják tehát, hogy a nem hatása nem különbözik szignifikánsan a munkásszármazásúak és a nem munkásszármazásúak esetében, illetve hogy az osztályszármazás hatása ugyanakkora a férfiak körében, mint a nõk körében.
 

Második lépés - az iskolai végzettség bevonása

Ebben a lépésben a logisztikus regressziós egyenletbe a nem és az osztályszármazás változók mellé bevonjuk az iskolai végzettség változóját is.

3. táblázat
A második lépés modellje

A változó neve	Regressziós paraméter B	Standard hiba S.E.	Szignifikancia-szint   Wald Sig.	Esély- hányados Exp(B)	A leg- esélyesebb jellemzõ neve
NEM (0: nõ)	2.4637	.1873	.0000	11.7487	férfi
CSALOSZT (0: munkásszármazású)	0.4552	.1451	.0017	1.5765	nem munkás-   származású
FELSOISK (0: nincs felsõfokú)	4.4795	.1804	.0000	88.1902	felsõfokú iskolai végzettsége van
Konstans	-6.6802	.2502	.0000

A modell statisztikái: modell chi-négyzet: 1953, ennek szignifikancia-szintje: 0.000,
= 0.56, a helyes becslés aránya: 0.94. Az F teszt eredménye a nem és az osztályszármazás hatásának különbözõségére: 72.33 . Ez 5 százalékos szignifikanciaszint mellett a két együttható egyezõségére vonatkozó nullhipotézis elvetését támasztja alá. N= 5109.

Az iskolai végzettség figyelembevétele szignifikánsan javította a modell magyarázóerejét (a Hosmer-és Lemeshow-féle  mutató értéke 0.19-rõl 0.56-ra nõtt). Azonos iskolai végzettséggel rendelkezõk körében az osztályszármazás hatása szignifikáns marad ugyan, de nem jelentõs nagyságú (értéke a jelentõs nagyság kritériumaként megállapított 2-es érték alatt van), az osztályszármazás esélyhányadosa 3.7-rõl, 1.6-ra csökkent. Ugyanakkor kontrollálva a felsõfokú végzettségre: egy férfi esélye a felsõmenedzseri pozícióra még mindig lényegesen nagyobb, mint egy nõé, a nemi hovatartozás esélyhányadosa 11.8. Az osztályszármazás, az iskolai végzettség és a felsõvezetési pozíció kapcsolata Putnam II. modelljéhez állt közel: az osztályszármazás hatása a felsõvezetési esélyre nagyrészt indirekt volt, és az iskolai végzettségen keresztül érvényesült (de azért az osztályszármazás direkt hatása is szignifikáns maradt). A nemi hovatartozás tekintetében pedig nagyjából Putnam I. modellje teljesült: a kedvezõ nemi hovatartozás és a kedvezõ iskolai végzettség két alternatív útját jelentették a felsõ vezetésbe kerülésnek (ugyanakkor nem teljesen tisztán az I. modell érvényesült, mert volt valamelyes kapcsolat a nemi hovatartozás és az iskolai végzettség között, de nem olyan nagy mértékû, hogy a III. modellt tartanánk jobbnak alkalmazni az I. helyett). Beigazolódott tehát feltevésünk, hogy az osztályszármazás hatása a vállalati felsõvezetési esélyre 1993-ban nagyrészt indirekten, az iskolai végzettségen keresztül érvényesült, a nemi hovatartozásé pedig nem.
 

Harmadik lépés - a megszakítások és a dolgozott órák számának a bevonása

A fizetett karrierbe befektetett energiát, a karrier iránti elkötelezettséget, a felhalmozott munkatapasztalatot több szempontból lehetne mérni, azonban csak a karrierben lévõ megszakítások számára, és az interjúzás elõtti héten végzett munkaórák átlagára rendelkeztem adatokkal. Így ezeket vontam be a harmadik lépésben az egyenletbe.

4. táblázat
A harmadik lépés modellje

A változó neve	Regressziós paraméter B	Standard hiba S.E.	Szignifikancia-szint   Wald Sig.	Esély- hányados Exp(B)	A leg- esélyesebb jellemzõ neve
NEM (0: nõ)	2.0705	.2067	.0000	7.9286	férfi
CSALOSZT (0: munkásszármazású)	0.4014	.1646	.0148	1.4939	nem munkás-származású
FELSOISK (0: nincs felsõfokú)	4.1061	.1899	.0000	60.7098	felsõfokú iskolai végzettsége van
DOLGORA2 (0: kevesebb, mint 8 óra)	2.4788	.1860	.0000	11.9264	napi 8 óránál többet dolgozott
MEGSZAK2 (megszakítás szám)	-0.3794	.1026	.0002	0.68431	*
Konstans	-7.4396	.3178	.0000

* A rubrika nem kitölthetõ, mivel nem kategoriális változóról van szó. A modell statisztikái: modell chi-négyzet: 2158, ennek szignifikancia-szintje: 0.000,  = 0.64, a helyes becslés aránya: 0.95. Az F teszt eredménye a nem és az osztályszármazás hatásának különbözõségére: 40.14. Ez 5 százalékos szignifikancia-szint mellett a két együttható egyezõségére vonatkozó nullhipotézis elvetését támasztja alá. N= 4690.

A 4. táblázatból kitûnik, hogy a megszakítások és a dolgozott órák számának a figyelembe vétele nem módosította lényegesen az osztályszármazás hatását, ugyanakkor a nem esélyhányadosára kisebb értéket kapunk az elõzõ lépés eredményéhez képest, de még így is nagyon nagynak tekinthetõ 7.9-es értékével.
 

Negyedik lépés - a vezetési pozíciók bevonása

Ebben a lépésben bevonjuk a modellbe a VEZ88 változót, amely azt mutatja meg, hogy volt-e beosztottja valakinek 1988-ban vagy nem.

5. táblázat
A negyedik lépés modellje

A változó neve	Regressziós paraméter B	Standard hiba S.E.	Szignifikancia-szint Wald Sig.	Esély- hányados Exp(B)	A leg- esélyesebb jellemzõ neve
NEM (0: nõ)	1.5796	.2365	.0000	4.8531	férfi
CSALOSZT (0: munkásszármazású)	0.5290	.1864	.0045	1.6972	nem munkás-   származású
FELSOISK (0: nincs  felsõfokú)	3.3220	.2028	.0000	27.7149	felsõfokú iskolai végzettsége van
DOLGORA2 (0: kevesebb, mint 8 óra)	2.1878	.2086	.0000	8.9158	napi 8 óránál többet dolgozott
MEGSZAK2 (megszakítás szám)	-0.2787	.1195	.0198	0.7570	*
VEZ88 (0: nem volt vezetõ)	2.6921	.1783	.0000	14.7619	vezetõ volt 1988-ban
Konstans	-7.8933	.3702

* A rubrika nem kitölthetõ, mivel nem kategóriális változóról van szó. A modell statisztikái: modell chi-négyzet: 2416, ennek szignifikancia szintje: 0.000,  = 0.71, a helyes becslés aránya: 0. 95. Az F teszt eredménye a nem és az osztályszármazás hatásának különbözõségére: 12.24. Ez 5 százalékos szignifikancia szint mellett a két együttható egyezõségére vonatkozó nullhipotézis elvetését támasztja alá. N = 4688.

A múltbeli vezetési pozíciókra kontrollálva igencsak csökken a nemi hovatartozás esélyhányadosa, de nagysága még így is jelentõs marad: egy férfinak még így is majdnem ötször nagyobb volt az esélye 1993-ban felsõmenedzseri pozícióra, mint az osztályszármazás, az iskolai végzettség, a dolgozott óramennyiség, a karrierbeli megszakításszám és vezetési tapasztalat tekintetében azonos helyzetû nõknek. Az osztályszármazás hatása továbbra is szignifikáns maradt, de nagysága jóval kisebb, mint a nem hatásáé. Igazolódott tehát az a feltevésünk is, hogy a nem hatása a felsõvezetési esélyekre részben a fizetett munka iránti kisebb elkötelezettségen és a múltbeli vezetési pozíciókon keresztül érvényesült.
 

Az erõs hipotézisek tesztelése

Ebben a részben a teljes modellre vonatkozó alábbi hipotéziseket tesztelem:

4. hipotézis Kiszûrve a strukturális összetételbeli különbségeket, a puszta csoporttagságot figyelembe véve, a nemi hovatartozás nagyon jelentõsen befolyásolta a felsõvezetési esélyeket 1993-ban Magyarországon, az osztályszármazás pedig nem.
5. hipotézis Kiszûrve a strukturális összetételbeli különbségeket, a nem hatása nagyobb marad, mint az osztályszármazás hatása.

A 6. táblázat a teljes modellt tartalmazza. Ebbõl kitûnik, hogy a modell meglehetõsen jól illeszkedik. A változókat figyelembe véve a modell illeszkedése 74 százalékkal javult a változók nélküli modellhez képest. Két együtthatón kívül az összes többi együttható szignifikáns (0.05-ös szignifikancia-szint mellett)¹⁷. A kiindulási, kontrollváltozók nélküli esethez képest minden változó hatása csökkent, de a hatások nagyságának a sorrendje nagyjából hasonló maradt. A meritokratikus tényezõk továbbra is nagyrészt jobban befolyásolták az esélyeket, mint a primordiális tényezõk. Az elsõ három legnagyobb hatású tényezõ az iskolai végzettség, a múltbeli vezetési pozíció és a dolgozott órák mennyisége volt. A nemi hovatartozás bizonyult a legnagyobb hatású primordiális tényezõnek modellünkben, esélyhányadosa 4.6. Ez azt jelenti, hogy 1993-ban két ellenkezõ nemû, azonos korosztályú egyén közül - akik azonos osztályszármazásúak és azonos iskolai végzettségûek voltak, naponta hasonló mennyiségû órát dolgoztak, karrierjükben ugyanannyi megszakítás volt ugyan-olyan vezetési, párttagsági múlttal, ugyanolyan gyerekkori vallási háttérrel, nyelvtudással rendelkeztek -, egy férfinak 4.6-szor nagyobb esélye volt a vállalati felsõvezetéshez tartozásra, mint egy nõnek. Az osztályszármazás esélyhányadosa a vártnál valamivel nagyobb maradt 1.9-es értékével.

6. táblázat
A teljes modell

A változó neve	Regressziós paraméter B	Standard hiba S.E.	Szignifikanciaszint Wald Sig.	Esély- hányados Exp(B)	A leg- esélyesebb kategória  neve
NEM (0: nõ)	1.5345	.2539	.0000	4.6392	férfi
CSALOSZT (0: munkásszármazású)	0.6131	.2144	.0042	1.8461	nem munkás-származású
FELSOISK (0: nincs felsõfokú)	3.0257	.2223	.0000	20.6093	felsõfokú iskolai végzettsége van
DOLGORA2 (0: kevesebb, mint 8 óra)	2.0303	.2307	.0000	7.6166	napi 8 óránál többet dolgozott
MEGSZAK2 (megszakítások száma)	-0.2561	.1286	.0464	0.7741	*
VEZ88 (0: nem volt vezetõ)	2.4124	.1941	.0000	11.1602	Vezetõ volt 1988-ban
KATVALL (0: nem volt katolikus)	-0.4474	.1961	.0225	0.6393	nem katolikus vallásban nevelték
PARTTAG (0:nem ex-MSZMP-tag)	0.8536	.1894	.0000	2.3481	MSZMP-tag volt 1988 elõtt
NYELVJO2 (0: nem tud két nyelven)	1.1703	.2801	.0000	3.2228	tud jól két idegen nyelven
FIATAL (0: 38-58 éves)	-1.0392	.2602	.0001	0.3538	38-58 éves
IDOS (0: 38-58 éves)	-1.0385	.3320	.0018	0.3540	38-58 éves
SZULLISK (0: szülõk alapfokú isk.)	-0.2323	.2101	.2688	0.7927	**
BPSZUL (0: nem Bp-en született)	0.2111	.2115	.3406	1.2350	**
Konstans	-7.2705	.4101	.0000

* A rubrika nem kitölthetõ, mivel nem kategoriális változóról van szó.
** A rubrikát nem töltöttem ki, mivel 5 százalékos szignifikancia-szint mellett a változó nem volt szignifikáns.
A modell statisztikái: modell chi négyzet: 2432, ennek szignifikancia-szintje: 0.000,  = 0.74, a helyes becslés aránya: 0.97. Az F teszt eredménye a nem és az osztályszármazás hatásának különbözõségére: 7.72. Ez 5 százalékos szignifikancia-szint mellett a két együttható egyezõségére vonatkozó nullhipotézis elvetését támasztja alá. N= 4553.

A negyedik hipotézis csak részben teljesült: megerõsítést nyert feltételezésünk a nemi hovatartozás erõs hatásáról a felsõvezetési esélyekre, ugyanakkor nem igazolódott az a feltételezésünk, hogy az osztályszármazás hatása ne lenne jelentõs a kontrollváltozós modellben¹⁷. Beigazolódott ugyanakkor az a feltételezésünk, hogy a strukturális összetételbeli hatások kiszûrése után is a nemi hovatartozás lesz a lényegesebb befolyásoló tényezõ.
 

Összegzés

A tanulmány az osztályok relevanciáját képviselõ tudósok és a nemi egyenlõtlenségek relevanciáját állító kutatók közötti elméleti vitára támaszkodva, a vita egyik vetületének empirikus vizsgálatát kísérelte meg, nevezetesen, hogy az osztály és a nemi hovatartozásbeli dimenzió mennyire számottevõ az 1993-as hazai vállalati felsõvezetési esélyek szempontjából.

A tesztelés során megerõsítést nyertek a "gyenge" hipotézisek: a nemi hovatartozás és a munkásszármazás is jelentõs rekrutációs kritériuma volt 1993-ban Magyarországon a vállalati felsõvezetésbe kerülésnek, de a nemi hovatartozás bizonyult a jóval fontosabb befolyásoló tényezõnek. Beigazolódott az iskolai végzettségre, a fizetett munka iránti elkötelezettségre és a múltbeli vezetési pozíciókra vonatkozó hipotézis is: az osztályszármazás hatása a felsõvezetési esélyre nagyrészt az iskolai végzettségen keresztül érvényesült, a nem hatása pedig részben a fizetett munka iránti kisebb elkötelezettségen (karrierben lévõ megszakításokon, dolgozott órák számán) és a múltbeli vezetési pozíciókon keresztül. Az abszolút jelentõségre vonatkozó "erõs" hipotézis csak részben teljesült: megerõsítést nyert feltételezésünk a nemi hovatartozás nagymértékû hatásáról a felsõvezetési esélyekre, ugyanakkor nem igazolódott az a feltételezésünk, hogy az osztályszármazás hatása ne lenne fontos a strukturális összetételbeli különbségek kiszûrése után. Beigazolódott ugyanakkor a relatív jelentõségre vonatkozó "erõs" hipotézis: a kontrollváltozós modellben, a puszta csoporttagságot figyelembe véve is a nemi hovatartozás volt a felsõvezetési esélyeket lényegesebben befolyásoló tényezõ.

Milyen következtetéseket vonhatunk le az eredményekbõl az osztály-gender vita tekintetében? Ha sok más, esetleg releváns, a nemi hovatartozás és az osztályszármazás hatását befolyásoló tényezõt nem is tudtam figyelembe venni a kutatás során, az eredmény mindenképpen felhívja a figyelmet arra, hogy a nemi egyenlõtlenségeket és az osztályegyenlõtlenségeket is érdemes vizsgálni a továbbiakban. Szükség van szerintem olyan önálló kutatásokra, amelyek a nemi egyenlõtlenségek megmagyarázását tûzik ki célul, és amelyek nem csak más egyenlõtlenségek magyarázatában tulajdonítanak jelentõséget a nemi egyenlõtlenségeknek. Nem értek egyet Lockwood (1994: 14) állításával, miszerint "az a tény, hogy valami fontos az Egyenlõ Lehetõségek Bizottsága számára, még nem garantálja, hogy fontos a szociológia számára is". Szerintem mindenképpen magyarázatra szorul, hogy miért vannak ilyen nagymértékû nemi egyenlõtlenségek (pl. a vezetési esélyek tekintetében), és a szociológia feladata foglalkozni ezzel a kérdéssel.

Milyen következtetéseket nem vonhatunk le az eredményekbõl? A kutatás csupán azt bizonyította, hogy a nemi hovatartozás fontos befolyásoló tényezõ volt a vállalati felsõvezetésbe kerülés szempontjából, és hogy fontosabb volt, mint az osztályszármazás. Nem dönthetjük el azonban ennek alapján, hogy minek köszönhetõ a nemi hovatartozás nagymértékû befolyása: a férfiak és nõk eltérõ szándékainak, értékrendjének, a nõket ért diszkriminációnak vagy a patriarchális struktúráknak, folyamatoknak. Ehhez további kutatásokra van szükség.
 

Jegyzetek

^* A tanulmány a BKE Szociológia Tanszékén készült szakdolgozatom átdolgozott változata. Ezúton szeretnék köszönetet mondani szakszemináriumi témavezetõmnek, Lengyel Györgynek, valamint Gyenei Mártának, Nagy Beátának és Róbert Péternek értékes tanácsaikért és észrevételeikért. Köszönettel tartozom Moksony Ferencnek, Futó Péternek és Sugár Andrásnak módszertani segitségükért. Köszönet illeti Szelényi Ivánt az adatbázis használatának engedélyezéséért.

1. Több más szerzõ is hangsúlyozott hasonló csoportosítást, csak esetleg másképp nevezték el az osztálykoncepcióknak ezt a két csoportját.

2. A kutatások mintájáról helyhiány miatt nem közlök részletes adatokat, ezek az információk megtalálhatóak az eredeti tanulmányokban.

3. Az angol nyelvû szociológiai szakirodalomban megkülönböztetik a férfiak és nõk közötti testi, biológiai jellegzetességeik különbségeire utaló "sex" kifejezést, és a férfiak és nõk közti pszichológiai, kulturális és társadalmi eltéréseket tükrözõ "gender" kifejezést. A magyar köznyelvben nincs ilyen szópár, mindkét aspektusra általában a "nem" kifejezést használatos. Ebben a tanulmányban a gender fordításaként általában a társadalmi nem kifejezést, ritkábban a nem, a nemi hovatartozás kifejezést használom, illetve egyes esetekben nem fordítom le, hanem az angol szót használom. A sexet biológiai nemnek vagy egyszerûen nemnek fordítom.

4. A százalékos eredmények a különbözõ kutatások mintájában elõforduló nõk arányára vonatkoznak. A minták pontos adatait nem közlöm, mivel túl sok helyet foglalna el. Ezek az információk megtalálhatóak az eredeti tanulmányokban.

5. Kivéve talán azt a feltételezést, hogy az osztályt a megfelelõ módon operacionalizáltam a kutatás során.

6. Mivel már meglévõ adatbázist elemzek, ezért korlátozottak voltak a hipotézis-alkotási lehetõségeim, igazodnom kellett azokhoz, amelyeket az adatbázisok kínáltak.

7. A társadalmi származást a nemi hovatartozással helyettesítve.

8. Más tényezõket (pl. munkahelyi hiányzások száma, értékrend stb.) is lényeges lenne vizsgálni, hogy még inkább ki lehessen szûrni a strukturális eltérések hatását, de ezekre nem rendelkeztünk adatokkal. Bizonyos egyéb tényezõkrõl voltak adataink (pl. munkapiaci részvétel, részt vett-e valaki a munkaerõpiacon vagy nem), de a nulla-cella problematika (Menard 1995) miatt nem tudtam bevonni az elemzésbe.

9. Csak közelítjük, mivel nem állt rendelkezésünkre minden fontos tényezõrõl adat.

10. A nemi hovatartozás változó szignifikáns voltából azonban azt nem lehet megállapítani, hogy mennyiben a munkaadók részérõl megnyilvánuló diszkriminációról van szó, és mennyiben nõk és férfiak eltérõ szándékairól.

11. A minta eredeti neve gazdasági elitminta, de nem tartottam célszerûnek erre a mintára használni az elit kifejezést. Elitdefinicióként ugyanis elfogadom Higley-Field-Groholt (1976) meghatározását, amely azokat tekinti az elit tagjainak, akik tartós befolyással rendelkeznek a nagy horderejû döntések meghozatalában. Véleményem szerint ennek alapján leginkább az elsõ néhány száz (bevétel szempontjából) legnagyobb vállalat vezetõi tekinthetõek a vállalati elit tagjainak, azonban ebben a mintában sok volt a kisebb vállalat, az elsõ kétszáz vállalatból csak néhány volt benne található (ez utóbbiakra Vedres Balázs hívta fel a figyelmemet), így nem igazán tekinthetõ a Higley-féle értelemben elitmintának.

12. Az esélyhányados (odds ratio) azt mutatja meg, hogy a magyarázó változó 1-es értékével rendelkezõ személyeknek hányszor nagyobb az esélyük arra, hogy vállalati felsõvezetõk legyenek, mint a referenciakategóriába tartozó személyeknek. A statisztikai esélyfogalom (odds) nem azonos a köznapi szóhasználatban elõforduló esély kifejezéssel, amelyen valószínûséget értenek. Egy esemény statisztikai értelemben vett esélye az esemény bekövetkezésének valószínûsége és a nem bekövetkezése valószínûségének a hányadosa. Egy érme százszori feldobásakor az esély arra, hogy fejet kapunk az íráshoz képest 50/50, a valószínûség 50/100. Ritka kimenetelû események esetében azonban (mint amilyen például a felsõvezetésbe kerülés) az esély és a valószínûség nagyjából megegyezik egymással, így a táblázatban szereplõ esélyhányadosok értelmezhetõek relatív valószínûségekként (Loftin-McDowall 1988), az esély szót használhatjuk köznapi jelentésében.

13. A táblázatokon kívül az esélyhányadosok értékei kerekítve vannak az erre való külön utalás nélkül.

14. A standard hibák értékeinek értelmezésénél érdemes figyelembe venni, hogy a módszer FAE mintát feltételez (végtelen nagy sokaságot), és a mintanagysággal hozza (fordított) kapcsolatba a standard hiba nagyságát, ugyanakkor nem veszi figyelembe a kiválasztási arányt, ami esetünkben a felsõvezetõk tekintetében meglehetõsen nagy (csaknem 20%-os). Így eredményeink valójában pontosabbak, mint amit a standard hiba mutat.

15. A statisztikák jelentése: a modell chi-négyzet próba az együtthatók globális szignifikan-ciáját teszteli - hasonlóan a lineáris regressziónál alkalmazott globális F próbához -, a nullhipotézis az, hogy egyik együtthatónak sincs szignifikáns hatása a függõ változóra. A Hosmer- és Lemeshow-féle mutató azt jelzi, hogy mennyire javult a változók bevonásával annak a valószínûsége, hogy a minta adatait figyeljük meg, ahhoz az esethez képest, amikor csak a tengelymetszet van a modellben (valamennyire analóg a lineáris regresszió R négyzet mutatójával) , értékei 0 és 1 között helyezkedhetnek el, az 1 jelzi a tökéletes becslést. A helyes becslés aránya azt mutatja meg, hogy az esetek hány százalékában esett egybe a modell által jósolt kimenetel a megfigyelt kimenetekkel (Menard 1995). Az alkalmazott F próba annak a próbának a speciális esete, amikor azt teszteljük, hogy az együtthatók lineáris kombinációja egy adott szám-e. Jelen esetben azt teszteljük, hogy a nemi hovatartozás és az osztályszármazás együtthatója közötti különbség nullával egyenlõ-e; ekkor az F teszt képlete a következõ: (B1-B2)(B1-B2) / {var(B1) + var (B2) - cov (B1,B2)}, szabadságfokai: 1 és n-m-1 (Greene 1991).

16. A szignifikancia-szint 0.7343 volt. Ez pusztán azt mutatja, hogy a relatív esélyek tekintetében, és az osztályszármazást dichotóm változóként kezelve, nincs interakció. Elképzelhetõ, hogy más eredményre jutnánk, ha nem a relatív, hanem az abszolút esélyeket néznénk, és ha "finomabban" mérve az osztályszármazást, több kategóriára bontanánk.

17. Elvégeztünk multikollinearitási diagnózist is a Menard (1995) könyvében leírtaknak megfelelõen. Az eredmények azt mutatták, hogy nincs nagymértékû multikollinearitás a változók között (a tolerancia-mutatók értéke 0.5-nél magasabb volt, és Menard szerint csak a tolerancia-mutató 0.2-nél kisebb értékei jelentenek nagy problémát).
 

Hivatkozások

Abbott, Pamela-Roger Sapsford 1987. Women and Social Class. New York: Tavistock Publications

Bendix, Reinhard-F. W. Howton 1967. Social Mobility and the American Business Elite. In: Social Mobility in Industrial Society. Berkeley: University of California Press

Bourdieu, Pierre 1983. Ökonomisches Kapital, kulturelles Kapital, soziales Kapital. In: Kreckel, Reinhard (ed.) Sonderdruck aus Soziale Welt, Sonderband 2: Soziale Ungleicheiten. Göttigneg: Verlag Otto Schwartz & Co.

- 1996. The State Nobility. Cambridge: Polity Press

Clark, Terry Nichols-Seymour Martin Lipset 1991. Are Social Classes Dying? International Sociology, (6) 4, 397-410.

Clark, Terry Nichols-Seymour Martin Lipset-Michael Rempel 1993. The Declining Political Significance of Social Class. International Sociology, (8) 3, 293-316.

Connel, R. W. 1996. A társadalmi nem elmélete. In: Tóth László (szerk.) A szex. Szociológiai és társadalomtörténet szöveggyûjtemény 1. Budapest: Új Mandátum Könyvkiadó, 46-61. (Angolul: Connel, R. W. 1985. Theorising gender. Sociology, (19) 2, 260-272.)

Crompton, Rosemary 1990. The Class/Gender/Organization Nexus. In: Clegg Ed. R. Stewart (ed.) Organization Theory and Class Analysis. Berlin: Walter de Guyer & Co., 390-394.

Crompton, Rosemary-Michael Mann (eds.) 1994. Gender and Stratification. Cambridge: Polity Press

- - 1994a Introduction. In: Crompton-Mann (eds.) 1994b, 1-11.

- - 1994b New Introduction. In: Crompton-Mann (eds.) 1994, vii-xxiv.

DeMaris, Alfred 1995. A Tutorial in Logistic Regression. Journal of Marriage and the Family, (57) november, 956-968.

Erikson, Robert-John H. Goldthorpe 1993. The Constant Flux. Oxford: Clarendon Press

Fine, Ben 1992. Women's Employment and the Capitalist Family. London: Routledge

Goldthorpe, John H. 1987. Social Mobility and Class Structure in Modern Britain. Oxford: Clarendon Press

Goldthorpe, John H.-Gordon Marshall 1992. The Promising Future of Class Analysis. Sociology, (26) 3, 381-400.

Greene, William H. 1991. Econometric Analysis. New York: Macmillan

Hauser, R.-D. Featherman 1977. The Process of Stratification. New York: Academic Press

Higley, John-G. Lowel Field-Knut Groholt 1976. Elite Structure and Ideology. New York: Columbia University Press.

Kaelble, Hartmund 1986. Social Mobility in the 19^th and 20^th Centuries. New York, 94-118.

Kanter, Rosabeth Moss 1977. Men and Women of the Corporation. New York: Basic Books

Lengermann, Patricia Madoo-Jill Niembrugge-Branteley 1988. Contemporary Feminist Theory. In: George Ritzer Contemporary Sociological Theory. New York: McGraw-Hill, Inc., 282-325.

Lengyel György 1986. The Recruitment and Level of Education of the Hungarian Business Elite in the 19^th and the First Half of the 20^th Centuries. In: Andorka Rudolf-Bertalan László (szerk.) Economy and Society in Hungary. Budapest: Marx Károly Közgazdaságtudományi Egyetem, Szociológia Tanszék, 117-138.

- 1992. A gazdasági elit a 80-as években és az átmenet idõszakában. In: Andorka Rudolf-Kolosi Tamás-Vukovics György (szerk.) Társadalmi Riport 1992. Budapest: TÁRKI, 201-221.

- 1997a Káderek és menedzserek: a gazdasági vezetõk rekrutációjának változó mintái tervgazdaságban. In: A gazdasági elit átalakulása. Budapest: Közszolgálati Tanulmányi Központ, 27-48.

- 1997b A magyar gazdasági elit a kilencvenes évek elsõ felében. In: Lengyel György A gazdasági elit átalakulása. Budapest: Közszolgálati Tanulmányi Központ, 81-95.

Lockwood, David 1994. Class, Status and Gender. In: Rosemary Crompton-Michael Mann (eds.) 1994, 11-23.

Loftin, Colin-David McDowall 1988. The Analysis of Case Control Studies in Criminology. Journal of Quantitative Criminology, (4) 1, 85-98.

Menard, Scott 1995. Applied Logistic Regression Analysis. London: Sage Publications

Mills, C. Wright 1945. American Business Elite: A Collective Portrait. Journal of Economic History, 5, 20-44.

Nagy Beáta 1995. Nõk az elitben - az üvegplafon. Info-Társadalomtudomány, 32, 39-46.

- 1997a Karrier nõi módra. In: Lévai Katalin-Tóth István György (szerk.) Szerepváltozások. Jelentés a nõk helyzetérõl. Budapest: TÁRKI-Munkaügyi Minisztérium, Egyenlõ Esélyek Titkársága

- 1997b Nõk a gazdasági munkamegosztásban: a menedzserek. Budapest: Mûhelytanulmány

Pakulski, Jan-Malcolm McDowall 1996. The Death of Class. London: Sage Publications Ltd.

Parsons, Talcott-Robert F. Bales 1955: Family, Socialization and Interaction Process. Glenscoe: Free Press

Putnam, Robert D. 1976. The Comparative Study of Political Elites. Englewoods Cliffs: Prentice-Hall Inc.

Stacey, Margaret 1994. Gender and Stratification. In: Crompton-Mann (eds.) 1994.

Szelényi Iván-Szelényi Szonja 1996. Elitcirkuláció vagy elitreprodukció. In: Andorka Rudolf-Kolosi Tamás-Vukovics György (szerk.) Társadalmi Riport 1996. Budapest: TÁRKI, 475-500.

Szelényi Szonja-Karen E. Aschaffenburg 1993. Volt-e a szocialista reformoknak eredménye? Osztálykülönbségek az iskolai végzettségben Magyarországon. Szociológiai Szemle, 2, 71-91.

Szelényi Szonja-Szelényi Iván-Kovách Imre 1995. The Making of the Hungarian Postcommunist Elite: Circulation in Politics, Reproduction in Economy. Theory and Society, (24) 5.

Walby, Sylvia 1993. Gender. In: William Outhwaite-Tom Bottomore (eds.) The Blackwell Dictionary of Twentieth-Century Social Thought. Oxford: Blackwell Publishers, 243-245.

- 1994a Theorizing Patriarchy. Oxford: Blackwell Publishers

- 1994b Gender, Class and Stratification. In: Crompton-Mann (eds.) 1994.
Waters, Malcolm 1994. Modern Sociological Theory. London: Sage Publications Ltd.

Wright, Eric O. 1979. Class Structure and Income Determination. New York: Academic Press.

- 1997. Class Counts. Comparative Studies in Class Analysis. Cambridge: Cambridge University Press