Bevezetés

A felsõoktatásig több szelekciós lépcsõn vezet az út. Mind a felvételizõknek, mind a felvételiztetõknek többször kell dönteniük, és a döntéseket több tényezõ befolyásolja. Egyik ilyen döntési pont például az általános iskola elvégzése, egy másik választóvonal az érettségi megszerzése. Az érettségit közvetlenül követõ szelekció azonban több részre bontható: egyrészt különbségek vannak a diákok egyes csoportjainak továbbtanulási hajlandóságában, másrészt eltérések lehetnek a felvételi vizsgaeredményeikben, illetve érdekérvényesítõ képességükben a felvételi vizsga során, emellett a felvételiztetõk érvényesítenek egy sajátos preferálási rendszert, amely szintén módosítja a továbbtanulási arányokat. Egyes magyarországi mobilitás-vizsgálatok (Andorka-Simkus 1983; Róbert 1991), hasonlóan az amerikai Mare-hoz többek közt e hatások eredõjét vizsgálták a származás különbözõ dimenziói mentén (a felsõfokú végzettség esélyét nézték meg, feltéve, hogy valaki megszerezte az érettségit), illetve egyes kutatók (Szelényi-Aschaffenburg 1993) külön vizsgálták a továbbtanulás során a lemorzsolódás hatását, illetve a továbbtanulás esélyét.

PhD értekezésemben - a mobilitásvizsgálatokkal szemben - az érettségit követõ szelekció két aspektusát külön vizsgálom 1967 és 1989 között (F. H.). Elemzem egyrészt a diákok egyes csoportjai eltérõ továbbtanulási hajlandóságát, illetve megvizsgálom a felvételi vizsga során történõ szelekciót. Ebben a dolgozatban ez utóbbi vizsgálat eredményeinek bemutatására került sor. A vizsgálat elõnye, hogy teljes körû adatokkal dolgoztunk (nem kellett tekintettel lenni a mintavételbõl fakadó bizonytalanságra, bár a szignifikancia mérése némileg nehezebbé vált), illetve hogy a Kádár-korszak második felérõl rendelkezésünkre álltak az adatok, így hasonlóan a mobilitáskutatásokhoz, idõbeli hatásokat is ellenõrizni tudtunk. (Az elemzés a konszolidált szocializmus idejére vonatkozik, amikor már nem volt olyan erõs a felsõoktatás expanziója, mint az ötvenes években, de azért ekkor is megfigyelhetõ a felsõoktatási férõhelyek folyamatos bõvülése a nappali tagozaton.)

A dolgozat az iskolai szelekciós folyamat szinte egyetlen¹ olyan területét vizsgálja, ahol 1967 és 1989 között az általános tendenciával ellentétes folyamat zajlott le: a munkásszármazásúakat támogatták a felvételi vizsgák során. (Hipotéziseink szerint a nemek szerint is lehet ilyen összefüggés.) A központi beavatkozások jó része is ide összpontosult. Az elemzés célja a felsõoktatás-politikán belül e központi beavatkozások hatásának vizsgálata a 1968-as gazdasági reform, illetve egyéb politikai és gazdasági változások függvényében, egészen a rendszerváltásig. Vitakérdés marad azonban az, hogy a beavatkozások eredményessége mennyiben ismerhetõ el, ha azt a megelõzõ szelekciós lépcsõk eredményéhez², illetve a felsõoktatásba történõ eltérõ jelentkezési hajlandósághoz viszonyítjuk.
 

Társadalmi egyenlõtlenségek és iskolarendszer

A hazai kutatások eredményei az egyenlõtlenségek és az iskolarendszer összefüggésérõl megoszlanak abban, hogy a szocializmus éveiben összességében csökkentek az egyenlõtlenségek vagy sem. De a probléma ennél összetettebb, hiszen már Sorokin 1927-ben írt könyvében (1993) feltette a kérdést, hogy vajon az iparosodással megfigyelhetõ-e a vertikális mobilitás folyamatos növekedése, illetve hogy a demokratikus, vagy a tekintélyuralmi rendszerekre jellemzõ-e inkább. Sorokin egy történeti áttekintés után arra jutott, hogy a vertikális mobilitás tendencia nélkül ingadozott a legtöbb országban, és ugyan elismeri, hogy a demokratikus társadalmak gyakran mobilabbak, mint a tekintélyuralmiak, de szerinte e szabály nem általános, s számos kivétel akad.

Bourdieu (1977) az egyenlõtlenségek újratermelõdését fogalmazza meg az iskolázottságban, illetve az ennél átfogóbb jelentésû úgynevezett "kulturális tõkében" a modern demokratikus országokban. A kulturális tõkét a társadalomban elfoglalt státus legfontosabb összetevõjének tartja. Mûveiben kifejti, hogy a hátrányos helyzet nem genetikai adottság és a központi beavatkozások elõsegíthetik a hátrányos helyzetû rétegek mobilitását.

Ezt egészíti ki Treiman (1970) egy, az USA-ra vonatkozó empirikus elemzésében. Kimutatja, hogy az idõ elõrehaladtával a saját iskolai végzettség szerepe nõ az elért foglalkozás presztízsére a származás hatásához képest, azaz tulajdonképpen a származás csak az elért iskolai végzettségen keresztül van hatással az elért státusra. (Ez Treiman iparosodási tétele.) Ez egyben azt is jelenti, hogy elemzésünkben, amikor a származás és a továbbtanulási esély összefüggését vizsgáljuk, ezzel az elért státust (illetve mobilitást) is jórészt elõre jelezzük.

Boudon (1974) modelljei alapján azonban tudjuk, hogy az elért státusban, még azonos iskolai végzettség esetén is nagy különbségek lehetnek az eltérõ származású rétegeket tekintve. Mûveiben az egyenlõtlenségek újratermelõdését mutatja ki a választott iskola minõségében, a megszerzett diploma értékében, illetve a foglalkozási hierarchiában késõbb elfoglalt hely szerint. Tehát Boudon szerint, még ha az egyenlõtlenségek csökkennek is az iskolai végzettségben egy adott országban, a hátrányos helyzet megjelenik az elért státusban, azaz az egyenlõtlenségek egy szinttel feljebb tolódnak.

Az egyenlõtlenségek újratermelõdését mutatja ki az USA-ban Mare (1981) is egy 1973-as mobilitásvizsgálat segítségével. Elemzési módszerének újdonsága, hogy nemcsak az elért legmagasabb iskolai végzettséget, hanem az egyes iskolázottsági szintek elérésének feltételes valószínûségeit is vizsgálja különféle társadalmi háttérváltozók függvényében. Eredményei szerint a szociális háttér hatása az elért legmagasabb iskolai végzettségre összességében stabil, illetve felsõfokú végzettséget tekintve inkább növekvõ kohorszról kohorszra a XX. századi USA társadalmában. Mindez két hatás eredõje: egyrészt a legmagasabb iskolai végzettség növekedett az USA társadalmában a második világháború után, ami az egyenlõtlenségek csökkenése irányába hatott, másrészt a középiskolai osztályzatok eltérései, illetve a hátrányos helyzetûek magasabb lemorzsolódási aránya miatt nõtt az egyenlõtlenség. Ráadásul az egyenlõtlenség fõleg a felsõbb iskolázottsági szinteken jelent meg, tehát tulajdonképpen az egyenlõtlenségek egy alsóbb szintrõl egy felsõbb szintre tolódtak. Meglepõ az is, hogy egyes, Angliára vonatkozó kutatások eredményei - ahol az iskolarendszer az amerikaitól igencsak eltér - szintén hasonlóak voltak (Treiman-Terrell 1975), és az egyenlõtlenségek újratermelõdését mutatták ki.

Di Maggio (1982) USA-ra vonatkozó empirikus eredményei nem bizonyítják egyértelmûen a Bourdieu-i kulturális tõke reprodukciós modelljét, illetve az eltérõ nemûekre különbözõ eredményeket kapott. Kimutatta, hogy a kulturális tõke szoros kapcsolatban van a középiskolai eredményekkel, azonban a férfiak esetén a szülõk iskolai végzettsége csak 30 százalékban jó mutatója a kulturális tõke átadásának (kulturális mobilitási modell teljesülése), a nõknél a szülõk iskolai végzettsége 60 százalékban jó mutatója a kulturális tõke átadásának (kulturális reprodukciós modell teljesülése). Megállapítható az is, hogy a kulturális tõke hatása az életkorral csökken, és általában igaz, hogy a nõk kulturális tõkéjének szintje magasabb, mint a férfiaké.

Számos hazai kutatás eredménye igazolni látszik az egyenlõtlenségek újratermelõdésének megvalósulását a szocializmusban is. A hetvenes években folyó elsõ mobilitás-tanulmányok (Ferge 1980; Gazsó 1971) a Bourdieu-i elmélet megvalósulását látják a hazai iskolarendszerben, és az egyenlõtlenségek fennmaradásáról, sõt növekedésérõl tanúskodnak. Ferge empirikus vizsgálatában a társadalmi réteghelyzet (a munkajelleg-csoportban elfoglalt hely) szoros kapcsolatát mutatja ki az iskolai végzettséggel és az iskolában elért eredményekkel, illetve összefüggést mutat ki a származás és az iskolai eredmények között. Gazsó egy 1970-es mintában kimutatta, hogy a gazdasági helyzet (egy fõre esõ jövedelem) hatása nem túl erõs a továbbtanulásra, míg a szülõk iskolai végzettsége és az iskolai eredmények, illetve továbbtanulás között szoros a kapcsolat. Összességében Ferge és Gazsó szerint a szocialista iskolarendszer fokozta az egyenlõtlenségeket a vizsgált idõszakban Magyarországon.

Ezen eredményekkel szemben igazán újszerû megközelítés és kutatási eredmény volt Andorka és Simkus (1983) tanulmánya, ahol az egyes iskolai végzettségek elérésének feltételes valószínûségeit vizsgálva arra a megállapításra jutottak, hogy az egyenlõtlenségek valójában 1945 óta, a nyolc osztályos elemi kötelezõvé tételével összességében csökkentek Magyarországon. (E szerint igaza volt Sorokinnak akkor, amikor azt állította, hogy a vertikális mobilitás alakulásában nincs olyan tendencia, hogy a fejlett demokráciák magasabb mobilitási mutatókkal rendelkeznének, mint a diktatúrák.) Róbert (1991) késõbbi kohorszok vizsgálatával megerõsítette az Andorka és Simkus által kapott eredményeket.

Szelényi és Aschaffenburg (1993) cikkükben megpróbálnak szembeszállni az Andorka és Simkus által kapott eredményekkel, hangsúlyozva egyrészt, hogy az iskolázottsági szint emelkedése és az egyenlõtlenségek csökkenése már korábban, 1945 elõtt megkezdõdött, másrészt hogy a felvételi vizsgákon jelen levõ nagy korrupció (protekció, kenõpénz) jórészt aláásta a központi beavatkozások és az oktatási rendszer demokratizálódásának hatását. Eredményeik szerint az egyenlõtlenségek az iskolai végzettségben valamelyest csökkentek a férfiak körében, a nõknél azonban míg az apa foglalkozásának hatása csökkent az elért legmagasabb iskolai végzettségre, az apa iskolai végzettségének hatása (a kulturális tõke szerepe) nõtt, így összességében az egyenlõtlenségek nem csökkentek. Az egyes iskolázottsági szintek elérésének esélyét vizsgálva pedig arra jutnak - szemben Róbert, illetve Andorka és Simkus eredményeivel -, hogy mind a nõk, mind a férfiak körében még kissé nõtt is az egyenlõtlenség. (Eredményeik eltérése feltehetõleg a kutatás egyes részleteinek különbségébõl fakad.)

Molnár (1989) egy 1964-es és egy 1971-es minta összevetésével az egyenlõtlenségek fennmaradását, illetve a kulturális tõke növekvõ szerepét hangsúlyozza az elért társadalmi státusra. A középiskolai eredményeket igen erõsen befolyásolja a kulturális tõke, ami aztán hatással van a továbbtanulási szándékra. A szülõ iskolai végzettségének primer hatása erõsebb a továbbtanulásra, mint a középiskolai eredményeké, de a két tényezõ kölcsönhatásba is lép, és ezen keresztül is befolyásolja a továbbtanulási hajlandóságot. A kedvezõ tanulmányi eredmény összekapcsolódva a szülõ alacsony iskolai végzettségével, illetve a rossz tanulmányi eredmény és a magas iskolai végzettségû szülõk hatása kompenzáló jellegû a továbbtanulási hajlandóság szempontjából. Hasonlóan Boudon franciaországi megfigyeléseihez, Molnár szerint a hátrányos helyzet leküzdése csak látszólagos a magyar társadalomban. Akik jó tanulmányi eredményeket érnek el és alacsony társadalmi háttérrel rendelkeznek azok továbbtanulási hajlandósága magas, illetve 70 százalékukat fel is veszik, de társadalmi hátrányukat összességében nem tudják leküzdeni. Az egyenlõtlenség fennmarad a felsõfokú iskola típusa (fõiskola vagy egyetem), illetve a választott szak és a betöltött foglalkozás presztízse szerint.
 

A magyar felvételi vizsgarendszer egyes részminták tükrében

Majdnem minden felsõoktatási rendszerben találkozhatunk a belépéskori szelekció valamilyen formájával. Vannak azonban olyan rendszerek, ahol a középiskola típusa szabja meg a felsõoktatási intézményekbe való bejutást, ekkor tehát a szelekció egy korábbi idõpontra - az általános iskola elvégzése idejére - tolódik. Más rendszerekben, ahol a felvétel esetleg teljesen nyitott, a tényleges szelekcióra az elsõ év elvégzése során kerül sor.

A felvételi szelekció létrejöhet a teljesítmény (a felvételi vizsgán való megfelelés szerinti bejutás) elve alapján, szociális, vagy politikai szempontok (származás) szerint, nemek szerint, valamint egyéb szempontok alapján (protekciós diákok kiválasztása stb.).

A magyar felvételi rendszerben létezett az érettségit közvetlenül követõ szelekció a XX. század második felében. 1948-ban bevezették a felvételi vizsgát, ami a legtöbb esetben egy szóbeli és egy írásbeli részbõl állt, illetve a vizsga eredményébe egyenlõ súllyal beszámították a középiskolában nyújtott teljesítmény is. A középiskolai eredményt 1974-ig az érettségi eredményével mérték, míg késõbb a felvételi vizsgatárgyakban nyújtott teljesítmény, majdpedig egyes tantárgyaknak a harmad- és negyedévben elért eredményei alapján határozták meg a hozott pontszámot. A felvételi vizsgák során szigorú keretszámrendszerrel szabályozzák a felvehetõ diákok számát, így a szelekcióra a felvételi vizsga során, nem pedig a továbbtanulás éveiben kerül sor (alacsony a lemorzsolódás). Az oktatás ingyenes, tehát a szülõ jövedelmi helyzete nem befolyásolja közvetlenül a tehetséges diákok továbbtanulását. A felvételi vizsgákon a teljesítmény szempontja mellett megjelent a származás szerinti preferálás rendszere, kezdetben kvótarendszer (1948-1962-ig), majd késõbb egyéb adminisztratív eszközök formájában. (Itt jegyzem meg, hogy a munkásszármazásúak preferálása a hatvanas években már fõleg szociális szempontból történhetett, szemben a korábbi évekkel, ahol az ok inkább politikai volt.) A felvételi pontszámban nem jelenik meg formálisan a származás, illetve a szülõk egyéb politikai érdemei: kitüntetések stb. (szemben pl. a lengyelországi rendszerrel). Itt csupán rejtve, a felvételiztetõk saját megítélésére van bízva ezen elõnyök figyelembevétele a szóbeli felvételi pontszámban, illetve a felvételi döntés meghozatalakor. Többek közt ezen okok miatt is, a felvételi vizsgákon igen nagy a korrupció (Szabó 1987).

Ladányi János (1994) a közgazdasági, illetve mûszaki egyetemeken és fõiskolákon az elsõ évre felvettek 10 százalékának személyi anyagait vizsgálva elemzi a felsõoktatásban tanulók társadalmi összetételét 1945 és 1976 között. Könyvében megvizsgálja az esti és a levelezõ oktatás szerepét, illetve a felsõoktatásnak a fõiskolák bevezetése miatti megkettõzõdésének hatását a hallgatók társadalmi összetételére. Emellett vizsgálja az egyes rétegek lemorzsolódási arányait is. Eredményei szerint a munkásszármazásúak aránya magasabb a vidéki városokból és községekbõl jött diákok között (hátrányuk fokozott), illetve magasabb a fõiskolák és a levelezõ tagozat hallgatói között. (Az esti tagozatosok fõleg budapestiek, így társadalmi összetételük inkább hasonlít a nappali, mint a levelezõ tagozathoz.) A továbbtanulás évei során történõ lemorzsolódás, eredményei szerint nem módosította számottevõen a hallgatók társadalmi összetételét.

Egyes, Ladányi kutatásához kapcsolódó, kisebb mintákon végzett elemzések (Elekes-Pázmándi 1981; Antal 1980) megpróbálták rekonstruálni a felvételi döntési mechanizmust egy, a közgazdasági egyetem nappali tagozatán 1978-ban végzett vizsgálat keretében. Eredményeik szerint két felvételi ponthatár létezett, az egyik egy abszolút mérce, azaz ilyen ponthatár felett mindenki bekerült, a másik egy relatív mérték, e felett a fizikai szülõk gyermekei mind bekerültek, míg a szellemiek gyerekeinek csak 80 százaléka. (A többieket helyhiány miatt elutasították.) Emellett vizsgálták a fellebbezések gyakoriságát és eredményességét a különbözõ származású diákok körében. E szerint a vezetõ- és értelmiségi származásúak fellebbeznek a leggyakrabban, de közülük a legmagasabb a fellebbezések elutasításának az aránya is. Ha a felvettek megoszlását tekintjük Antal (1980) szerint kimutatható, hogy a munkásszármazású felvettek között fõleg a szakmunkás szülõk gyermekei, illetve a budapesti lakosok vannak többségben, tehát a leghátrányosabb helyzetû rétegek csak egészen kis arányban jelentek meg a felsõoktatásban.

Császi (1983) az orvostudományi egyetemen (SOTE-n) végzett vizsgálatot az elsõéves hallgatók körében. A felvettek kategóriát 3 csoportra osztotta. Az elsõ csoportot alkotják azok, akiket automatikusan vettek fel egy adott ponthatár felett (ez egy mesterségesen kialakított ponthatár, amely eltér a munkás, illetve nem munkásszármazásúak esetében, a SOTE-n 1983-ban ez 96, illetve 108 pont volt). A nem automatikusan, de nem is fellebbezéssel felvettek alkotják a második csoportot. Ebben a körben a felvételi vizsgabizottság egyes jelentkezõket elutasított, illetve egyeseket felvett (a szempontokra késõbb térünk ki). Az elsõ csoport kiválasztásánál már érvényesítették a két fõ szempont, a származás (illetve inkább a szociális helyzet) és a teljesítmény szerinti kiválasztást; ennek megfelelõen a csoportban a vezetõ- illetve értelmiségi-, valamint a munkás- és parasztszármazásúak voltak többségben. A második csoportban a vezetõ- és értelmiségi-, illetve a közvetlen termelésirányító származásúak aránya magas. A felvételi pontszámokat vizsgálva Császi a két csoportban együttesen azt az eredményt kapta, hogy a beosztott értelmiségi származásúaknak a legnehezebb a bejutás, illetve jelentkezési arányukhoz képest egyedül ez a csoport jut be kisebb arányban az orvosi egyetemre. Végül a harmadik, a fellebbezõk csoportjára jellemzõ, hogy itt a fizikai származásúak aránya igen alacsony. (E harmadik csoport jóval kisebb az elsõ két csoporthoz képest, ezért jelentõsége sem túl nagy.) Mindezekbõl Császi arra a következtetésre jut, hogy az elõbbiekben feltételezett származás és teljesítmény szerinti szelekció mellett jelen van egy harmadik típusú szelekció is, ezt nevezhetjük személyhez kötött elõnyöknek. Ilyen elõny pl. az érdem alapján, a társadalmi állás szerint, politikai magatartás szerint, rokonság alapján, barátság szerint, szívesség viszonzásaként, illetve korrupció segítségével történõ bejutás a felsõoktatási intézményekbe. (Fontos, hogy ez utóbbi elõnyöket elsõsorban a nem munkásszármazásúak érvényesítették [Császi 1985: 60]. Erre még késõbb, az elemzés során visszatérünk.) A magyar felvételi rendszerben jelen levõ teljesítmény, illetve származás szerinti szelekció (vagy inkább szociális szempont érvényesítése) csupán a legjobbak és legrászorultabb, illetve a leggyengébb teljesítményûek kiválasztására alkalmas. A középmezõnyben nagy a bizonytalanság és elsõsorban itt érvényesül a fent említett harmadik típusú szelektálás.
 

Empirikus elemzés: Adatok és változók

Ezen munka egy másod-adatelemzés a Felvételi vizsgák a felsõoktatási intézményekben (1967-1989) címû kötetek adatai alapján. Ismereteink szerint ezen adatok részletes feldolgozására mind ez ideig nem került sor.

Az Országos Felsõoktatási Felvételi Iroda 1967-ben kezdte el publikálni az adatokat, de a kötet 1981 és 1982-ben nem jelent meg, így ez a két év hiányozni fog az empirikus elemzésbõl. Az adatokat a számunkra fontos részletezéssel (nem, származás és vizsgaeredmény szerinti megoszlás) a kötetek 1989-ig tartalmazták, így az elemzés idõszaka a rendszerváltással véget ér.

Az elemzés elõnye, hogy már meglévõ adatokkal dolgozik, nem kellett költséges mintavételi eljárásokkal összegyûjteni a szükséges adatokat, viszont hátrány, hogy az egyes kategóriák tartalma esetleg változhatott az évek során. Ilyen kategória a munkás és nem munkásszármazású diákok megkülönböztetése. A rendelkezésre álló információk szerint a besorolás irányelvei 1967 és 1989 között az 1974/75-ös tanévben megváltoztak, amikor is 3 kategóriát képeztek, a fizikai és nem fizikai szülõk mellett a közvetlen termelésirányító szülõket is megkülönböztették. (A foglalkozási besorolás konkrét irányelveit, azaz, hogy mely foglalkozások tartoztak a fizikai, illetve a közvetlen termelésirányító kategóriába, lásd Ladányi J. 1996: 50-51.) Én az elemzésben a közvetlen termelésirányítókat is munkásszármazásúnak tekintettem, ami nem okozott igazán nagy torzítást. (Érdemes ehhez megnézni a késõbbiekben bemutatott 1. táblázatot, ahol szerepel a jelentkezõk között a munkásszármazásúak aránya. Amint látható, a hetvenes évek közepén ezen új kategória bevezetésével nem változott drasztikusan a jelentkezõ munkásszármazásúak aránya, bár 2-3 százalékkal talán magasabb értékek szerepelnek, mint az elõzõ években.) Felmerülhet az a torzító tényezõ is, hogy a szülõ foglalkozásának közlése során esetleg néhány diák nem a tényleges foglalkozást írta be, aminek következtében kissé felülbecsültük a munkásszármazásúak arányát. Mindezen torzításokat figyelembe kell venni az eredmények értelmezése során.

Az adatok csak a nappali tagozatra jelentkezõ, illetve felvett hallgatókra állnak rendelkezésre, így az elemzésben az esti és levelezõ tagozatot nem vizsgáljuk. Ezzel azonban nem követünk el túl nagy torzítást, hiszen Kolosi és Róbert (1985) cikkükben az esti és a levelezõ oktatás szerepét elemezve arra jutottak, hogy ezen oktatási forma mobilitásban betöltött szerepe, fõleg a fiatalabb generációkban nem túl jelentõs, illetve a mobilitás elsõsorban az ötvenes években lezajlott erõteljes strukturális mobilitási folyamathoz kapcsolódott az idõsebb generációk esetén. Megfelelõ adatok hiányában nem vizsgáljuk a továbbtanulás évei során történõ lemorzsolódást sem, de ennek aránya, a nemzetközi összehasonlítások figyelembevételével is, Magyarországon igen alacsony, így ez sem okoz jelentõs torzítást (Ladányi J. 1994: 265; Szelényi-Aschaffenburg 1993: 84).

Adatok hiányában nem tudtuk a felvételiken esetlegesen létezõ korrupció, illetve egyéb (lásd Császi 1985) tényezõk hatását elkülöníteni a többi szelekciós tényezõtõl (pl. feltételezhetõ, hogy mivel a nem munkásszármazásúak érdekérvényesítõ képessége jobb, mint a munkásszármazásúaké, a származás szerinti valóságos preferálás mértéke nagyobb, mint a kimutatható összefüggés), valamint ebben a dolgozatban nem kerül sor a választott felsõoktatási intézmény, illetve a ténylegesen megvalósult továbbtanulás intézménytípusa, valamint a diákok származása és neme közti összefüggések vizsgálatára. (Boudon modelljeibõl tudjuk, hogy az egyenlõtlenségek ezen a szinten is megjelennek a fejlett demokráciákban.)

Vizsgált változóink a felvétel (továbbiakban F, 1: felvett, 0: nem felvett), a nem (N, 1: férfi, 0: nõ), a származás (SZ, 1: munkás- és 0: nem munkásszármazás, a továbbiakban MSZ: munkásszármazás, NMSZ: nem munkásszármazás³) és a felvételi vizsgaeredmény (VE). (Ez utóbbit az összes hozott, illetve szerzett pontok alapján határozták meg, két kategóriája a 1: megfelelt, illetve a 0: nem megfelelt pályázó. A ponthatár egységes egy adott intézmény adott szakára jelentkezõ összes diákra. A megfelelt, de fel nem vett kategória azonos a helyhiány miatt elutasítottak kategóriájával. Aki pedig nem felelt meg, azt nem is vették fel.) Az idõ változó bevonására annak bonyolult volta miatt nem került sor, az elemzéseket minden egyes évre elvégeztük.

Az elemzés elõnye, hogy idõbeli változásokat is vizsgálni tudtunk, mivel az adatok 21 évre rendelkezésre állnak, hátrány azonban a mobilitás-felmérésekhez képest, hogy a társadalmi háttér hatását csak egy dichotóm változó, a munkás-, illetve nem munkásszármazás segítségével tudtuk mérni. (Nem álltak rendelkezésre megfelelõ bontásban az adatok a középiskola típusa, illetve a lakóhely változók esetén, így ezek hatását sem vizsgáltuk a felvételre.)
 

Hipotézisek és módszerek
Hipotézisek

Az elsõ probléma az volt, hogy egy adott évben (továbbiakban AEV) létezik-e a nemek, illetve a származás szerinti szelekció a vizsgaeredmény (teljesítmény) hatása mellett a felvételi vizsgákon, második pedig az, hogy a teljes periódusban (továbbiakban TP) hogyan érvényesülnek ezek a hatások. Ennek megfelelõen a hipotézisek a következõk:

AEV-H1: Feltételezésünk szerint a periódus legtöbb évében a felvétel esélyét befolyásolja a vizsgaeredmény (AEV-H1/A) mellett a származás (AEV-H1/B) és a nem (AEV-H1/C) is, azaz a munkásszármazásúakat, illetve a férfiakat preferálták a felvételi vizsgákon.

AEV-H2: Elképzelhetõ azonban, hogy egyes években a nem, illetve a származás a vizsgaeredményen keresztül is befolyásolta a felvételt, méghozzá úgy, hogy a nõk, illetve a nem munkásszármazásúak vizsgaeredménye jobb volt, és emiatt többen kerültek be az egyetemekre, illetve a fõiskolákba. (A felvételiken feltehetõleg ezeket a hatásokat is megpróbálták ellensúlyozni.)

AEV-H3: Végül feltettük, hogy a periódus utolsó éveiben a felvételiken már csak a vizsgaeredmény számított.

TP-H1: A munkásszármazás preferálásának idõbeli alakulását tekintve (TP-H1/A) feltételezhetõ, hogy preferálás összességében csökkent a vizsgált évek során, vannak azonban kisebb hullámok. Az ingadozás feltehetõleg összhangban van az oktatáspolitika változásaival: az 1968-as reformmal enyhül a származás szerinti preferálás, 1972-ben a reformellenes intézkedésekkel újra extenzív fejlõdés indul meg a munkásszármazás erõteljesebb preferálásával, míg végül a nyolcvanas évek második felében a származás hatása már elenyészõ a vizsgaeredményhez képest. A férfiak elõnyben részesítésének idõbeli alakulását tekintve (TP-H1/B) feltételezhetjük, hogy mivel a jelentkezõ nõk aránya kissé emelkedik a felsõoktatás nappali tagozatán (lásd késõbb az empirikus elemzés elsõ bekezdéseit), a férfiak preferálása még kissé növekszik is a vizsgált 21 év során.
 

Módszerek

Mivel minden általunk vizsgált változó (kivéve az idõt) dichotóm volt, az egyes években fellépõ hatások vizsgálatára elõször loglineáris, illetve logit modellek (részletesen lásd Füstös-Kovács 1989; Norusis 1990; Rudas 1982; Kolosi-Rudas 1988; Knoke-Burke 1980) segítségével került sor. A loglineáris modellek keretében a vizsgált négy változó kombinációiból képzett úgynevezett effektusok tesztelésére kerül sor. (Jelen esetben 1, 2, 3, illetve 4 dimenziós effektusok szerepelhetnek az egyes évekre vonatkozó modellekben.) Az SPSS programcsomag úgynevezett "backward" módszere egy telített (az összes 1, 2, 3 illetve 4 dimenziós effektust tartalmazó) modellbõl indul ki. Ezután a modellek illeszkedését figyelembe véve, több lépésben mindig elhagyja az adott legmagasabb dimenziós effektust, és végül, a loglineáris elemzés eredményeként minden évre megadja a még illeszkedõ úgynevezett "takarékos" modellt. (A takarékos modell minden évre a minimálisan szükséges effektusokat tartalmazza, e szerint tehát ha a megadottnál kevesebb effektust vennénk figyelembe egy adott évben, a modell már nem illeszkedne szignifikánsan az adatokra!) Vizsgálhatjuk még az adott évben szignifikáns effektusokra vonatkozó additív, illetve multiplikatív paramétereket is, de erre ebben a dolgozatban nem kerül sor. Helyette egy másik módszert, a logisztikus regressziós eljárást használtuk az egyes magyarázó változók hatásának vizsgálatára. Ennek oka az, hogy a loglineáris modell eredményei semmivel sem nyújtottak többet a felvételre ható tényezõk vizsgálatához, mivel, ahogy azt az eredmények résznél látjuk majd, a takarékos modellek mindhárom magyarázó változó hatását kimutatják a felvételre az összes évben. (Ez utóbbi oka feltehetõleg a nagy mintaelemszám.⁴)

A logisztikus regressziós eljárás alkalmas kategoriális és nem kategoriális változók hatását is vizsgálni egy dichotóm függõ változóra, ami esetünkben például a felvétel. Az eljárás során a felvétel esélyét becsüljük a magyarázó változók segítségével. A magyarázó változók alakulása, illetve a felvétel esélye (valószínûsége) közti összefüggés nem lineáris. A regressziós paraméterek becslésére egy matematikai programcsomag segítségével került sor. A programcsomag által számított EXP(B) a felvett/elutasított arány (úgynevezett odds-ok) átlagos változását mutatja egy adott magyarázó változó értékének egy egységgel való módosulása esetén, illetve a többi magyarázó változó adott értéke mellett. Nagysága kisebb mint egy, ha a magyarázó változó egy egységgel történõ növekedése csökkenti pl. a felvétel esélyét, és nagyobb egynél, ha növeli azt. Az elemzésben elsõsorban e mutató értékének alakulását vizsgáltuk. Fontos még a modellek illeszkedését mutató ?* érték, mely értéke 0 és 1 közé esik, és minél kisebb annál jobb a modell illeszkedése.(Ennek részletes leírását lásd Rudas-Clogg-Lindsay 1994.)

A matematikai programcsomag által számolt EXP(B), illetve ?* értékek számítási módjának lényege a következõ: Megpróbáljuk a populációt két részre bontani, egy olyan részre, amely leírható egy adott modellel, és egy "maradék" részre úgy, hogy az elsõ részben lévõk száma maximális legyen (úgy választjuk ki a modell paramétereit). Ezek után a ?* index azt mutatja meg, hogy a teljes populációnak mekkora része nem írható le a modellel. A ?* ily módon szemléletesen mutatja a megfigyelések és a modell távolságát.

Mivel a számítási eljárás elég bonyolult, csak az egyes évekre írtunk fel logisztikus regressziós modelleket, azaz az idõ változók bevonására nem került sor és így hasonlítottuk össze az egyes évekre kapott eredményeket. Mivel a hipotézisek között szerepelnek összetett utak is (pl. a nem és a származás vizsgaeredményen keresztül érvényesülõ hatása), ezért az egyes évekre, valamint a periódus egészére logisztikus regressziós modellek láncolatát írtuk fel, amit az egyszerûség kedvéért a továbbiakban kváziútmodellnek neveztük el. (A logisztikus regresszió esetén nem lineáris a kapcsolat a magyarázó változók és a függõ változó között, így az itt kapott regressziós együtthatók nem teljesen azonosak az útegyütthatókkal.) Azonban mivel aki nem felelt meg a felvételi vizsgán, azt nem is vették fel, végül is a felvétel, mint függõ változó modelljébõl kihagytuk a vizsgaeredmény változót, melynek hatása aránytalanul nagy lett volna, illetve csak a megfeleltek körén belül néztük meg a származás és a nem hatását a felvételre.
 

Eredmények

Tekintsük elsõként a vizsgált 4 változó alapmegoszlását az egyes évekre:

1. táblázat
A jelentkezõk körében a férfiak, nõk, munkás- és nem munkásszármazásúak, a felvételi vizsgán megfelelt, illetve nem felelt meg, valamint a felvett és nem felvett diákok aránya

ÉV	Jelent-kezõk száma	FÉRFI   (%)	NÕ   (%)	MSZ   (%)	NMSZ (%)	MEGF.   (%)	NEM   MEGF. (%)	FELV.   (%)	NEM   FELV.   (%)
1967	28072	48,8	51,2	43,5	56,5	53	47	37,8	62,2
1968	26123	48,6	51,4	42	58	56,8	43,2	39,5	60,5
1969	25807	50,2	49,8	39,4	60,6	57,4	42,6	43,5	56,5
1970	25279	49,2	50,8	38,7	61,3	59,1	40,9	43,9	56,1
1971	28451	49,6	50,4	39,9	60,1	60,9	39,1	44,3	55,7
1972	32899	48,2	51,8	38,5	61,5	55,9	44,1	36,5	63,5
1873	34519	47,1	52,9	39,4	60,6	56,1	43,9	37,8	62,2
1974	35555	47,7	52,3	42,9	57,1	47,7	52,3	37,4	62,6
1975	33212	47	53	45,1	54,9	46,6	53,6	37,7	62,3
1976	31246	46,5	53,5	52,1	47,9	51,2	48,8	41,4	58,6
1977	31066	46,2	53,8	49,6	50,4	51,9	48,1	43,7	56,3
1978	29800	45,9	54,1	51,4	48,6	55,9	44,1	47,2	52,8
1979	29688	45,7	54,3	49,2	50,8	54,6	45,4	47,2	52,8
1980	28206	45,6	54,4	51,3	48,7	56	44	50,4	49,6
1983	29402	44,2	55,8	50,5	49,5	52,4	47,6	47,3	52,7
1984	32459	41,6	58,4	40,8	59,2	45,8	54,2	42,4	57,6
1985	35307	50	50	48,3	51,7	48,2	51,8	44,1	55,9
1986	38081	43,7	56,3	48	52	43,9	56,1	42,4	57,6
1987	36957	42,7	57,3	51,2	48,8	44,9	55,1	43,3	56,7
1988	40143	43,5	56,5	48,7	51,3	42,6	57,4	41,4	58,6
1989	35242	41,1	58,9	46,4	53,6	44,1	55,9	42,1	57,9

Az adatok szerint a munkásszármazásúak aránya a jelentkezõk körében 40 százalék és 50 százalék között ingadozott, illetve összességében a vizsgált periódusban kissé nõtt. Ez utóbbi oka feltehetõleg az 1968-ban bevezetett felvételi elõkészítõ tanfolyamok, valamint a dolgozó szakmunkások felsõoktatásban való részvételi lehetõsége volt. (Ladányi J. 1994: 75.) Érdekes, hogy ez igaz a nappali tagozatra, és nemcsak az esti és levelezõ tagozatra. 1945 után megfigyelhetõ a nõk arányának folyamatos emelkedése is a közép- és felsõfokú oktatásban (Ladányi A. 1996), és adataink azt mutatják, hogy ezzel összhangban a nappali tagozatra jelentkezõk körében a nõk aránya kissé emelkedik az évek során (a férfiak végig kisebbségben voltak).

Adataink szerint az is látható, hogy a jelentkezõk száma fokozatos bõvül, de a bõvülés a felvettek számának azonos ütemû növekedésével járt együtt, így a felvettek aránya nagyjából állandó volt (kb. 40%). (A jelentkezõk körének bõvülése feltehetõleg az érettségizõk számának bõvülésébõl, illetve az egyre jobb középiskolai eredményekbõl [Molnár 1989] fakad.) Így tehát 1967 után - legalábbis a nappali tagozaton- a felsõoktatás oktatás expanziója tovább folytatódott az ötvenes évek nagy expanziója után, ami ellentmond Andorka-Simkus (1983), valamint Róbert (1991) felsõoktatatásra vonatkozó eredményeinek, miszerint a felsõoktatási férõhelyek száma nem igazán bõvült ezen évek során. Annyi azonban igaz lehet, hogy a felsõoktatás merítési bázisának kiszélesedésével (ugrásszerûen nõ az érettségizettek száma) sem a jelentkezõk száma, sem a felvettek száma nem emelkedett azonos mértékben.

Ha a vizsgaeredmények alakulását is tekintjük, az adatok azt mutatják, hogy a vizsgán megfeleltek aránya a jelentkezõk között csökken (nehezedõ felvételik), de aki megfelelt, annak egyre könnyebb a bejutás az évek során, tehát végül is a bekerülés aránya állandó.

Itt jegyezzük meg, hogy a jelentkezõ nõk körében a periódus egészében kicsivel magasabb a munkásszármazásúak aránya. Ennek feltehetõleg az az oka, hogy a férfiak esetén a szelekcióra már egy megelõzõ lépcsõ során sor kerül, és feltehetõleg éppen a munkásszármazású férfiaknak legkisebb az esélye az érettségi megszerzésére, illetve a felsõfokú továbbtanulásra.
 

Eredmények a periódus egyes éveire

A loglineáris modellek eredményei szerint az évek során a felvételt mind a három magyarázó változó (nem, származás, és vizsgaeredmény) egyaránt befolyásolta, sõt egyes években még egy háromdimenziós effektus (nem*származás*felvétel) is szerepelt a takarékos modellben (illetve 1986-ban a származás*vizsgaeredmény-*felvétel effektus is szerepelt), tehát az AEV-H1/A, B és C hipotézis teljesült. Elmondhatjuk azt is, hogy kivéve az 1986-os évet, a nem és a származás vizsgaeredményen keresztül érvényesülõ hatása nem volt szignifikáns, azaz a AEV-H2 hipotézist el kellene vetnünk. Ugyancsak nem teljesült az AEV-H3 hipotézis, miszerint a nyolcvanas évek végén már csak a vizsgaeredmény befolyásolja a felvétel.

Hogy az egyes években a származás, vagy a nem hatása volt-e az erõsebb, illetve hogy tényleg el kell-e vetnünk az AEV-H2 és AEV-H3 hipotézist, ennek vizsgálatára, mint ahogy azt a módszerek leírásánál már említettük, végül is logisztikus regressziós modellek felhasználásával kerül sor. (A loglineáris modell eredményeit csupán az elemzés kiindulópontjának tekintettük.)

A kiindulási modellünk egy, a logisztikus regressziós modellek láncolatából felállított kváziútmodell lett, azaz két regressziós modellt írtunk fel a vizsgaeredmény, mint függõ változó, illetve a felvétel, mint függõ változó esetére. A kváziútmodellel kapcsolatos eredményeket a 2. és 3. táblázatban láthatjuk (a 3. táblázatban csak a felvételi vizsgán megfeleltek körén belül nézzük a származás és a nem hatását a felvételre, mivel aki nem felelt meg azt nem is vették fel), végül a 4. táblázat a vizsgaeredmény hatásának kiszûrése elõtti állapotot tükrözi, itt egyszerûen kihagytuk a vizsgaeredményt a magyarázó változók közül.

2. táblázat
A vizsgaeredmény, mint függõ változó logisztikus regressziós modelljeinek eredményei az 1967 és 1989 közötti évekre (SZ: származás, N: nem)

ÉV	SZ   (EXP(B)-k)	N   (EXP(B)-k)	?* index
1967	0,94	1,04	0,03
1968	0,88	0,99	0,05
1969	1,07	1,15	0,002
1970	1,01	1,02	0,006
1971	0,95	0,94	0,04
1972	1,02	1,05	0,01
1973	1,01	1,08	0,003
1974	1,01	1,05	0,003
1975	0,93	1,04	0,017
1976	0,87	1,05	0,005
1977	0,89	0,92	0,005
1978	0,96	0,99	0,003
1979	0,94	1,01	0,008
1980	0,92	1,08	0,001
1983	0,95	1,13	0,002
1984	1,07	1,17	0,011
1985	0,97	1,03	0,005
1986	1,02	1,02	0,022
1987	0,88	1,24	0,015
1988	0,9	1,2	0,009
1989	0,86	1,37	0,01

A táblázatban szereplõ paraméterek a programcsomag által számított EXP(B) értékek. ?* index mutatja a modell szignifikanciáját.

Elõször tekintsük a vizsgaeredmény, mint függõ változóra kapott eredményeket. Látható, hogy a modellek minden évben szignifikánsak, a ?* index közel van a 0-hoz, valamint hogy a legtöbb évben a nem és a származás hatása kisebb a vizsgaeredményre, mint a felvételre. A vizsgált 21 évbõl 10-ben szerepelnek jobban a nem munkásszármazásúak és a férfiak, 7-ben a munkásszármazásúak és a férfiak, illetve 4-ben a nõk és a nem munkásszármazásúak. Láthatjuk azt is, hogy 1984 után a nem és a származás összefüggése a vizsgaeredménnyel erõsödik, tehát feltehetõleg ezekben az utolsó években van jelentõsége e közvetett "utak"-nak, azaz ekkor a férfiak, illetve a nem munkásszármazásúak jobb vizsgaeredménye, ha kicsit is, de befolyásolta a felvételi arányokat.⁵

3. táblázat
A felvétel, mint függõ változó logisztikus regressziós modelljeinek eredményei az 1967 és 1989 közötti évekre feltéve, hogy valaki megfelelt a felvételi vizsgán (SZ: származás, N: nem)

ÉV	SZ (EXP(B)-k)	N (EXP(B)-k)	?* index
1967	1,53	1,66	0,034
1968	1,66	2,65	0,015
1969	1,67	2,09	0,005
1970	1,76	1,78	0,015
1970	1,68	1,28	0,002
1972	1,69	1,24	0,003
1973	1,8	1,31	0,006
1974	2,99	2	0,013
1975	3,31	2,32	0,0001
1976	3,45	2,13	0,007
1977	5,56	2	0,018
1978	4,97	1,73	0,003
1979	4,35	1,79	0,007
1980	3,76	1,53	0,015
1983	3,26	1,5	0,011
1984	1,19	0,96	0,009
1985	2,86	1,37	0,012
1986	6,73	1,19	0,002
1987	1,74	1,26	0,003
1988	1,44	1,21	0,005
1989	1,12	0,72	0,005

A táblázatban szereplõ paraméterek a programcsomag által számított EXP(B) értékek. ?* index mutatja a modell szignifikanciáját.

Most tekintsük a felvétel, mint függõ változó modelljeinek eredményeit feltéve, hogy valaki megfelelt a felvételi vizsgán. Eredményeink szerint 1967 és 1984 között a vizsgaeredmény figyelembevétele mellett kimutatható a munkásszármazásúak, illetve férfiak preferálása a felvételi vizsgákon, mint ahogy azt a loglineáris modellek eredményei alapján vártuk. (A férfiak preferálásának oka feltehetõleg az, hogy - mint ahogy azt más kutatások eredményeibõl [Andorka-Simkus 1983;
Róbert 1991] tudjuk - a nõknek az érettségi megszerzésére sokkal jobbak az esélyeik, és emiatt az azonos korú férfiakhoz képest arányaiban többen jelentkeznek a felsõoktatásba is.⁶)

Feltételezhetõ, hogy az összes évben a vizsgaeredmény hatása a felvételre nagyságrendekkel nagyobb a nem és a származás hatásához képest. (Mind tudjuk, aki nem felelt meg, azt nem is vették fel.) Ha csak a megfeleltek körén belül tekintjük eredményeinket, ez alapján látható, hogy 1967 és 1970 között a nemek szerinti, 1970 után pedig a származás szerinti preferálás az erõsebb a felvételi vizsgákon. Nem teljesül AEV-H3 hipotézisünk, miszerint a nyolcvanas évek végén már csak a vizsgaeredmény számított, a származás és a nem közvetlen hatása a felvételre itt is jelen volt.

4. táblázat
A felvétel, mint függõ változó logisztikus regressziós modelljeinek eredményei az 1967 és 1989 közötti évekre a vizsgaeredmény változó kihagyásával (SZ: származás, N: nem)

ÉV	SZ (EXP(B)-k)	N (EXP(B)-k)	? * index
1967	1,16	1,3	0,037
1968	1,16	1,57	0,005
1969	1,3	1,51	0,005
1970	1,28	1,31	0,023
1970	1,24	1,07	0,039
1972	1,34	1,15	0,013
1973	1,36	1,22	0,009
1974	1,4	1,3	0,008
1975	1,31	1,31	0,036
1976	1,4	1,21	0,04
1977	1,36	1,11	0,041
1978	1,48	1,16	0,021
1979	1,32	1,17	0,014
1980	1,17	1,17	0,017
1983	1,17	1,21	0,081
1984	1,09	1,16	0,007
1985	1,12	1,08	0,005
1986	0,99	1,16	0,005
1987	0,92	1,26	0,016
1988	0,92	1,21	0,011
1989	0,87	1,33	0,013

A táblázatban szereplõ paraméterek a programcsomag által számított EXP(B) értékek. ?* index mutatja a modell szignifikanciáját.

A 4. táblázat azt a helyzetet mutatja, amikor nem szûrtük ki az eltérõ vizsgaeredmény hatását. Ekkor, mint látható, a férfiak végig elõnyben vannak a felvételin egyrészt jobb vizsgaeredményük miatt, másrészt amiatt, hogy õket preferálták a felvételi vizsgán. A származás esetén azonban a nyolcvanas évek második felében már a nem munkásszármazásúak vannak elõnyben a munkásszármazásúakhoz képest, tehát ekkor a munkásszármazásúak preferálása csökken, és a nem munkásszármazásúak jobb vizsgaeredményeik miatt esélyesebbek a bejutásra a preferálás ellenére.

Összességében, az egyes évekre felírt modellek eredményei alapján, az AEV-H2 hipotézissel kapcsolatban elmondható, hogy az évek majdnem felében a férfiak és a nem munkásszármazásúak jobb vizsgaeredményei mutathatók ki, és ez, ha kicsit is, de feltehetõleg módosította a felvételi arányokat. Hipotézisünkkel szemben azonban azt láttuk, hogy általában nem a nõk, hanem a férfiak szerepelnek jobban a felvételi vizsgán. Azt is feltételezhetjük, hogy a nem és a származás vizsgaeredményen keresztül érvényesülõ hatása a felvételre sokkal gyengébb, mint a direkt hatások (a loglineáris modell eredményei szerint). Az AEV-H3 hipotézisünk nem teljesült, feltehetõleg ugyan a nyolcvanas évek második felében a vizsgaeredmény közvetett és közvetlen hatása már igen erõs a felvételre, de a származás és a nem direkt hatása azért itt is kimutatható volt.
 

Eredmények az idõbeli hatásokra

Amint az a 2. táblázatból látszik, a nem hatása idõvel egy kicsit növekszik, azaz a férfiak vizsgaeredményei egyre jobbak, illetve a származást tekintve a munkásszármazásúak hátránya a felvételi vizsgaeredményekben csökkenõ tendenciát mutat. Elmondható, hogy amellett, hogy a férfiak összességében egyre jobban vizsgáznak, eleinte nõ a különbség a nemek között, míg késõbb csökken. A származás esetén pedig, amellett hogy összességében a munkásszármazásúak kissé felzárkóznak a nem munkásszármazásúakhoz a vizsgaeredményeket tekintve, a különbség köztük eleinte csökken, majd pedig nõ.

A felvétel, mint függõ változó modelljében a regressziós együtthatók vizsgálata alapján elmondható, hogy, amint az várható volt, a munkásszármazás preferálása erõsebb a teljes periódusban, mint a férfiak preferálása.

A származás idõbeli hatását tekintve látható, hogy szemben a TP-H1/A hipotézissel, a munkásszármazásúak preferálása idõben inkább nõ, mint csökken, azonban kimutatható, hogy csak a kezdetben nõ a különbség a munkás- és nem munkásszármazásúak között a felvételi esélyeket tekintve, és késõbb, a periódus második felében már csökken a különbség.

A munkásszármazás preferálásának ingadozásait részletesen az egyes évekre felírt logisztikus regressziós modellek együtthatói segítségével vizsgálhatjuk meg (a 3. táblázat eredményei szerint). Amint látható, hipotézisünkkel összhangban a preferálás 1967 után kissé nõ, de 1968 után, a gazdasági reform bevezetésével párhuzamosan ez a növekedés megáll. 1973-1974 után azonban, a reform megtorpanásával, megint a munkásszármazás egyre erõsebb preferálása mutatható ki egészen 1977-ig. Ezután pedig egészen 1989-ig (a 86-os év kivételével)- mint ahogy azt vártuk - a különbség csökken a jelentkezõ munkás- és nem munkásszármazásúak felvételi esélyei között.

Ha most a nem idõbeli hatását vizsgáljuk a felvételre, szemben TP-H1/B hipotézisünkkel látható, hogy a férfiak preferálása kissé csökken az évek során. A preferálás kezdetben azonban még kissé erõsödik, és csak késõbb egyértelmû a csökkenés (tehát hipotézisünk azért részben teljesült). Érdekes jelenség, hogy 1989-ben (és 84-ben) már a nõk vannak elõnyösebb helyzetben a felvételik során a felvételi vizsgán megfeleltek között.
 

Összegzés

A dolgozat a magyar felsõoktatási felvételi vizsgarendszert vizsgálja egy teljes körû adatfelvétel adatai alapján a késõi Kádár-korszakban. Szemben az eddigi vizsgálatokkal a felvétel esélyét több részre bontva direkt vizsgálja a központi beavatkozások hatását a felvettek összetételére. Az elemzés kiinduló hipotézise, hogy amennyiben e központi beavatkozások kimutathatók, ez az elért legmagasabb iskolai végzettségen keresztül befolyással volt a hátrányos helyzetû rétegek társadalmi mobilitására, illetve elért státusára.

Eredményeink alapján a következõ óvatos állításokat fogalmazhatjuk meg, figyelembe véve a másodadat-elemzés már említett torzító tényezõit: a folyamatosan növekvõ felvételi keretszámok, valamint a származás szerinti preferálást szabályozó kvótarendszer 1962-ben történõ megszûnése ellenére a munkásszármazásúak preferálása az 1967 és 1989 közti periódus minden évében kimutatható volt. Nem teljesült tehát az a hipotézisünk, miszerint a nyolcvanas évek végén már csak a vizsgaeredmény számított (a származás és a nem direkt hatása a felvételre itt is kimutatható volt), illetve eredményeink azt mutatják, hogy a munkásszármazásúak preferálását nem tudta aláásni a felvételiken jelen levõ korrupció sem (szemben Szelényi-Aschaffenburg 1993: 87. feltételezésével).

Kimutatható az is, hogy a származási háttér a felvételi vizsgaeredményeken keresztül csak igen kis mértékben befolyásolta a felvétel esélyét, illetve a származás direkt hatása a felvételre feltehetõleg ennél jóval erõsebb, tehát a felvételiztetõk a kvótarendszer megszûnése után a munkásszármazásúak preferálásával nem csupán a rosszabb felvételi vizsgaeredményeket próbálták ellensúlyozni (szemben Császi 1985: 58. feltételezésével).⁷

A munkásszármazásúak preferálása, ha a periódus egészét tekintjük inkább nõtt, mint csökkent, illetve a részletesebb eredmények szerint elmondható, hogy a preferálás az 1968-as reformot követõen állandósul, majd 1973-1974-ben erõsödni kezd, egészen 1977-ig, amely év után a munkásszármazásúak elõnye, a 1986-os év kivételével már egyértelmûen csökken.

A nemek szerinti megkülönböztetést tekintve elmondható, hogy az évek többségében a férfiakat preferálták a felvételi vizsgákon, a valamivel jobb felvételi vizsgaeredményeik ellenére is. (Nem igaz tehát, hogy a nõk szerepeltek jobban a felvételi vizsgán.) E preferálás mértéke azonban általában elmaradt a származás szerinti preferáláshoz képest. Ha az idõbeli hatásokat is tekintjük, látható, hogy a férfiak elõnyben részesítése a vizsgált 21 év során kissé csökkent, csökkenõ jelentkezési arányuk ellenére. Ennek oka feltehetõleg a férfiak egyre jobb vizsgaeredménye, ami valamelyest ellensúlyozta az alacsonyabb jelentkezési arányt.

Összegzésképpen elmondhatjuk, hogy figyelembe véve a jelen elemzés korlátait, a munkásszármazásúak, illetve férfiak preferálása feltehetõleg jelen volt a magyar felvételi vizsgarendszerben, és ez hatással volt a késõi Kádár-korszak mobilitási folyamataira, azonban, visszatérve a bevezetõben mondottakhoz nem tudjuk, hogy ezen preferálás mennyiben tudta ellensúlyozni az eltérõ nemû és származású diákok továbbtanulási hajlandóságában rejlõ különbségeit. (Ennek vizsgálata már egy másik elemzés tárgya.)
 

Felhasznált irodalom

Andorka R.-Simkus, A. 1983. Az iskolai végzettség és a szülõi család társadalmi helyzete. Statisztikai Szemle (61) 6, 592-611.

Antal L. 1980. Szakmunkások az egyetemeken. Egyetemi szakdolgozat. Budapest: MKKE. Kézirat

Boudon, P. 1974. Education, Opportunity and Social Inequlity: Changing prospects in Western Society. New York: Wiley

Bourdieu, P. 1977. Cultural Reproduction and Social Reproduction, In. Jerome Carabel-A. H. Halsey (edx.) Power and Ideology in Education. New York: Oxford University Press

Császi L. 1985. Felsõoktatás és szelekció. Valóság, 5, 48-61.

Di Maggio, P. 1982. Cultural Capital and School Success: the Impact of Status Culture Participacion on the Grades of U.S. High School Students, American Sociological Review, Vol, 47 April, 189-201.

Elekes Zs.-Pázmándi Gy. 1981. Társadalmi egyenlõtlenségek az egyetemi felvételin, Medvetánc, 1981/2.-3, 79-94.

Ferge Zs. 1980. A társadalmi struktúra és az iskolai rendszer közötti néhány összefüggés. In: Társadalompolitikai tanulmányok. Budapest: Gondolat, 97-136.

Füstös L.-Kovács E. 1989. A számítógépes adatelemzés statisztikai módszerei. Budapest: Tankönyvkiadó

Gazsó F. 1971. Mobilitás és iskola. Budapest: Társadalomtudományi Kutató Intézet

Knoke, D.-J. P. Burke 1980. Log-linear Models Series: Quantitative Applications in the Social Sciences SAGE University Paper SAGE Publications. The International Professional Publishers. Newbury Park, London, New Delhi

Kolosi T.-Róbert P. 1985. Az esti és a levelezõ képzés szerepe a társadalmi mobilitásban. Magyar Tudomány, 3, 178-191.

Kolosi T.-Rudas T. 1988. Empirikus problémamegoldás a szociológiában. Társadalomkutatási módszertani Tanulmányok. Budapest: OMIKK, TÁRKI

Ladányi A. 1996. Két évforduló. Educatio (õsz) 375-390.

Ladányi J. 1994. Rétegzõdés és szelekció a felsõoktatásban. Budapest, Educatio

Mare, R. D. 1981. Change and Stability in Educational Stratification. American Sociological Review, Vol. 46, (February) 72-87.

Molnár P. 1989. A felsõfokú továbbtanulási igény kialakulása és megvalósulási feltételei a hátrányos helyzetû fiataloknál. Budapest: Akadémiai Kiadó

Norusis, M. J. 1990. SPSS/PC+Advanced Statistics 4.0. SPSS INC. Chicago

Róbert P. 1991. Egyenlõtlen esélyek az iskolai képzésben. Az iskolai esélyek változása az 1980-as évek végéig. Szociológiai Szemle, 59-85.

Rudas T. 1982. Kontingencia táblák elemzése. Budapest: ELTE BTK

Rudas, T.-C. C. Clogg-B. G. Lindsay 1994. A new index of fit based on mixture methods for the analysis of contingency tables. J. Roy. Statist. Soc., Ser. B. 56, 623-639.

Sorokin, P. 1993. Társadalmi mobilitás (részlet). In: Huszár T.-Somlai P. Szociológiai szöveggyûjtemény, 253-279. Budapest: Nemzeti Tankönyvkiadó

Szabó G. 1987. Az egyetemi felvételi rendszer megoldatlan gondjairól. Magyar Tudomány, 3, 190-194.

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

Treiman, D. J. 1970. Industrialization and social stratification. In: Edward O. Laumann (ed.) Social Stratification: Research and Theory for the 1970s. Indianapolis: Bobbs-Merrill.

Treiman, D. J.-K. Terrell 1975. The process of status attainment in the United States and Great Britain. American Journal of Sociology, 4, 563-582.
 

* Ezúttal köszönöm (F. H.) kurzusvezetõmnek, Bertalan Lászlónak, hogy felhívta figyelmemet az elemzett adatbázisra. Köszönettel tartozom kurzustársaimnak is (elsõsorban Fogarassy Gabriellának, Szolnoki Juditnak, valamint Tóth Lászlónak), akikkel közösen több tudományos diákköri dolgozatot is írtunk ebben a témában. Végül, de nem utolsó sorban köszönöm Róbert Péternek, az e témában jelenleg készülõ PhD-értekezésem témavezetõjének hasznos tanácsait és segítségét.
1. Bár a kvótarendszer mellett a munkásszármazásúak továbbtanulási esélyeit növelte még a bevezetett új ösztöndíjrendszer, a szakérettségik intézménye, a kollégiumi elhelyezés, illetve a menzalehetõségek kiszélesítése, valamint 1968 után a felvételi elõkészítõ tanfolyamok rendszere, mindezen eszközök hatását nehéz lemérni, és jelentõsége feltehetõleg elmarad a felvételi vizsgákon való közvetlen preferáláshoz képest.
2. Róbert (1991) szerint Magyarországon a legerõsebb szelekciós lépcsõ az érettségi megszerzésének esélye, itt hat leginkább az apa foglalkozása, illetve iskolai végzettsége. Tehát a szelekcióra már egy megelõzõ lépcsõ során jórészt sor került, illetve ezt a folyamatot csak kissé erõsíti a különbözõ származásúak felsõoktatásba való eltérõ jelentkezési hajlandósága, illetve gyengíti a felvételi vizsga során jelen levõ preferálási rendszer.
3. 1975 után a statisztikákban feltüntetett közvetlen termelésirányító szülõ kategóriát is munkásszármazásúnak tekintettük. A munkásszármazású kategóriánál pontosabb megfogalmazás lenne a fizikai származású kategória, de végül is az elemzésben megmaradtunk a munkásszármazás használata mellett. A munkás- (illetve fizikai-) származás kategória pontos rekonstruálása megtalálható Ladányi J. (1994) könyve 41-57. oldalán.
4. Fogarassy G.-Szolnoki J.: Egy módszertani megközelítés címû 1992-es tudományos diákköri dolgozatukban (BKE Szociológia Tanszék) csupán a periódus néhány évére szintén loglineáris modelleket írtak fel, de az adatbázis kialakítása során más súlyokat használtak (emiatt a mintaelemszám jóval kisebb volt), és ennek következtében igencsak eltérõ eredményeket kaptak.
5. Itt jegyezzük meg, hogy a nem munkásszármazásúak jobb vizsgaeredménye nem teljesen egyértelmû, ha más változók mentén is rendelkezésre állnak az adatok. Kis mintájukban Elekes és Pázmándi (1981: 84, 88.) kimutatták, hogy a jelentkezõ munkásszármazásúak, illetve fõleg a segédmunkások gyerekei középiskolai eredményei (hozott pontszám) jobbak, mint a szellemi szülõk gyermekeié. Érdekes eredmény az is, hogy a felvételi során szerzett összpontszám, illetve a vizsgán való megfelelés mutatója a származási háttér tekintetében hasonló megoszlást követ. E szerint a legrosszabb eredményük a szellemi származású szakközépiskolából jött diákoknak volt, a legjobb pedig a mezõgazdasági fizikai dolgozók, illetve a segédmunkások gyermekeinek. A lakóhely tekintetében a budapestiek eredményei voltak rosszabbak, mint a vidéki diákoké.
6. A nõk nagyobb továbbtanulási kedvének valószínû oka, hogy az érettségi, illetve a felsõfokú végzettség megszerzése a nõknek elõnyt jelent a házassági piacon, a házassági mobilitást elõsegíti, míg a férfiaknál az egyéb úton megszerezhetõ magasabb jövedelem kompenzálhatja a hiányzó iskolai végzettséget, azaz a kulturális tõkét.
7. A központi beavatkozások erõsségérõl az ötvenes évek kvótarendszeréhez viszonyítva inkább Andorka és Simkus (1983: 610.) eredményeit fogadhatjuk el, miszerint a preferálás rendszere 1962 után, a kvóták eltörlésével körülbelül olyan erõs volt, mint a kvótarendszer idején.