5.2. Yrkes- og utdanningshomogami i foreldregenerasjonen


5.2. Yrkes- og utdanningshomogami i foreldregenerasjonen

Som vist ovanfor, er det klare hopingstendensar i datamaterialet, noko som også kan lesast direkte ut av tabellane 2.1 og 2.2.

Tabell 2.1: Yrkeshomogami, foreldre-generasjon. Far sin yrkesposisjon mot mor sin yrkesposisjon. Råfrekvensar. N=1161.

Far sitt yrke
Mor sitt yrke

Leiande stilling
Mellom-
stilling
Ikkje
man. rutine
-arbeid
Sjølv-stendig
Faglært
manuelt
arbeid
Ufagl.
manuelt
arbeid
Bonde
Total
Leiande stilling
74
71
254
12
6
39
4
460
Mellom-
stilling
17
31
100
3
9
19
5
184
Ikkje-manuelt rutinearb
3
5
40
1
4
14
0
67
Sjølvstendig
10
8
68
13
0
6
2
107
Faglært
manuelt
arbeid
9
8
45
2
7
31
3
105
Ufagl.
manuelt
arbeid
5
4
36
3
7
41
3
99
Bonde
3
4
21
3
6
16
86
139
Total
121
131
564
37
39
166
103
1161

Tabell 2.2: Utdanningshomogami, foreldregenerasjon. Far si utdanning mot mor si utdanning. Råfrekvensar. N=1693

Far si utdanning
Mor si utdanning


Oblig.
utdanning
VG1
VG2
UNI1
UNI2
UNI3
Total
Oblig.
utdanning
438
48
25
8
5
1
525
VG1
109
59
22
4
7
1
202
VG2
94
71
90
21
8
2
286
Univ 1
52
26
41
28
16
3
166
Univ2
30
26
43
20
37
7
163
Univ3
51
35
98
63
64
40
351

Total

774
265
319
144
137
54
1693

Særleg tydeleg er dette i høve til utdanning. Medan ”berre” 25.1% av respondentane har plassert mor og far i same yrkeskategori[41], har heile 40.9% svart at mor og far har/hadde same utdanningsnivå. Utvidar ein yrkeskategoriane til berre å skilje mellom manuelle og ikkje-manuelle yrker, samstundes som ein held gruppa av sjølvstendige utanfor, kjem likevel eit noko anna bilete til syne. Heile 69% av foreldra til dei respondentane som har/hadde to yrkesaktive foreldre, var/er å finne innanfor same sektor. Sjølv om plasseringa internt i ein sektor kan variere, synast dei sektorspesifikke skiljelinene likevel å vere klare.

Mot denne bakgrunnen er det ikkje overraskande at ein såkalla uavhengigheits-modell, der ein postulerer at det ikkje er nokon samanheng mellom rekke- og kolonnevariabelen, vert klart forkasta både for tabell 2.1. (L2=523.68, df =36, p.<.000) og 2.2. (L2=799.34, df = 25, p.<.000)

Dersom vi følgjer eit diagnosekart utvikla av Leo A. Goodman (1991) for analysar av symmetriske tabellar, er neste steg å vurdere om denne hypotesen stemmer dersom ein avgrensar analysen til berre å omhandle samanhengen for offdiagonalcellene i tabellen. Med andre ord: forsvinn samanhengen mellom rekke- og kolonnevariabelen dersom vi utelet dei personane som har identiske verdiar for utdanningane/yrka til far og mor, og berre ser på personar som kombinerer ulike verdiar på dei to variablane? Sjølv om denne modellen gjev radikalt forbetra resultat for begge tabellar, vert den likefullt forkasta med gode marginar (for tabell 2.1: L2= 104.76, df.=29, p.<.000. For tabell 2.2: L2=245.66, df.=19, p.<.000). Yrkes- og utdanningskombinasjonane er følgjeleg ikkje tilfeldig distribuerte, sjølv når ein avgrensar analysen på denne måten.

Ein tredje og fjerde mogleg hypotese er at samanhengen i tabellen i det alt vesentlege kan tilbakeførast til variasjonen i verdiane langs anten rekke- (fars utdanning/yrke) eller kolonnevariabelen (mors utdanning/yrke) sine marginalfordelingar. Også desse modellane gjev radikalt forbetra resultat. Sjølv om både rekkemodellen (R) (L2=36.69, df.=23, p.=.03), og kolonnemodellen (K) (L2=45.87, df.=23, p.<.00) må forkastast for tabell 2.1., ligg verdien for rekkemodellen like under terskelverdien på.05. For tabell 2.2 står derimot kolonnemodellen fram som ein aktuell kandidat (L2=18.99, df.=14, p.=.1652), medan rekkemodellen så vidt vert forkasta (L2=24.38, df.=14, p.=.0411). Før ein stansar den statistiske analysen, bør ein likevel prøve ut andre moglege modellar på dei observerte mønstra.

Ein femte mogleg hypotese er at samanhengen mellom variablane er (kvasi-) symmetrisk: at ein variabelkategori mottek like mange personar frå ein annan kategori som den gjev tilbake (diagonalcellene nok ein gong haldne utanfor), gjeve at ein tek omsyn til den ”strukturelle tvangen” som følgjer av at dei to marginalfordelingane er ulike. Denne modellen høver godt for begge tabellane. (For tabell 2.1 finn vi at L2=24.98, df = 15, p.=.05, og for tabell 2.2. at L2= 13.20, df.=10 og p.=.2126.) Det er derfor gode grunnar til å tru at verdikombinasjonane rundt diagonalcellene utviser klare teikn til symmetrisk distribusjon.

Den modellen som likevel gjev det klart beste resultatet for begge tabellane, er den såkalla asymmetriske (logmultiplikative) RC-modellen[42]. For tabell 2.1 finn vi her at L2=21.33, df=18 og p.=0.26, medan vi for tabell 2.2 finn at L2=9.68, df.=10 og p.=.47. Vi finn vidare at denne modellen i høve til tabell 2.2 representerer ei statistisk signifikant forbetring i høve til enklare modellar, og for tabell 2.1. gjev høgare absolutte negative verdiar for BIC enn andre modellar av tilsvarande kompleksitet. Dette er heller ikkje uventa, all den tid denne modellen ikkje impliserer ein bestemt hypotese om samanhengen mellom variablane, men snarare søkjer å maksimere samvariasjonen mellom dei analyserte variablane. Rekke- og kolonnescorane vert handsama som ukjende parameter som skal estimerast utifrå data, og framgangsmåten har følgjeleg klart meir til felles med ein eksplorerande enn ein hypotesetestande analysestrategi[43]. Den meir presise samanhengen mellom mors og fars yrke kan lesast ut av parameterestimata i tabell 3.1.

Tabell 3.1: Yrkeshomogami i foreldregenerasjon. Far sin yrkesposisjon mot mor sin yrkesposisjon, asymmetrisk RC-model. Parameter-estimat. N=1161[44].

Far sitt yrke
Mor sitt yrke

Leiande stilling
Mellom-
stilling
Ikkje
man. rutine
-arbeid
Sjølv-stendig
Faglært
manuelt
arbeid
Ufagl.
manuelt
arbeid
Bonde
Total
Leiande stilling
.96
.63
.43
-.05
-.76
-.55
-70
1.09
Mellom-
stilling
.19
.65
.17
-.11
-.17
-.18
-.55
.36
Ikkje-manuelt rutinearb
-.24
-.30
.36
-.25
.61
.23
-.40
-.72
Sjølvstendig
.40
.61
.37
1.56
-1.18
-.83
-.94
-.32
Faglært
manuelt
arbeid
-.17
-.26
-.17
-.12
.43
.48
.20
-.06
Ufagl.
manuelt
arbeid
-.30
-.38
-.30
.27
.70
.93
-.38
.22
Bonde
-.86
-.96
-.86
-.77
.38
-.10
3.17
-.12
Total
.05
.13
1.76
-.96
-.71
.71
-.89

L2= 18.72 DF = 18 p.=.41 Diss. ind. =.028 Bic = -114.98

Noko forenkla tyder negative verdiar for parameterestimata at ein gjeven kombinasjon er meir uvanleg, og positive verdiar at kombinasjonen er meir vanleg enn det ein “nøytral” eller ”gjennomsnittleg” situasjon tilseier.

Ikkje uventa finn vi tildels høge positive parameterverdiar for alle diagonalcellene i tabellen. Tendensen til å velje ein partner som står nær den posisjonen ein sjølv er plassert i i det sosiale rommet gjeld følgjeleg for alle kategoriane. Klarast finn vi dette hos bøndene og i gruppa av sjølvstendige, to yrkeskategoriar som begge impliserer personleg eige av eller ansvar for driftseining eller verksemd[45]. Likeeins finn vi klare tendensar til homogami i gruppene ”Leiande stilling” og ”Ufaglært manuelt arbeid”. Den svakaste tendensen finn vi i gruppene ”Mellomstilling”, ”Faglært manuelt arbeid”, ”Ikkje-manuelt rutinearbeid”. For dei to førstnemnde viser også fedrane seg å ha gjennomgåande jamnare profilar enn dei vi finn for mødrene.

Dei sektor- og kvalifikasjonsrelaterte sosiale distansane vi har omtalt ovanfor vert òg delvis stadfesta av homogamimønstra. For det første rår det eit skilje mellom personar som har ein foreldrebakgrunn i manuelle vs. ikkje-manuelle yrkesposisjonar. Likeeins finn vi eit skilje mellom posisjonar på ulike kvalifikasjonsnivå. Men samstundes finn vi ein opposisjon som er knytt til eigar-/leiarskap vs. øvrige: Sosiale mekanismar synest å føre til at yrka som mor er i er klart avgrensa når far tek posisjonar som ”Leiande stilling”, ”Sjølvstendig” eller ”Bonde”.

Så langt tyder analysen derfor på at det rådde ein dobbel yrkeshomogami i oppvekstmiljøa til dagens leiarar. For foreldra deira var mønsteret med å velje ein partner som sto nær den posisjonen ein sjølv var/er lokalisert i i det sosiale rommet likt både i toppen og i botnen av autoritets- og kvalifikasjons-hierarkiet, og også internt i dei ulike sektorane. Det største innslaget av heterogenitet finn vi i det ein til vanleg omtaler som middelklasseposisjonar og i yrker på mellomliggande kvalifikasjonsnivå. Medan dei øvrige gruppene har investert sine kapitaltypar på to tilsynelatande åtskilde ekteskapsmarknader, har desse yrkeskategoriane følgjeleg hatt ein meir ”generell” tilgang til ekteskapsmarknaden.

Analysen av omfanget av foreldregenerasjonen sin utdanningshomogami, ein indikator på respondentane sine volum av arva kulturell kapital, gjev meir eintydige resultat[46]. For det første får diagonalcellene i tabell 3.2 dei høgaste positive verdiane for alle utdanningsnivåa:

Tabell 3.2: Utdanningshomogami, foreldregenerasjon. Far si utdanning mot mor si utdanning, asymmetrisk RC-model. Parameter-estimat. N=1693

Far si utdanning
Mor si utdanning


Oblig.
utdanning
VG1
VG2
UNI1
UNI2
UNI3
TOTAL
Oblig.
utdanning
1.95
.46
-.33
-.50
-.66
-.91
-.30
VG1
.91
1.02
.01
-.32
-.59
-1.03
-.66
VG2
.04
.39
.58
-.22
-.33
-.47
.10
Univ 1
-.55
-.20
-.08
.49
.10
.23
-.04
Univ2
-.96
-.62
-.10
.19
.90
.58
.02
Univ3
-1.39
-1.05
-.09
.36
.57
1.60
.88
TOTAL
1.31
.59
.68
-.23
-.44
-1.92

L2 = 9.68 DF = 10 p=.47 Diss. ind.=.0163 Bic = -64.66

For det andre ser vi at dei negative absoluttverdiane for ein gjeven kategorikombinasjon nesten eintydig aukar proporsjonalt med avstanden mellom dei to kategoriane i utdanningshierarkiet. For det tredje finn vi eit klart skilje mellom foreldre med og utan universitets-/høgskuleutdanningar, og foreldre med obligatoriske eller vidaregåande utdanningar. Hopingseffektane er følgjeleg klare: hadde far eller mor høgare utdanning, er det også gode sjansar for at den andre forelderen hadde eit tilsvarande utdanningsnivå. Samstundes finn vi også her at personar på mellomliggande utdanningsnivå, som avslutta 3-årig vidaregåande utdanning (VG2) og kortare universitets-/høgskoleutdanningar (tom. 4 år), har kunna omsetje sin utdanningskapital på ein ”vidare” ekteskapsmarknad enn personar i toppen eller i botnen av utdanningshierarkiet. Distansane mellom posisjonane i det sosiale rommet kjem slik også til syne i ekteskapsmønstra, og omvendt: ekteskapsmønstra viser seg att i distansane i det sosiale rommet.

I franske studiar (td. Desrosières 1978) har ein lansert to ulike forklaringar på kvifor ein finn dei sterkaste homogamimønstra i toppen og i botnen av kapitalhierarkia. Tufta på ein teoretisk føresetnad om utdannings- og yrkesposisjonar sin generelle verdi på ekteskapsmarknaden, har ein for personar som er lokaliserte i dei kapitalsvake områda av det sosiale rommet forklart resultata som eit produkt av eksklusjonsmekanismar. Grunna sine låge kapitalvolum, vert deira ”marknad” avgrensa. For personar som er lokaliserte i dei kapitalsterke områda av rommet har ein derimot forklart tendensane som eit resultat av eksklusivitets- eller seleksjonsmekanismar. Grunna sine høge kapitalvolum, kan desse personane sjølve avgrense seg frå dei meir kapitalsvake segmenta på ekteskapsmarknaden. Som konsekvens tenderer både høge og låge kapitalvolum i ein familie til å verte vidareførte frå ein generasjon til den neste. Slik kan respektive ein vedvarande og ein manglande kapitalakkumulasjon forklarast som produkt av to separate logikkar knytte til kvar sine områder av det sosiale rommet

Vi skal ikkje gå inn i ei drøfting av validiteten til desse forklaringane, og heller ikkje i ei drøfting av deira relevans i høve til vårt materiale. Men funna ovanfor tyder i alle høve på at rekrutteringa til topposisjonar i det norske samfunnet skjer frå grupper som har gjort seg sine grunnleggande røynsler i relativt homogene oppvekstmiljø. Denne homogeniteten finn ein så vel i toppen som i botnen av utdanningspyramiden, og også internt i dei ulike yrkessektorane.

Spørsmålet er så om desse skiljelinene også tek form av ein reproduksjon av ulikskapar frå ein generasjon til den neste.


[41]Vi har utelete kategorien "heimearbeidande" frå analysen. []

42Av Goodman kalla Modell 2 (sjå td. Hout 1983). []

43Slik sett har logikken som ligg til grunn for denne modellen klare fellestrekk både med korrespondanseanalyse og kanonisk korrelasjonsanalyse. []

44 For å lette tolkinga av tabellen har vi sett positive parameterestimat >.10 i feite typar, og og sett absolutte negative verdiar >-.10 i kursiv. []

45Vi vil likevel ta eit visst atterhald om at analysen gjev for høge estimat for kategorien "bonde", samanlikna med dei andre kategoriane. For det første veit vi ikkje kva yrker bondekvinnene eventuelt hadde før dei stifta familie. Likeeins vil heimearbeidande kvinner lett falle utanfor analysen i dei andre yrkesgruppene, medan heimearbeidande bondekvinner med stor visse også får status som yrkesaktive bønder.[]

46All den tid utdanningskategoriane utviser langt større grad av intern homogenitet enn det yrkeskategoriane gjer, er dette ikkje eit uventa funn.


Publisert 25. nov. 2010 13:52