Отбор по социальному происхождению в среднюю школу и в высшие учебные заведения
The article is devoted to educational inequalities in Poland viewed in a long time frame. Educational inequalities used to be measured in the terms of effect of social origin on the selection at the first and second thresholds of education, i.e. when moving from primary to secondary school, and f...
Збережено в:
| Дата: | 2005 |
|---|---|
| Автор: | |
| Формат: | Стаття |
| Мова: | Russian |
| Опубліковано: |
Iнститут соціології НАН України
2005
|
| Назва видання: | Социология: теория, методы, маркетинг |
| Теми: | |
| Онлайн доступ: | http://dspace.nbuv.gov.ua/handle/123456789/90125 |
| Теги: |
Додати тег
Немає тегів, Будьте першим, хто поставить тег для цього запису!
|
| Назва журналу: | Digital Library of Periodicals of National Academy of Sciences of Ukraine |
| Цитувати: | Отбор по социальному происхождению в среднюю школу и в высшие учебные заведения / Х. Доманьский // Социология: теория, методы, маркетинг. — 2005. — № 2. — С. 24–47. — Бібліогр.: 40 назв. — рос. |
Репозитарії
Digital Library of Periodicals of National Academy of Sciences of Ukraine| id |
irk-123456789-90125 |
|---|---|
| record_format |
dspace |
| spelling |
irk-123456789-901252015-12-23T03:02:53Z Отбор по социальному происхождению в среднюю школу и в высшие учебные заведения Доманьский, Х. Украина — Польша: партнерство без границ The article is devoted to educational inequalities in Poland viewed in a long time frame. Educational inequalities used to be measured in the terms of effect of social origin on the selection at the first and second thresholds of education, i.e. when moving from primary to secondary school, and from secondary school to university. The results of various analyses conducted so far point to the decisive role of the effect of social origin emerging especially at the first threshold (from primary to secondary school). Moreover, this effect seemed to be persistent for a long time. However, according to my analyses the effect of social origin on passing the educational threshold has risen dramatically in the 1990s and then it has fallen to the level from the time before transformation. This analysis is based on data coming from research being carried out on national samples from 1982 to 2002 in Poland. 2005 Article Отбор по социальному происхождению в среднюю школу и в высшие учебные заведения / Х. Доманьский // Социология: теория, методы, маркетинг. — 2005. — № 2. — С. 24–47. — Бібліогр.: 40 назв. — рос. 1563-4426 http://dspace.nbuv.gov.ua/handle/123456789/90125 ru Социология: теория, методы, маркетинг Iнститут соціології НАН України |
| institution |
Digital Library of Periodicals of National Academy of Sciences of Ukraine |
| collection |
DSpace DC |
| language |
Russian |
| topic |
Украина — Польша: партнерство без границ Украина — Польша: партнерство без границ |
| spellingShingle |
Украина — Польша: партнерство без границ Украина — Польша: партнерство без границ Доманьский, Х. Отбор по социальному происхождению в среднюю школу и в высшие учебные заведения Социология: теория, методы, маркетинг |
| description |
The article is devoted to educational inequalities in Poland viewed in a long time
frame. Educational inequalities used to be measured in the terms of effect of social
origin on the selection at the first and second thresholds of education, i.e. when moving
from primary to secondary school, and from secondary school to university. The results
of various analyses conducted so far point to the decisive role of the effect of social
origin emerging especially at the first threshold (from primary to secondary school).
Moreover, this effect seemed to be persistent for a long time. However, according to my
analyses the effect of social origin on passing the educational threshold has risen
dramatically in the 1990s and then it has fallen to the level from the time before
transformation. This analysis is based on data coming from research being carried out
on national samples from 1982 to 2002 in Poland. |
| format |
Article |
| author |
Доманьский, Х. |
| author_facet |
Доманьский, Х. |
| author_sort |
Доманьский, Х. |
| title |
Отбор по социальному происхождению в среднюю школу и в высшие учебные заведения |
| title_short |
Отбор по социальному происхождению в среднюю школу и в высшие учебные заведения |
| title_full |
Отбор по социальному происхождению в среднюю школу и в высшие учебные заведения |
| title_fullStr |
Отбор по социальному происхождению в среднюю школу и в высшие учебные заведения |
| title_full_unstemmed |
Отбор по социальному происхождению в среднюю школу и в высшие учебные заведения |
| title_sort |
отбор по социальному происхождению в среднюю школу и в высшие учебные заведения |
| publisher |
Iнститут соціології НАН України |
| publishDate |
2005 |
| topic_facet |
Украина — Польша: партнерство без границ |
| url |
http://dspace.nbuv.gov.ua/handle/123456789/90125 |
| citation_txt |
Отбор по социальному происхождению в среднюю школу и в высшие учебные заведения / Х. Доманьский // Социология: теория, методы, маркетинг. — 2005. — № 2. — С. 24–47. — Бібліогр.: 40 назв. — рос. |
| series |
Социология: теория, методы, маркетинг |
| work_keys_str_mv |
AT domanʹskijh otborposocialʹnomuproishoždeniûvsrednûûškoluivvysšieučebnyezavedeniâ |
| first_indexed |
2025-07-06T18:15:27Z |
| last_indexed |
2025-07-06T18:15:27Z |
| _version_ |
1836922415030992896 |
| fulltext |
Хенрик Доманьский
Отбор по социальному происхождению в среднюю школу и в высшие учебные заведения
ХЕНРИК ДОМАНЬСКИЙ,
Ïîëüñêàÿ àêàäåìèÿ íàóê
Abstract
The article is devoted to educational inequalities in Poland viewed in a long time
frame. Educational inequalities used to be measured in the terms of effect of social
origin on the selection at the first and second thresholds of education, i.e. when moving
from primary to secondary school, and from secondary school to university. The results
of various analyses conducted so far point to the decisive role of the effect of social
origin emerging especially at the first threshold (from primary to secondary school).
Moreover, this effect seemed to be persistent for a long time. However, according to my
analyses the effect of social origin on passing the educational threshold has risen
dramatically in the 1990s and then it has fallen to the level from the time before
transformation. This analysis is based on data coming from research being carried out
on national samples from 1982 to 2002 in Poland.
Во всех обществах система образования имеет форму иерархии, в кото$
рой до наивысших ступеней доходят немногие. Главный вопрос состоит в
том, по какой причине люди достигают той или иной ступени. Классическая
схема анализа этого процесса основана на определении корреляции между
уровнем образования и различными качествами личностей. Неравенство в
этом плане тем больше, чем больше уровень образования зависит от “ас$
крипционных” качеств, остающихся “вне контроля”, таких как место воспи$
тания, пол, а главное — происхождение, измеряемое по профессиональному
статусу и образованию родителей.
Понимаемые как конститутивный элемент системы стратификации,
эти зависимости всегда привлекали внимание исследователей. Речь идет о
непростом вопросе воспроизводства классово$стратификационных барье$
ров в начале жизненного цикла личности. Однако при анализе образова$
24 Социология: теория, методы, маркетинг, 2005, 2
1 Doman�ski H. Selekcja pochodzeniowa do szko�y �rednej i na studia // Studia Socjologicz$
ne. — 2004. — 2(173). — S. 65–90.
тельного неравенства наряду с собственно социологической ориентацией
на выявление сути этих явлений всегда сказывался практический аспект,
обусловленный задачами социальной политики и реформ. При этом изна$
чально исходили из предположения, что неравенство в образовании посте$
пенно уменьшается или, по крайней мере, должно уменьшаться. Мы гово$
рим о 1960$х годах, когда казалось, что прогрессирующий рост уровня обра$
зования должен найти отражение в сглаживании роли происхождения и
других аскрипционных показателей. Казалось бы, образование становилось
все более доступным благом. Поэтому делали вывод, что неизбежным ре$
зультатом этого процесса должно стать нивелирование значения привиле$
гий, связанных с классовой принадлежностью родителей.
Но оказалось, что это не так. Результаты исследований, проводимых,
главным образом, в западных обществах, сразу обнаружили отсутствие
ощутимых изменений во времени. Исходным пунктом стали пионерские ра$
боты П.Блау и О.Д.Данкена [2], касающиеся Соединенных Штатов. Опира$
ясь на данные известного исследования “Occupational Changes in a Gene$
ration” (1962), Блау и Данкен констатировали, что на протяжении несколь$
ких десятков лет связь между профессиональным статусом и образованием
отца и достижениями индивида в сфере образования была постоянной. Не$
которую наследственную тенденцию, следует признать, удалось обнару$
жить и после сопоставления данных за более длительный период. Д.Л.Фи$
зерман и Р.М.Хаузер [14], а позднее М.Хоут, А.Рафтери и В.Белл [21] обна$
ружили проявления уменьшения влияния профессионального статуса от$
ца, что должно было свидетельствовать об ослаблении роли фактора соци$
ального происхождения.
В Англии Палата Общин приняла в 1944 году Образовательный акт, со$
гласно которому было введено бесплатное обучение в средних школах, а ми$
нимальный возраст для окончания школы увеличен до 15 лет. В 1972 году
было проведено исследование, известное как “Oxford Mobility Study”, на
основании которого предполагалось проверить эффективность этих реформ.
К удивлению исследователей оказалось, что в Англии имело место возраста$
ние зависимости между достижениями в образовании и социальным проис$
хождением [18]. К идентичным заключениям после анализа этих же данных
пришли А.Керкгофф и Дж.М.Тротт [24]. Правда, на основании исследований
1980$х и 1990$х годов ученые констатировали, что влияние социального проис$
хождения на образование уменьшается [23], однако другие данные касательно
этого же периода показывали отсутствие существенных перемен [19; 29].
Закономерность эта получила подтверждение в Германии, Израиле и в
Италии. В течение нескольких десятилетий там отмечалось неизменное вли$
яние профессионального статуса отца на уровень образования индивида [3; 7;
35]. В Голландии наблюдалось ослабление влияния образования и професси$
онального статуса отца на образование индивида среди самого молодого кон$
тингента [9]. Но в 1980$е годы профессиональный статус отца все же оставал$
ся сильным показателем уровня образования, давая привилегии категориям,
происходящим из семей с более высоким социальным статусом [13]. Единст$
венной страной, где еще до 1990$х годов наблюдалось уменьшение влияния
социального происхождения на образование индивидов, была Швеция [23].
Если говорить о Польше, то во времена ПНР ликвидация неравенства
образования непременно должна была стать одной из целей политики эга$
литаризации, проводимой властями. Однако результаты анализа не под$
Социология: теория, методы, маркетинг, 2005, 2 25
Отбор по социальному происхождению в среднюю школу и в высшие учебные заведения
твердили этого. Вопреки стремлению к ликвидации классовых барьеров,
взаимосвязь между ключевыми показателями социального происхождения
и уровнем образования индивидов сохранялась на неизменном уровне [34].
Крах коммунизма мало что изменил в этом плане, что, однако, не означало
полного застоя. Профессиональный статус отца влиял на различия в уровне
образования в той же мере, как и в 1980$х годах. Зато индивиды, происходя$
щие из интеллигентных семей, получили наибольшие шансы окончить вы$
сшие учебные заведения. Отражением этой закономерности стало резкое
увеличение числа лиц с высшим образованием в категории выходцев из ин$
теллигенции, тогда как в категориях, относящихся по своему происхожде$
нию к работникам умственного труда низшего ранга, рабочим, крестьянам и
владельцам фирм, изменений не произошло [11]. Можно было сделать вы$
вод, что интеллигенция получила наибольшую выгоду от смены строя, если
говорить о возможности доступа к высшим ступеням обучения.
Проблемы отбора: первая и вторая ступени
В социологии, изучающей образовательное неравенство, выделилось
два основных направления анализа. Наряду с рассматриваемым выше, ко$
торый сосредоточен на вопросах, связанных с влиянием социального про$
исхождения на уровень образования индивидов, параллельно развивается
второе направление, касающееся первой и второй ступеней отбора по соци$
альному происхождению в системе образования. Это, пожалуй, более де$
тальный подход, имеющий целью раскрыть структурные зависимости уров$
ня образования от социального положения родителей. Конечно, механизмы
отбора по происхождению имеют множество аспектов, начиная от институ$
ционально обусловленных (таких, как вступительные экзамены или плата
за обучение) и заканчивая сознательно принимаемым решением о заверше$
нии очередного этапа обучения. Можно сказать, что в конечном счете весь
механизм сводится к степени влияния социального происхождения на про$
должение образования. Анализ этого процесса основан на “декомпозиции”:
анализируется вероятность “последующих переходов” с низших уровней
обучения на высшие, к примеру, из школы начальной в среднюю школу.
Роберт Мер первым представил эти зависимости в виде наглядной схе$
мы. Анализируя данные по Соединенным Штатам, Мер [28] выдвинул не$
сколько вопросов с тем, чтобы прояснить, какие аспекты неравенства в сфе$
ре образования необходимо исследовать. Традиционный подход концен$
трировался на определении влияния факторов происхождения на финаль$
ный пункт образовательной карьеры, операционализируемый либо как чис$
ло полных лет учебы, либо в виде какого$то другого показателя (в американ$
ской системе количество лет учебы рассматривается как наиболее удачный
показатель образовательных достижений индивида). Таким образом, утвер$
ждал Мер, мы получаем ответ на важные вопросы, однако этот подход не по$
зволяет разделить два разных аспекта. Во$первых, аспект изменений в про$
грамме образования в направлении увеличения численности категорий,
представляющих его высшие уровни (названный “дистрибуционный” эф$
фект). Во$вторых, влияние социального происхождения на доступ к отдель$
ным уровням, названное Мером эффектом “алокации”.
Неразличение этих аспектов, продолжал Мер, приводит к тому, что
определения, формулируемые в рамках традиционной схемы, не воспроиз$
26 Социология: теория, методы, маркетинг, 2005, 2
Хенрик Доманьский
водят сложного характера формирования неравенства. “Эмпирически, а в
сущности, по логике вещей, — доказывал он, — стабильность стратифика$
ции во времени (...) является результатом компенсирующихся процессов: с
одной стороны, уменьшения вариантности в дистрибуции лет обучения, что
снижает влияние происхождения; с другой — увеличения зависимости меж$
ду происхождением и шансами преодоления очередного порога в системе
образования” [28, с. 83]. Традиционный подход, при котором анализируется
только зависимость между происхождением и финальным пунктом образо$
вательной карьеры, сводится к оценке влияния происхождения как равно$
действующей этих двух разнонаправленных аспектов. Это не позволяет вы$
явить эффект компенсации, что, по мнению Мера, объясняет отсутствие из$
менений, фиксируемое в большинстве исследований.
В нескольких статьях, ставших для него началом перелома, Мер показал
эффект алокации в форме серии “переходов” между уровнями образования.
Объясняемые переменные представлены в двоичной форме с точки зрения
двух ситуаций — продолжения индивидом карьеры в системе обучения или
же выхода из нее. С этой целью Мер использовал логистическую регрессию,
рассматривая вероятность продолжения обучения на следующих ступенях
в зависимости от профессионального положения и образования родителей.
Предлагая новый подход, Мер [28] первым указал на проявление этих
двух закономерностей, которые подтверждались в дальнейшем в больши$
нстве исследований. Первая из них заключалась в уменьшении влияния со$
циального происхождения по мере продолжения обучения, то есть проис$
хождение среднестатистического жителя США сильнее влияло на его дос$
туп к обучению на второй ступени образования (колледж и т.п.) по сравне$
нию с доступом к высшим учебным заведениям (университет и т.п.). Вторая
закономерность касается неравенства в образовании во временной перспек$
тиве, что Мер анализировал, сопоставляя возрастные группы. Оказалось,
что сила этой зависимости сохраняется для всех групп приблизительно на
одном уровне. Тем самым подтвердились результаты анализов, полученные
по традиционной схеме и указывающие на стабильность влияния факторов
происхождения на уровень образования в форме финального пункта обра$
зовательной карьеры.
Результаты эти отчасти противоречат принципам теории модерниза$
ции, согласно которой, напомним, происходит последовательное нивелиро$
вание фактора социального происхождения. Условием развития современ$
ных рыночных систем, как гласит упомянутая теория, признанная, пожа$
луй, большинством исследователей, является зависимость профессиональ$
ного статуса индивида от его квалификации и уровня образования [26; 31;
38]. Не должно проявляться никакой связи с социальным происхождением, а
следовательно образовательное неравенство должно уменьшаться. Однако
Мер представил ряд доказательств того, что оно остается стабильным, что
было констатировано также в Голландии, Франции, Японии, ФРГ и в Ита$
лии [см.: 3; 7; 15; 39; 40]. Подтвердилась также вторая закономерность, а имен$
но тенденция большего влияния происхождения на более ранних ступенях
отбора. Образовательное неравенство везде снималось при преодолении пер$
вого порога карьеры, а именно после окончания начальной школы, когда
можно либо выйти из школьной системы, либо продолжать обучение [32].
Отвлечемся ненадолго от темы. Важнейшая роль первой ступени не
была так очевидна, пока на это не указали Мер и приверженцы предложен$
Социология: теория, методы, маркетинг, 2005, 2 27
Отбор по социальному происхождению в среднюю школу и в высшие учебные заведения
ной им схемы анализа. По этому поводу сформулировано несколько гипо$
тез, из которых стоит упомянуть о двух, пожалуй, наиболее влиятельных,
авторы которых пытались доказать, что роль факторов происхождения ста$
новится все более важной по мере продолжения обучения.
Первую гипотезу сформировали С.Боулз и Г.Гинтис, не скрывающие
своей симпатии к марксистской теории. В 1976 году вышла в свет их книга
“Schooling in Capitalist America”, в которой они, обращаясь к механизмам
идеологического господства, что составляет ключевой аспект упомянутой
теории, указывают на то, что имущим классам важно соответствие социали$
зации низших классов доминирующей системе ценностей. Эту задачу они
возлагают на школьную систему, благодаря которой низшим классам все в
большей степени обеспечивается начальное и среднее образование. Это
приводит к ослаблению отбора по происхождению на первой ступени, но не
на второй. В комментарии к этому выводу Боулз и Гинтис утверждают:
“...казалось бы, объективная и меритократическая система образования в
США не отвечает абстрактным понятиям эффективности и рациональнос$
ти — только легитимации экономического неравенства” [5, с. 108]. Это ста$
новится причиной того, что зависимость доступа в высшие учебные заведе$
ния от социального происхождения усиливается. Проиллюстрируем это
умозаключение еще одной цитатой: “...эта грабительская, конкурентная и
деструктивная система вознаграждения интеллектуальных достижений в
американских колледжах и школах не отвечает рационализму, но удовлет$
воряет потребности привилегированных классов”.
Вторая гипотеза, касающаяся механизмов культурной репродукции, ак$
центирует другие аспекты. Ее авторы Коллинз [8] и Бурдье [4], для которых
отправным пунктом было осознание того, что привилегированным соци$
альным категориям важно сохранить свои высокие позиции. Этому служит
монополизация символов превосходства благодаря установлению различ$
ных барьеров, ограничивающих доступ к высшему образованию для катего$
рий с низшим статусом. Анализируя действие этих механизмов во Фран$
ции, Бурдье обратил внимание на тот факт, что “в нынешней системе, массо$
вое исключение детей — выходцев из рабочего и среднего классов происхо$
дит не в момент окончания начальной школы, а неустанно и ощутимо осу$
ществляется в первые годы учебы в средней школе, посредством скрытых
форм эксклюзии, таких как второгодничество (что равносильно отложен$
ному исключению), направление на курсы более низкого качества (...) и на$
конец выдача менее престижных свидетельств” [4, с. 154]. Коллинз и Бурдье
подчеркивают основополагающее значение культурного капитала, полу$
ченного в семье — для интеллигенции это является козырем, а для рабочих и
крестьян — барьером, который усиливает значение отбора на второй ступе$
ни по мере уменьшения значения первой.
ПНР: 1990�е годы
Мы не отойдем от темы, начав с того, что в нескольких странах, прежде
всего в Англии, подобные исследования предпринимались с намерением
проверить эффективность реформ, направленных на ликвидацию классо$
вых привилегий. Ослабление роли барьеров, связанных с происхождением,
послужило бы легитимации коммунистической системы с характерным для
нее лозунгом ликвидации социального неравенства. В случае Польши ана$
28 Социология: теория, методы, маркетинг, 2005, 2
Хенрик Доманьский
лиз образовательного неравенства был проведен в 1980$е годы с целью вери$
фикации двух закономерностей, установленных Мером: (1) что социальное
происхождение в большей мере определяет различия в возможностях выбо$
ра дальнейшего направления обучения при переходе из начальной школы в
среднюю, чем на более позднем этапе образовательной карьеры; (2) что, по
сути дела, эти зависимости очень стабильны.
Оказалось, что так же было и в Польше: барьер средней школы был зна$
чительно сильнее, а отбор на первом этапе обучения сохранялся на постоян$
ном уровне в течение нескольких десятков лет. В какой$то мере уменьшился
отбор при переходе из средней школы в высшие учебные заведения [cм.: 20;
34], однако в конечном счете это не ослабило зависимости между социаль$
ным происхождением и уровнем образования, в финальном пункте образо$
вательной карьеры. Следует добавить, хотя теперь это стало достоянием ис$
тории, что идентичные закономерности получены в Чехословакии и в Венг$
рии [30; 37].
Изменение системы стало когнитивным импульсом для возобновления
интереса к этим вопросам. Реальный подход основывался на отсутствии
больших изменений; в пользу этой гипотезы говорили результаты предыду$
щих исследований. С другой стороны, системные изменения могли создать
образовательное неравенство, не существовавшее ни в рамках стабильных
западных демократий, ни в так называемых странах народной демократии.
Можно было предположить, что следствием экспансивного развития ры$
ночных структур будет увеличение влияния социального происхождения
на достижения в образовании индивидов. В 1990$е годы явно возросла роль
уровня образования как фактора жизненной карьеры, наиболее четким от$
ражением чего был значительный рост его зависимости от уровня доходов
[11]. Естественным развитием процессов стратификации могло стать об$
острение конкуренции за доступ к образованию, а отсюда все большая зави$
симость от социального происхождения. Особенно это касалось отбора на
второй ступени образования. Рост “ценности” высшего образования в
1990$е годы был наивысшим. По сравнению с предыдущим строем оно стало
приносить все более высокие, а в сопоставлении по уровням образования —
относительно наивысшие заработки.
В свете результатов исследований более обоснованной оказалась гипо$
теза о возрастании влияния происхождения на процессы отбора. В 1990$е
годы усилилось влияние социального происхождения на перспективы про$
должения обучения, как на первой, так и на второй ступени обучения [12].
Это был поразительный поворот, столь же редкостный, как и смена строя.
Ужесточение отбора по происхождению сводилось, по сути, к одному харак$
терному аспекту. Ситуация изменилась в пользу категории с происхожде$
нием из интеллигентной среды. Зато для категорий, стоящих на нижних
ступенях социальной иерархии, мало что изменилось [12].
Гипотезы относительно более позднего периода
Представленный здесь анализ должен ответить на вопрос, как формиро$
вались эти зависимости в более поздний период. Чтобы представить про$
цесс в соответствующих пропорциях, еще раз суммируем факты. Домини$
рующей тенденцией 1990$х годов было прогрессирующее возрастание соци$
ального неравенства. Наиболее существенные признаки перемен, в принци$
Социология: теория, методы, маркетинг, 2005, 2 29
Отбор по социальному происхождению в среднюю школу и в высшие учебные заведения
пах распределения доходов, дали о себе знать почти сразу после смены
строя. Возросли дистанции между основными категориями социальной
структуры и увеличилось влияние уровня образования на доходы индиви$
дов, что отразилось в том, что интеллигенция заняла более высокое место
[11; 22]. В результате этого процесса возросла корреляция между ключевы$
ми показателями социального положения, а следующим моментом принци$
пов стратификации стало увеличение образовательного неравенства и ужес$
точение отбора по происхождению на первой и второй ступенях обучения.
Таким образом, многое указывает на то, что изменения приобрели фор$
му согласования, соответствующего логике рыночных отношений. Продле$
вая период наблюдений, попытаемся определить, как формировалось обра$
зовательное неравенство в период, охватывающий конец 90$х годов XX века
и начало XXI. Повод для размышлений дают три прогноза.
Реалистически звучит первый, предполагающий стабилизацию разви$
тия событий после периода интенсивных изменений. Можно признать, что
отмеченные в 1990$е годы процессы обострения отбора на первой и второй
ступенях достигли состояния насыщения, подойдя к наивысшему пункту на
кривой, отвечающей, так сказать, траектории социального неравенства. Ес$
ли на первом этапе развития рыночных отношений естественной тенденци$
ей было возрастание образовательного неравенства, то со временем должно
было наступить замедление этих процессов, и механизмы неравенства нача$
ли бы терять свою силу. Не слишком рискуя, можно предположить, что если
изменение строя влечет за собой преобразования в его различных аспектах,
то с его стабилизацией связана стабилизация механизмов социальной стра$
тификации. Итак первый прогноз предполагал, что образовательное нера$
венство стабилизируется на высоком уровне начиная с 1990$х годов.
Второй прогноз обращается к закономерностям, рассматриваемым в
международной перспективе. Напомним, что речь идет о длительном харак$
тере отбора согласно происхождению на первой и второй ступенях обуче$
ния. Универсальное измерение этих явлений позволяет допустить возмож$
ность того, что рост образовательного неравенства в Польше был только
эпизодом, вызванным процессами воссоздания рыночных отношений, со$
путствующими смене строя. После этого бурного, но кратковременного пе$
риода образовательные барьеры должны вернуться к естественному состоя$
нию, продиктованному логикой социальной стратификации.
Существует также возможность “прогрессивного роста неравенства”, ко$
торую я бы сформулировал в форме третьего прогноза. Главной предпосыл$
кой этого, как я могу судить, должно стать повышение стоимости обучения,
которое с 1990$х годов остается постоянным фактором и отражается на при$
нятии решений относительно продолжения обучения. Этот прогноз предпо$
лагает дальнейший рост влияния факторов происхождения на процессы от$
бора при переходе в среднюю школу, а также в высшие учебные заведения.
Теперь относительно перемен во времени. Последний прогноз касается
образовательного неравенства на первой и второй ступенях обучения. Я не
нахожу никаких оснований считать, что прежние заключения, указываю$
щие на большее значение ступени средней школы, нуждаются в поправках.
В дальнейшем должен наступить момент, когда происходит разделение на
лиц, желающих учиться дальше и способных оплатить продолжение обуче$
ния, и тех, кто в силу “худшего” происхождения оставляет учебу. Если эти
барьеры будут преодолены, решения относительно продолжения обучения,
30 Социология: теория, методы, маркетинг, 2005, 2
Хенрик Доманьский
в том числе на ступени, выше средней, будут зависеть от факторов, относи$
тельно слабо связанных с социальным происхождением.
Данные и переменные
Эмпирической основой для проверки этих прогнозов будут данные ис$
следований, охватывающих все население Польши в целом. Определение
тенденций во временной перспективе требует изучения достаточно дли$
тельного периода. Проанализируем данные 1982–2002 годов, концентрируя
внимание на зависимости между происхождением индивидов и вероятнос$
тью перехода из начальной школы в среднюю школу и из средней — в выс$
шее учебное заведение.
Изучаемой переменной в случае первой ступени отбора является дихо$
томическое разделение на лиц, которые после окончания начальной школы
продолжили обучение в общеобразовательных техникумах, гимназиях, ли$
цеях и школах профессионального обучения, и тех, кто вышел из школьной
системы. Первым приписываем величину 1, вторым — 0. В случае второго
порога нас будет интересовать разделение на тех, кто продолжает обучение
в разного рода высших учебных заведениях, лицеях и на курсах для лиц,
окончивших среднюю школу (приписываем им величину 1), и тех, кто окон$
чил среднюю школу, но отказался от дальнейшей учебы (кодируемых как
0). Влияние происхождения в обоих случаях было соотнесено с профессио$
нальными категориями отцов: (1) интеллигенты и высшие руководящие
кадры в административных структурах и экономике (последние — в основ$
ном директора предприятий), которых объединим под именем “интелли$
генция”; (2) работники умственного труда низшего ранга, включая рядовых
работников в сферах торговли и обслуживания; (3) владельцы фирм; (4)
квалифицированные рабочие; (5) неквалифицированные рабочие; (6) крес$
тьяне, т.е. фермеры и сельскохозяйственные рабочие.
Несколько слов об используемой схеме анализа. С целью определения
влияния профессиональной принадлежности отца на процессы отбора я ис$
пользую логистическую регрессию, эта техника дает наиболее точные оцен$
ки корреляции в ситуации, когда изучаемые переменные выступают в дихо$
томической форме типа “да–нет”. В моделях регрессии, которые я представ$
лю далее, прослеживается влияние возраста и пола. В отношении возраста я
выделил четыре категории, от самых молодых до самых старших в следую$
щих возрастных категориях: 21–30 лет, 31–39 лет, 40–59 лет, 60–65 лет. Что
касается пола, мужчинам приписывается код 1, женщинам — 0. Профессио$
нальная категория отца отражена в модели регрессии в виде серии двоич$
ных переменных (0, 1) (интеллигенция — все остальные работники умст$
венного труда и т.д.); то же самое касается и возрастных групп.
Данные: обращаюсь к результатам общенациональных исследований
польского населения, проведенных в 1982–2002 годах. Первое из них, “Усло$
вия жизни и потребности польского общества, 1982”, было осуществлено в
ноябре 1982 года на основе случайной выборки домохозяйств, репрезента$
тивной для населения Польши в целом и насчитывающей 5317 респонден$
тов [1]. Вторая совокупность данных относится к исследованию, реализо$
ванному в 1984 году на основе квотной выборки, включающей 1911 респон$
дентов [см.: 10]. Третье исследование, “Социальная структура II”, проводи$
лось в ноябре и декабре 1987 года на случайной выборке, охватывающей
Социология: теория, методы, маркетинг, 2005, 2 31
Отбор по социальному происхождению в среднюю школу и в высшие учебные заведения
5884 человека [см.: 36]. Данные 1992–1995 годов представляют собой ре$
зультаты общенационального мониторинга польского общества (Polski Ge$
neralny Sondaz Spo�eczny), основанного на выборках, включающих соответ$
ственно 1647, 1649, 1609 и 1603 представителя обоих полов [см.: 6]; исследо$
вание сосредоточивало внимание на домохозяйствах. Два следующих ис$
следования 1990$х годов провел Институт философии и социологии Поль$
ской академии наук. Проект 1998 года “Как формируются средние классы в
Польше?” опирался на случайную выборку (1584 респондента), а второй —
“Как живут поляки?” — основывался на случайной выборке по домашним
адресам и охватил 1384 человека [12]. Последним массивом будут данные
исследования 2002 года, основанного на случайной выборке и охватившего
2110 респондентов, представляющих взрослое население Польши (18 лет и
старше). Заметим, что это исследование осуществлялось в рамках междуна$
родного проекта “European Social Survey”, охватывающего 24 страны. Поль$
скую сторону в проекте представлял Институт философии и социологии
Польской академии наук.
Последнее замечание касается возрастных групп. Предметом анализа во
временнoм разрезе будет категория лиц в возрасте 21–65 лет. Это продикто$
вано соображениями сопоставимости данных, так как одно из упомянутых
исследований (1987 года) проводилось с такими возрастными ограниче$
ниями.
Две ступени отбора в системе образования
Прежде чем мы определим меру отбора по происхождению на первой и
второй ступенях в системе образования, рассмотрим количественные харак$
теристики категорий, которые преодолевали эти ступени. Во второй колонке
таблицы 1 помещена информация о том, какой процент лиц, оканчивающих
начальную школу, продолжал обучение в техникумах, лицеях, гимназиях и в
профессионально$технических школах, то есть преодолевал первую ступень
отбора. Величины, приведенные в третьей колонке таблицы, говорят о про$
должении обучения после средней школы — на имеющих статус высшего
учебного заведения курсах для лиц, окончивших среднюю школу.
Таблица 1
Первая и вторая ступени отбора в системе образования, %
Года
Лица, продолжающие обучение в
средних школах среди всех, кто окон$
чил начальную школу
Лица, продолжающие обучение в выс$
ших учебных заведениях и на курсах
для лиц со средним образованием
1982 54,4 29,6
1987 70,8 46,9
1992 72,7 36,6
1995 73,7 35,7
1998 80,1 34,2
2002 84,1 44,2
Эти данные указывают на постоянное увеличение числа лиц, продолжа$
ющих образование после окончания начальной школы. Резкий рост наблю$
32 Социология: теория, методы, маркетинг, 2005, 2
Хенрик Доманьский
дался уже в 1980$х годах. В 1982–1987 годах этот процент увеличился с
54,4% до 70,8%, к 1988 году достиг 80,1%, а в 2002 — 84,1%. Насколько естес$
твенной представляется эта тенденция систематического роста, настолько
же удивительным фактом является уменьшение числа лиц, преодолеваю$
щих порог средней школы. Их было относительно меньше в 1990$е годы,
когда этот показатель уменьшился по сравнению с 1987 годом с 46,9% до
35–37%. Хотя позднее, согласно данным за 2002 год, он, бесспорно, вырос до
44,2%, однако не достиг уровня, характерного для последних лет старого
строя. Как бы то ни было, но в капиталистической Польше большее коли$
чество лиц, по сравнению с временами ПНР, отказывается от дальнейшего
продолжения образования после окончания средней школы.
Влияние происхождения
База набора в средние школы становится шире, но несколько уменьши$
лась категория лиц, продолжающих обучение в высших учебных заведени$
ях. Это ничего не говорит о мере отбора по социальному происхождению в
системе образования. Рассмотрим, как изменялась интенсивность этого
процесса во временной перспективе.
Эти изменения непосредственно характеризуют коэффициенты корре$
ляции, представленные в таблице 2. Они показывают, как социально$про$
фессиональный статус отца (согласно шести категориям: интеллигенция,
остальные работники умственного труда, собственники, квалифицирован$
ные рабочие, неквалифицированные рабочие и крестьяне) определяет ди$
хотомическое разделение на лиц, прекращающих и продолжающих образо$
вание1. Большие величины коэффициентов корреляции указывают на боль$
шее образовательное неравенство — иначе говоря, это означает, что переход
на высшую ступень обучения зависел от факторов, связанных с социальным
происхождением.
Эти зависимости лучше всего рассмотреть с точки зрения двух законо$
мерностей, зафиксированных предыдущими исследованиями. Как очевид$
Социология: теория, методы, маркетинг, 2005, 2 33
Отбор по социальному происхождению в среднюю школу и в высшие учебные заведения
1 Это коэффициенты канонической корреляции (в первом измерении, то есть для пер$
вой пары канонических значений), установленные на основании дискриминационного
анализа [25]. Исследуемой переменной в случае первой ступени отбора является дихо$
томическое разделение на лиц, заканчивающих начальную школу и продолжающих об$
разование в техникумах, лицеях и профессионально$технических школах (им присвоена
величина 1), и лиц, покидающих школьную систему (кодируемых как 0). На второй сту$
пени выясняется разделение на продолжающих обучение на курсах для окончивших
среднюю школу и в высших учебных заведениях (код 1) и лиц, которые окончили сред$
нюю школу, но отказались от продолжения образования. Стоит пояснить, что анализ ка$
нонической корреляции предполагает декомпозицию зависимости между переменными
на несколько измерений с последовательно уменьшающейся значимостью. Для каждого
из них определяется величина коэффициента канонической корреляции, начиная от
первой корреляции, наивысшей по определению. В случае (который здесь представлен),
когда изучаемая переменная имеет только две категории, имеется один коэффициент ка$
нонической корреляции. Выбор коэффициента канонической корреляции продиктован
прозрачностью и однозначностью интерпретации (в терминах вариантности) по сравне$
нию с другими показателями связи между номинальными переменными вроде Крамера
или Гудмена$Крускала.
но, первая из них, состоящая в том, что в любой стране существует жесткий
отбор по происхождению на первой ступени, сохранялась и в Польше. Со$
циальное происхождение представляло собой более сильный фактор отбо$
ра на первой ступени, чем на второй, в 1980$е годы и осталось таковым в рам$
ках новой системы. Измеримым свидетельством этого является сохраняю$
щаяся значительная разница между коэффициентами корреляции во вто$
рой и в третьей колонках таблицы 2. Из них следует, что положение отца
было неизменно сильнее связано с продолжением обучения после началь$
ной школы, графической иллюстрацией чего является рисунок. Это ничуть
не означает полного отсутствия перемен — во второй половине девяностых
годов сила этих зависимостей несколько уменьшается по сравнению с поло$
жением, зафиксированным в более ранний период. Это было результатом
возрастания влияния социального происхождения на поступление в вы$
сшие учебные заведения, то есть усиления отбора по происхождению на
второй ступени, зато на первой все оставалось без изменений. Вторая за$
фиксированная на международном уровне закономерность заключалась в
отсутствии значительных перемен в отношении влияния социального про$
исхождения на процессы отбора. Как помним, в Польше эти зависимости в
1990$е годы стали сильнее, что подтверждают результаты нашего анализа.
Однако чтобы ответить на вопрос о том, что происходило позже, необходи$
мо продолжить наблюдения до 2002 года. Результат поразительный, так как
мы констатируем очередной поворот в механизмах отбора. А именно:
уменьшается влияние факторов происхождения на обеих ступенях обуче$
ния, поскольку в 1995–1999 годах коэффициент корреляции между профес$
сиональной категорией отца и переходом из начальной школы на высший
уровень обучения составлял 0,37, а к 2002 году он уменьшился до 0,28.
Таблица 2
Профессиональная категория отца и отбор на первой и второй
ступенях, коэффициент канонической корреляции
Года
Коэффициенты канонической корреляции между
профессиональной категорией отца и:
разделением на лиц, продолжающих
обучение в средней школе, и лиц, ко$
торые после окончания начальной
школы отказались от продолжения
образования
разделением на лиц, продолжающих
образование в высших учебных заве$
дениях, и лиц, которые после оконча$
ния средней школы отказались от про$
должения образования
1982 0,36 0,17
1984 0,34 0,24
1987 0,36 0,21
1992 0,38 0,19
1993 0,38 0,19
1994 0,32 0,24
1995 0,37 0,24
1998 0,37 0,26
1999 0,37 0,33
2002 0,28 0,20
34 Социология: теория, методы, маркетинг, 2005, 2
Хенрик Доманьский
Аналогично с 0,33 до 0,20 уменьшилась сила корреляции между позици$
ей отца и переходом из средней школы на высший уровень обучения. Это
позволяет сформулировать предварительный вывод, что первые годы фор$
мирования капитализма были в Польше периодом кратковременного роста
образовательного неравенства, после чего ситуация отбора по происхожде$
нию вернулась к состоянию, обусловленному естественной логикой соци$
альной стратификации.
Рис. Влияние профессионального статуса отца на преодоление первой и второй
ступеней отбора для продолжения обучения
Показателями силы влияния являются коэффициенты канонической корреляции
между профессиональной категорией отца и продолжением образования в средней школе
(после окончания начальной) и продолжением образования в высшем учебном заведении
(после окончания средней школы).
Структура отбора
Знаменательным аспектом логики стратификации является то, что ли$
ца, происходящие из категорий, занимающих более высокое социальное по$
ложение, имеют больше шансов на преодоление барьеров обучения по срав$
нению с представителями так называемых низших классов. Наличие этой
закономерности в Польше зафиксировано в результатах анализа. Проис$
хождение из интеллигентной семьи всегда гарантировало наибольшие воз$
можности для перехода на высшую ступень обучения, с другой стороны,
меньше всего шансов имели лица, происходящие из крестьянских семей.
Ясное дело, рост неравенства в возможностях получения образования в
1990$х годах нашел отражение в увеличении диапазона шансов по основ$
ным сегментам социальной структуры [11].
Социология: теория, методы, маркетинг, 2005, 2 35
Отбор по социальному происхождению в среднюю школу и в высшие учебные заведения
0
0,05
0,1
0,15
0,2
0,25
0,3
0,35
0,4
1982 1984 1987 1992 1993 1994 1995 1998 2002
Âëèÿíèå ñòàòóñà îòöà íà ïðîäîëæåíèå îáðàçîâàíèÿ â âûñøåì ó÷åáíîì çàâåäåíèè
Âëèÿíèå ïîëîæåíèÿ îòöà íà ïðîäîëæåíèå îáðàçîâàíèÿ â ñðåäíåé øêîëå
Таблица 3
Возможности продолжения образования в средней школе
в соотношении с профессиональной категорией отца, полом,
возрастом, коэффициенты логистической регрессии
Независимые перемен$
ные
Насколько больше (выше 1) или насколько меньше (ниже
1) возможностей имели представители рассматриваемых
категорий для продолжения образования в средней школе
по отношению со среднестатистическим поляком
1982 1987 1992 1995 1998 2002
Профессиональная категория отца (в сравнении со средней по стране)
Высшие руководящие
кадры и интеллигенция 6,77** 4,95** 10,11** 6,88** 4,30** 2,95**
Остальные работники
умственного труда 1,99* 3,79** 2,51** 1,94* 2,16** 0,49
Частные предпринима$
тели 1,08 0,84 0,63 0,98 0,95 0,59
Квалифицированные
рабочие 0,60** 0,65** 0,88 0,82 0,94 0,33
Неквалифицированные
рабочие 0,55** 0,43** 0,32** 0,31** 0,35** 0,28
Фермеры и крестьяне 0,21** 0,22** 0,22** 0,30** 0,34** 0,13
Мужчины (в сравнении
с женщинами) 1,42** 1,50** 1,41* 1,01 1,04 0,93
Возрастная категория (в сравнении со средней по стране)
21–30 лет 3,01** 3,48** 2,30** 2,66** 2,18** 1,78**
31–40 лет 1,73** 2,09* 2,06** 2,14** 1,45* 2,10**
41–59 лет 0,60** 0,58** 0,72** 0,70* 0,85 0,84
60–65 лет 0,32** 0,24** 0,29** 0,25** 0,38** 0,32**
Константа 2,97 3,85 5,15 5,15 6,5 22,5
R2 (Nagelkerk) 0,29 0,22 0,31 0,26 0,20 0,18
% случаев, точно клас$
сифицированных в
рамках модели
70,3 78,1 78,1 76,30 80,3 85,7
* p < 0,05; ** p < 0,01
R2, определяемый также как псевдо$R2 или R2 Nagelkerk, является эквивалентом ко$
эффициента корреляции в линейной регрессии.
О состоянии дел в последующие годы информируют зависимости, пред$
ставленные в следующих двух таблицах. В таблице 3 рассматривается воз$
можность преодоления порога при переходе с начальной ступени на высшие
в зависимости от профессиональной категории отца с учетом влияния воз$
раста и пола. Это коэффициенты логистической регрессии — в случае кате$
гории происхождения их величины говорят о том, как определялись для
данной категории возможности перехода на высшую ступень образования в
сопоставлении с прекращением образования. Величина больше 1 показыва$
36 Социология: теория, методы, маркетинг, 2005, 2
Хенрик Доманьский
ет, на сколько больше, а величина меньше 1 — насколько меньше возмож$
ностей имели дети интеллигентов, работников умственного труда, владель$
цев, рабочих и крестьян для продолжения образования по сравнению с воз$
можностями среднестатистического поляка. Возможности определяются
как отношение вероятности перехода на высшую ступень к вероятности не$
перехода. Иначе говоря, величины эти можно интерпретировать в терминах
дистанции между возможностями отдельных категорий по происхожде$
нию, с одной стороны, и средними для взрослых жителей Польши возмож$
ностями — с другой. Данные таблицы 4 дают ответ на аналогичные вопросы
относительно вероятности отбора на второй ступени1.
Зафиксируем два факта. Фактом, наиболее бросающимся в глаза, явля$
ется решающее преимущество происхождения из интеллигентной семьи,
если речь идет о продолжении образования. За редким исключением оно
было наибольшим на обеих ступенях отбора: уже в 1982 году наличие
отца$интеллигента гарантировало почти в семь раз (6,77) больше шансов
для перехода на ступень выше начальной школы в сопоставлении со всем
населением. Происхождение из семьи работника умственного труда также
давало больше (1,99) шансов, однако в несколько раз меньше, чем в случае
интеллигенции. В случае владельцев предприятий они находились на сред$
нем уровне (1,08), зато ниже средних определялись шансы детей рабочих, а
как самые низкие — крестьянских детей (0,21).
В силу того, что отбор по происхождению на второй ступени меньше, не$
равенство возможностей вырисовывалось не так явственно.
Показателем этого был меньший диапазон дистанций между професси$
ональными категориями отцов (табл. 4).
Тот факт, что и в этом пункте карьеры происхождение из интеллиген$
ции гарантировало больше всего возможностей для продолжения образова$
ния, ничего нового нам не дает. За интеллигенцией следуют сыновья и доче$
ри работников умственного труда более низкой квалификации, за ними —
собственники предприятий, еще ниже — квалифицированные рабочие, а в
самом низу — дети неквалифицированных рабочих и крестьян.
Социология: теория, методы, маркетинг, 2005, 2 37
Отбор по социальному происхождению в среднюю школу и в высшие учебные заведения
1 В случае первой ступени отбора изучаемой переменной является logit p/(1–p), то
есть частного от доли окончивших начальную школу лиц, которые продолжали образо$
вание в техникумах, лицеях и профессионально$технических школах (p), и доли лиц,
оставляющих школьную систему (1– p). Для второй ступени изучаемой переменной яв$
ляется logit p/(1–p), частного от доли лиц, продолжающих образование в высших учеб$
ных заведениях, и доли лиц, которые окончили среднюю школу, но отказались от про$
должения своего образования. Профессиональная категория отца и категории возраста
были введены в обе модели в форме, соответственно, 6 и 4 двузначных переменных. Они
вводятся посредством шкалирования методом так называемого кодирования эффектов,
что позволяет интерпретировать их величины в отношении к средней. Так называемой
категорией отнесения в случае профессии отца являются крестьяне, а в случае возрас$
та — самые младшие лица. Эти категории не были учтены в оригинальных моделях (опу$
щение одной из категорий разделения, определяемого переменной, является обязатель$
ным условием оценки параметров регрессии). Величины, приведенные в таблицах 3 и 4,
определены на основании моделей регрессии, в которых приняты другие категории от$
несения для профессии отца и возраста. Для упрощения интерпретации величины коэф$
фициентов выражены в форме степени показательной функции (e = 2,72), что является
одним из стандартных способов их представления в логистической регрессии.
Таблица 4
Шансы на продолжение обучения после школы в соотношении с
профессиональной категорией отца, полом, возрастом,
коэффициенты логистической регрессии
Независимые перемен$
ные
Насколько больше (выше 1) или насколько меньше (ниже
1) возможностей имели представители рассматриваемых
категорий для продолжения образования в школе, выше
средней, по сравнению со среднестатистическим поляком
1982 1987 1992 1995 1998 2002
Профессиональная категория отца (в сравнении со средней по стране)
Высшие руководящие
кадры и интеллигенция 1,78 2,68** 2,16** 3,31** 3,88** 1,57**
Остальные работники
умственного труда 1,21 1,20 1,56* 1,10 1,19 1,67*
Частные предпринима$
тели 0,97 0,86 0,52 1,00 1,10 1,17
Квалифицированные
рабочие 0,80 0,78 0,67 0,84 0,62** 0,88
Неквалифицированные
рабочие 0,52 0,67 0,99 0,36** 0,54 0,87
Фермеры и крестьяне 1,14 0,92 0,87 0,91 0,58** 0,43**
Мужчины (в сравнении
с женщинами) 1,09 1,17 1,07 0,80 0,85 1,2
Возрастная категория (в сравнении со среднестатистической по стране)
21–30 лет 0,91 0,60* 0,93 0,88 1,08 1,43*
31–40 лет 1,55* 0,95 1,09 1,27 0,78 1,08
41–59 лет 1,04 1,08 1,34 1,33 1,46* 0,88
60–65 лет 0,68 1,63 0,73 0,68 0,83 0,74
Константа 0,35 0,92 0,52 0,50 0,52 0,79
R2 (Nagelkerk) 0,04 0,11 0,07 0,09 0,14 0,08
% случаев точно клас$
сифицированных в рам$
ках модели
69,6 61,6 63,0 67,7 70,7 58,2
* p < 0,05; **p < 0,01
Второй факт относится к определению неравенства в получении образо$
вания во временной перспективе. Сравнивая структуру дистанций, прихо$
дим к выводу, что в 1990$е годы проявилась тенденция к увеличению диапа$
зона возможностей применительно к лицам, происходящим из разных соци$
альных категорий. Отчетливым показателем этого процесса было возраста$
ние возможностей в категории интеллигентного происхождения; это явилось
причиной того, что иерархия как бы вытянулась вверх, хотя в более длинном
отрезке времени эта тенденция вовсе не была возрастающей. Кульминацион$
ным моментом этого процесса на первой ступени отбора были первые годы
формирования рыночной экономики. Знаменательно, что в 1987 году, непо$
средственно перед сменой строя, неравенство несколько уменьшилось. В
1987 году в плане возможностей поступления в среднюю школу дети интел$
38 Социология: теория, методы, маркетинг, 2005, 2
Хенрик Доманьский
лигентов имели почти пятикратное преимущество (4,95) по сравнению со
средними показателями. До 1992 года это преимущество возросло до 10,11,
чтобы в 1995 году уменьшиться до уровня 6,88, что было сопоставимо с поло$
жением, зафиксированным в начале 1980$х годов. С этого момента привиле$
гии, связанные с интеллигентным происхождением, систематически сужа$
ются. В 2002 году оно гарантировало уже только в 2,95 раза больше возмож$
ностей для преодоления барьера средней школы — по сравнению со средне$
статистическим поляком — и это не было статистически значимым различи$
ем. Несколько другим путем развивалось “расслоение” возможностей для по$
лучения образования на второй ступени отбора. Принадлежность к интелли$
гентным категориям гарантировала и в этом случае наибольшую выгоду. Воз$
рос (с 1,78 до 2,68) показатель шансов на образование в 1980$е годы, в
1987–1992 проявилась тенденция спада, а потом до 1998 года наблюдался
очередной рост дистанции, разделяющей людей интеллигентного происхож$
дения и гипотетического, в плане образования, среднестатистического поля$
ка. В 1998 году возможности эти определялись как 3,88 к 1 — это был кульми$
национный пункт, после преодоления которого происходит повторное воз$
вращение вниз и дистанции по происхождению отчетливо уменьшаются.
Несколько слов относительно возраста и пола. Неравенство, связанное с
полом, оказывается относительно небольшим. В анализируемый период пол
не был существенным показателем отбора при переходе из школ средних на
высшую ступень образования. Не был он таковым и на первой ступени отбора
(но только с 1995 года), так как в предыдущий период мужчины имели в
1,4–1,5 раза больше возможностей для продолжения учебы, чем женщины.
Показатель регрессий, равный 1,5, можно интерпретировать таким образом,
что из каждых 10 случайно выбранных поляков на уровень выше начального
переходило 6 мужчин и только 4 женщины. Коэффициент регрессии для пола
в более поздний период указывает на отсутствие зависимости — величина 1
равнозначна нулевой зависимости — из чего можно сделать заключение, что
женщины перестали проигрывать мужчинам на этой ступени карьеры.
Возраст влиял на различия в шансах только на первой ступени отбора.
Наибольшие шансы на продолжение обучения после начальной школы
имеют самые младшие поляки, причем различия между возрастными кате$
гориями имеют практически линейный характер. Представители старших
возрастных групп чаще, чем самые молодые, отказывались от продолжения
образования и в самом старшем поколении (60–65 лет) тенденция эта была
наиболее заметна. Зато не обнаружено никакой значимой связи между воз$
растом и преодолением ступени между средней и высшей школой, что мо$
жет указывать на то, что отборочное значение возраста уменьшается по мере
перехода ко все более высоким ступеням обучения.
Отбор в высшие учебные заведения
Анализируя влияние происхождения на второй ступени отбора, мы рас$
сматривали дихотомическое разделение на лиц, которые после окончания
средней школы вышли из образовательной системы, и тех, кто продолжил
образование. Влияние происхождения в 1990$е годы возросло, а к 2002 году
уменьшилось, будучи в основном более слабым по сравнению с отбором по
происхождению на первой ступени. Однако стоило бы эти закономерности
уточнить. Хотя эта дихотомия или отказ от него отражает основное различие —
Социология: теория, методы, маркетинг, 2005, 2 39
Отбор по социальному происхождению в среднюю школу и в высшие учебные заведения
продолжение учебы или отказ от него, она не выявляет различия в рамках кате$
гории лиц, которые продолжают учиться. В частности, не идентифицирует
лиц, которые, закончив среднюю школу, (1) закончили высшие учебные заве$
дения; (2) начали обучение в высшем учебном заведении, но не закончили; (3)
закончили обучение на уровне курсов для лиц, имеющих среднее образование.
Итак, посмотрим, как социальное происхождение определяло образова$
тельную карьеру на второй ступени отбора. Кроме трех категорий, перечис$
ленных выше, следует принять во внимание четвертую — лиц, выходящих
из образования после окончания средней школы. В таблице 5 сопоставля$
ются коэффициенты канонической корреляции, показывающие, как фор$
мировалась эта зависимость во времени1.
Первый вопрос касается силы этой зависимости, второй — ее изменений во
времени. Вернемся к зависимостям, представленным в таблице 2. Это сравне$
ние выявляет три интересных аспекта. Во$первых, социальное происхождение
немного сильнее коррелирует с четырьмя, чем с двумя категориями в плане от$
бора. Иначе говоря, статус отца (интеллигент, работник умственного труда,
собственник предприятия, рабочий или крестьянин) оказывал большее влия$
ние на выбор между курсами для лиц, имеющих среднее образование, высшим
учебным заведением и прекращением образования, чем на дихотомический
выбор между продолжением образования и отказом от него. Коэффициенты
корреляции в таблице 5 несколько выше, если сравнить их с соответствующи$
ми им величинами во второй колонке таблицы 2, что кажется естественным
следствием применения более подробного деления.
Таблица 5
Профессиональная категория отца и отбор на второй ступени,
коэффициенты канонической корреляции
Год
Деление на лиц, которые после окончания средней школы: (1) отказались от
продолжения образования, (2) продолжали его в высших учебных заведени$
ях, (3) на курсах для лиц, имеющих среднее образование
1982 0,20
1984 0,25
1987 0,23
1992 0,18
1993 0,21
1994 0,28
1995 0,28
1998 0,35
1999 0,34
2002 0,23
40 Социология: теория, методы, маркетинг, 2005, 2
Хенрик Доманьский
1 Определяемой переменной является принадлежность к окончившим среднюю шко$
лу лицам, которые: (1) окончили высшее учебное заведение; (2) начали обучение в вы$
сших учебных заведениях, но не окончили их, включая тех, кто получил степень бакалав$
ра; (3) окончили обучение на уровне курсов для имеющих среднее образование; (4) не
продолжали учебу. Определяющей переменной является происхождение по отцу
(шесть социально$профессиональных категорий). Это величины коэффициентов кано$
нической корреляции в первом, наиболее сильном, измерении.
Во$вторых, оказывается, что как бы ни отличался выбор, сделанный на
второй ступени отбора, влияние происхождения на первой ступени всегда
сильнее. Убедительным свидетельством этого являются наиболее высокие
величины коэффициентов корреляции между профессиональной категори$
ей отца и отбором на первой ступени (см. 2 колонку таблицы 2).
Третья закономерность касается изменений во времени. В 1982 году со$
циальное происхождение слабее всего влияло на различия в образователь$
ном выборе на второй ступени. До 1987 года сила этой зависимости росла, на
следующем этапе уменьшалась, а во второй половине 1990$х годов снова на$
чался рост (на этот раз до самого высокого уровня), который в 1998–2002 го$
дах уступил место тенденции спада. Эти перемены имели циклический ха$
рактер, и хотя было в них несколько “срывов”, развивались в целом по извес$
тному нам образцу, согласно которому неравенство сначала (в 1990$х годах)
растет, а потом уменьшается. Независимо от детализации отбора по проис$
хождению на второй ступени (дихотомия или разделение по четырем кате$
гориям образовательной карьеры), его интенсивность изменяется в опреде$
ленной последовательности. Она приобретает характер закономерности,
отвечающей основной траектории изменений образовательного неравенст$
ва в анализированный период.
Этот вывод был бы более обоснованным, если бы оказалось, что струк$
тура этого неравенства подобным образом определялась социальным про$
исхождением. Мы знаем, что дети интеллигентов после окончания средней
школы значительно чаще продолжали учебу. Существует также большая
вероятность того, что они имели относительно больше возможностей для
окончания высших учебных заведений, чем выходцы из категории рабочих
и крестьян. Последняя категория должна быть больше представлена среди
бакалавров, выпускников курсов для лиц, имеющих среднее образование и
лиц с незаконченным высшим образованием.
Ответы на интересующий нас вопрос дают коэффициенты регрессии
для отдельных категорий по происхождению, представленные в таблицах
6–8. Эти величины были получены в рамках многочленной модели регрес$
сии, применяемой в ситуации, когда определяемой переменной является
номинальная переменная, представляющая наиболее слабый уровень изме$
рений и определяемая в виде нескольких категорий (больше двух). Именно
так здесь “объясняется” различие в выборе образования среди лиц, закон$
чивших среднюю школу. Речь идет о разделении на четыре категории:
(1) закончившие высшее учебное заведение; (2) начавшие учебу в высшем
учебном заведении, но не закончившие его, включая бакалавров; (3) закон$
чившие учебу на курсах для лиц, имеющих среднее образование; (4) не про$
должившие образование.
В сопоставлении с логистической регрессией интерпретация коэффи$
циентов в многочленной модели является более сложной. Параметры ре$
грессии оцениваются только для трех категорий определяемой переменной
(в общем случае число категорий равно n–1). Одну категорию стоит пропус$
тить, относясь к ней как к точке отнесения для интерпретации этих коэффи$
циентов (в конечном счете, это является условием оценки модели). Выбор
категории “отнесения” зависит от исследователя — в нашем случае такой ка$
тегорией являются лица, которые после окончания средней школы не про$
должили учебу. С целью облегчения интерпретации категории по проис$
хождению были введены в модель методом так называемой референтной пе$
Социология: теория, методы, маркетинг, 2005, 2 41
Отбор по социальному происхождению в среднюю школу и в высшие учебные заведения
ременной (референтной категорией являются лица крестьянского проис$
хождения), поэтому представленные здесь коэффициенты регрессии для
категории отцов показывают, в отличие от предыдущих, величину разрыва
между шансами выходцев из крестьян и остальных категорий по происхож$
дению. Они устанавливаются после исключения влияния возраста и пола.
Таблица 6
Шансы продолжения образования после окончания средней школы при
разных вариантах образовательной карьеры в соотнесении с професси#
ональной категорией отца и полом, коэффициенты регрессии в рамках
многочленной модели, 19821
Независимые переменные
Окончание
высшего
учебного за$
ведения
Незаконченное
высшее учеб$
ное заведение
или бакалаврат
Курсы для лиц,
имеющих сред$
нее образова$
ние
Профессиональная категория отца:
Высшие руководящие кадры и ин$
теллигенция 2,24* 1,17 0,84
Остальные работники умственного
труда 1,59 0,52 0,73
Частные предприниматели 1,64 0,00 0,60
Квалифицированные рабочие 0,88 0,24 0,90
Неквалифицированные рабочие 0,35 0,25 0,80
Мужчины (в сравнении с женщинами) 1,75 0,99 0,41*
R2 (Nagelkerk) 0,17
1 Величины этих параметров установлены по возрастным категориям.
* p < 0,05; **p < 0,01.
Таблица 7
Шансы продолжения обучения после окончания средней школы при раз#
ных вариантах образовательной карьеры в соотнесении с категорией отца
и полом, коэффициенты регрессии в рамках многочленной модели, 19981
Независимые переменные
Окончание
высшего
учебного за$
ведения
Неоконченное
высшее учеб$
ное заведение
или бакалаврат
Курсы для лиц,
имеющих сред$
нее образова$
ние
Профессиональная категория отца:
Высшие руководящие кадры и ин$
теллигенция 9,37** 4,87 0,54
Остальные работники умственного
труда 2,12* 2,55 1,83
Частные предприниматели 1,43 9,63** 0,62
Квалифицированные рабочие 0,84 2,40 1,28
Неквалифицированные рабочие 0,37 2,76 1,76
Мужчины (в сравнении с женщинами) 1,11 0,79 0,37*
R2 (Nagelkerk) 0,24
* p < 0,05; **p < 0,01
1 Величины параметров установлены по возрастным категориям.
42 Социология: теория, методы, маркетинг, 2005, 2
Хенрик Доманьский
Таблица 8
Шансы продолжения обучения в высшем учебном заведении после окон#
чания средней школы при разных вариантах образовательной карьеры в
соотнесении с профессиональной категорией отца и полом, коэффициен#
ты регрессии в рамках многочленной модели, 20021
Независимые переменные
Окончание
высшего
учебного за$
ведения
Незаконченное
высшее учебное
заведение или
бакалаврат
Курсы для
лиц, имею$
щих среднее
образование
Профессиональная категория отца:
Высшие руководящие кадры и ин$
теллигенция 5,90** 2,28* 2,55
Остальные работники умственного
труда 7,69** 1,13 3,15*
Частные предприниматели 3,49* 1,46 3,85
Квалифицированные рабочие 2,51** 1,00 3,44**
Неквалифицированные рабочие 2,89** 0,75 3,24
Мужчины (в сравнении с женщинами) 1,20 1,49 0,45
R2 (Nagelkerk) 0,17
* p < 0,05; **p < 0,01
1 Величины параметров установлены по возрастным категориям.
К примеру, величина 2,24, полученная в 1982 году для лиц интеллигент$
ного происхождения, говорит о том, что оно гарантировало более чем в два
раза большую вероятность окончания высшего учебного заведения, а не
прекращения обучения, если сравнивать с шансами лиц, происходящих из
крестьянских семей. Их происхождение давало только в 1,17 раза больше
шансов получить “законченное высшее образование”. Зато из данных, пред$
ставленных в последней колонке таблицы 6, следует, что дети интеллиген$
тов, продолжавшие образование после средней школы, по сравнению с ли$
цами, происходящими из крестьян, имели меньше шансов закончить обра$
зование на курсах для лиц, имеющих среднее образование.
Установив такие зависимости для последующих лет, можно ответить на
вопрос, как они формировались во временной перспективе. Рассматривая
их в целом, можно сформулировать два более общих вывода (в таблицах 6–8
представлены данные для 1982, 1998 и 2002 годов). Первый вывод относит$
ся к связи между выбором определенной образовательной карьеры и катего$
рией отца. В соответствии с ожиданиями, интеллигентное происхождение
гарантировало наибольшие шансы для окончания высшего учебного заве$
дения, но только до 1998 года. Наименьшие шансы имели выходцы из рабо$
чего класса, причем преимущественно из категории неквалифицированных
рабочих, а особенно — из (пропущенных в таблицах 6–8) крестьян1. Таким
образом, алокационная сила категории с относительно низким статусом
была слабее. Выражалось это в том, что сыновья и дочери работников
умственного труда, предпринимателей, рабочих и крестьян чаще, чем дети
Социология: теория, методы, маркетинг, 2005, 2 43
Отбор по социальному происхождению в среднюю школу и в высшие учебные заведения
1 Оценивание модели регрессии требует отбросить так называемую референтную пе$
ременную, каковой в этом случае являются крестьяне.
интеллигентов, заканчивали учебу на курсах для лиц, имеющих среднее об$
разование, довольствовались дипломом бакалавра или прерывали учебу в
высших учебных заведениях.
Вторая закономерность касается изменений во времени. Как легко заме$
тить, эти зависимости проявлялись в наименьшей степени в 1980$е годы и в
2002 году. Обобщенным показателем этих явлений служит изменение нера$
венства между категориями в отношении окончания высших учебных заве$
дений. Об этом свидетельствуют сопоставления коэффициентов регрессий,
приведенных в первой колонке таблиц 6–8.
Можно сказать, что в 1990$х годах дистанция между категориями по
происхождению была самой “длинной”. Относительно “короче” она была в
1980$х годах и в 2002 году. Обратимся к таблицам. Если в 1982 году проис$
хождение из интеллигенции гарантировало в 2,24 раза больше возможнос$
тей для окончания высшего учебного заведения по сравнению с выходцами
из крестьян, то к 1998 году эта дистанция возросла до 9,37 и в тот момент
была наибольшей в рамках анализируемого периода. С 1998 до 2002 года
дистанция эта уменьшилась до 5,90, когда дети интеллигентов утратили
привилегированную позицию в пользу выходцев из семей работников умст$
венного труда с более низким социальным статусом. Среди последних воз$
можность окончания высшего учебного заведения формировалась в соотно$
шении 7,69 к 1 в сопоставлении с возможностями крестьянских детей.
Выводы
Предметом нашего анализа была динамика неравенства в образовании,
рассматриваемая с точки зрения отбора по происхождению на первой и вто$
рой ступенях образовательной карьеры. Мы анализировали вероятности
“переходов” с низших уровней образования на высшие в зависимости от со$
циально$профессиональной категории отца. Основной вывод состоит в том,
что неравенство в образовании в Польше претерпевает перемены. Это от$
нюдь не ново, мы знали об этом и раньше, когда в 1990$х годах было обнару$
жено возрастание этого неравенства [12; 27]. Однако в более поздний пери$
од можно было ожидать различных сценариев развития.
Мы сформулировали три прогноза. Первый предполагает, что неравен$
ство в образовании стабилизировалось на высоком уровне начиная с 1990$х
годов. Согласно второму прогнозу, касающемуся устойчивых закономер$
ностей, понимаемым в международной перспективе, после кратковремен$
ного периода роста неравенства, барьеры, связанные с происхождением,
должны были вернуться к нормальному уровню, обусловленному логикой
социальной стратификации. В свою очередь, третий прогноз предполагал
дальнейший рост влияния факторов происхождения на процессы отбора
при переходе в среднюю и высшую школу.
Наиболее точным оказался второй прогноз. Влияние социального про$
исхождения на преодоление обеих ступеней отбора значительно возросло в
1990$х годах, а затем уменьшилось, вернувшись к уровню, имевшему место
перед сменой строя. Похоже, в Польше, как и в других странах, отбор по про$
исхождению на второй ступени выражен слабее, выразительным показате$
лем чего было меньшее неравенство между категориями различного соци$
ального происхождения. Если речь идет о неравенстве шансов, то в 1990$е
годы оно было наиболее высоким, но позже снизилось до уровня, сопостави$
44 Социология: теория, методы, маркетинг, 2005, 2
Хенрик Доманьский
мого с ситуацией, отмеченной в начале 1980$х годов. В анализируемый пе$
риод больше всего возможностей для продолжения образования гарантиро$
вало происхождение из интеллигенции. Далее шли сыновья и дочери работ$
ников умственного труда более низкого ранга, за ними — предприниматели,
затем — квалифицированные рабочие, а самые низкие позиции занимали
дети неквалифицированных рабочих и крестьян. В 2002 году интеллиген$
тное происхождение не приносило уже такой большой пользы, что нашло
отражение в уменьшении неравенства между выходцами из интеллигенции
и лицами, происходящими из семей, занимающих более низкое социальное
положение, если говорить о вероятности перехода из начальной школы в
среднюю и из средней в высшую. Что более важно, интеллигентное проис$
хождение перестало гарантировать наивысшие шансы на окончание высше$
го учебного заведения. Лица, происходящие из интеллигенции, утратили
здесь доминирующие позиции в пользу выходцев из семей работников
умственного труда более низкого статуса.
Эти тенденции существенно отличаются от закономерностей, обуслов$
ливающих отсутствие перемен, которое было отмечено в стабильных запад$
ных демократиях. Впрочем, так было и на протяжении нескольких десяти$
летий господства коммунистического строя в Польше, Чехословакии и Вен$
грии [30; 34; 37]. Более десяти лет формирования рыночной экономики
были периодом удивительных поворотов, однако понять это несложно.
Образование приобрело высокую рыночную ценность, увеличилась цен$
ность продолжения обучения. В наибольшей степени от этого выиграла ин$
теллигенция, имеющая соответствующие финансовые запасы и большие
стремления. Зато в силу естественного положения вещей образование стало
труднодоступным для категорий с низшим культурным капиталом и мень$
шими финансовыми средствами.
Польша не была исключением. Неравенство в образовании возросло и в
России [16]. Эти процессы отмечены также в Эстонии, Литве, Латвии и Бе$
лоруссии в исследованиях, реализованных в рамках долгосрочного проекта
“Paths of Generations”. Нетипичным на фоне других стран было то, что влия$
ние социального происхождения на продолжение обучения в высших учеб$
ных заведениях в Белоруссии и в трех прибалтийских республиках было со$
поставимо с отбором по происхождению при переходе к среднему образова$
нию [33].
На протяжении нескольких лет, на рубеже столетий, мы отмечаем пово$
рот в другую сторону, и неравенство уменьшается. Означает ли это, что его
рост в 1990$х годах был только эксцессом, вызванным процессами, сопут$
ствующими смене строя. Нельзя исключить такую вероятность в свете уни$
версальных закономерностей, свидетельствующих об устойчивом характе$
ре отбора по происхождению на разных ступенях обучения. Осторожности
ради, я бы сказал, что это одна из возможных гипотез. Сила барьеров соци$
ального происхождения остается неизвестной, о чем свидетельствуют и ре$
зультаты нашего анализа.
Литература
1. Beskid L. (red.). Warunki �ycia i potrzeby spo�ecz�stwa polskego. — Warszawa, 1984.
2. Blau P., Duncan O.D. The American Occupational Structure. — N.Y., 1967.
Социология: теория, методы, маркетинг, 2005, 2 45
Отбор по социальному происхождению в среднюю школу и в высшие учебные заведения
3. Blossfeld H.�P. Changes in Educational Opportunities in the Federal Republic of
Germany: A Longitudinal Study of Cohorts Born between 1916 and 1965 // Y.Shavit,
H.P.Blossfeld (ed.). Persistent Inequality. Changing Educational Attainment in Thirteen
Countries. — Boulder, 1993. — P. 51–74.
4. Bourdieu P. Distinction: A Social Critique of the Judgement of Taste. — L., 1986.
5. Bowles S., Gintis H. Sociology in Capitalist America. — N.Y., 1976.
6. Cichomski B., Morawski P. Polski Generalny Sonda� Spo�eczny. Skumulowany kom$
puterowy zbi�r danych. — Warszawa, 1995.
7. Cobalti A., Schizzerotto A. Inequality of Educational Opportunity in Italy // Y.Shavit,
H.$P.Blossfeld (ed.). Persistent Inequality. Changing Educational Attainment in Thirteen
Countries. — Boulder, 1993. — P.155–176.
8. Collins R. Functional and Conflict Theories of Educational Stratification // American
Sociological Review. — 1971. — 36. — P.1002–1019.
9. De Graaf P.M., Ganzeboom H.B. Family Background and Educational Attainment in
Netherlands for the 1891–1960 Birth Cohorts // Y.Shavit, H.$P.Blossfeld (ed.). Persistent
Inequality. Changing Educational Attainment in Thirteen Countries. — Boulder, 1993. —
P. 75–100.
10. Doman�ski H. Dob�r i struktura pr�by // W.Adamski, K.Jasiewicz, A.Rychard. Raport
z badania Polacy’84. Dynamika konfliktu i konsensusu. — Warszawa, 1986. — S. 807–828.
11. Doman�ski H. Hierarchie i bariery spo�eczne w latach dziewi��dziesi tych. — Warsza$
wa, 1999.
12. Doman�ski H. Selekcja ze wzgl�du na pochodzenie spo�eczne do szko�y �rediej i na studia
wy�sze // Nauka i Szkolnictwo Wy�sze. — 2000. — 2/16. — S. 97–108.
13. Dronkers J. Educational Reforms in the Netherlands. Did it Change the Impacts of
Parental Occupation and Education // Sociology of Education. — 1993. — 66. — P. 262–277.
14. Featherman D.L, Frank L.J., Robert M.H. Opportunity and Change. — N.Y., 1978.
15. Garnier M.A., Rafflovitch L.E. The Evolution of Educational Opportunities in France
// Sociology of Education. — 1984. — 57. — P. 1–11.
16. Gerber T.P., Hout M. Educational Stratification in Russia During the Soviet Period //
American Journal of Sociology. — 1993. — 101. — P. 611–660.
17. Goldthorpe J.H. Class Analysis and Reorientation of Class Theory: the Case of Persist$
ing differentials in Educational Attainment // British Journal of Sociology. — 1996. — 47. —
P.481–505.
18. Halsey A.H. Towards Meritocracy? The Case of Britain // J.Karabel, A.H.Halsey
(ed.). Power and Ideology in Education. — N. Y., 1977. — P. 173–186.
19. Heath A., Mills C., Roberts J. Towards meritocracy? Recent evidence on an old problem
// C.Mills, A.Heath (ed.). Social Reform. — Oxford, 1992.
20. Heyns B., Biaіecki I. Educational Inequalities in Postwar Poland // Y.Shavit,
H.$P.Blossfeld (ed.). Persistent Inequality. Changing Educational Attainment in Thirteen
Countries. — Boulder, 1993. — P. 303–336.
21. Hout M., Raftery A., Bell W. Making the Great: Educational Stratification in the
United States, 1925$1989 // Y.Shavit, H.$P.Blossfeld (ed.). Persistent Inequality. Changing
Educational Attainment in Thirteen Countries. — Boulder, 1993. — P. 25–51.
22. Jaz�win�ska E. Przedsi�biorcy na innych grup spo�eczno$zawodowych. — Warszawa, 1997.
23. Jonsson J., Mills C. Social Mobility in the 1970s: a Study of Men and Wotem in England
and Sweden // European Sociological Review. — 1993. — 9/2. — P. 229–247.
24. Kerckhoff A., Trott J.M. Educational Attainment in Changing Educational System //
Y.Shavit, H.$P.Blossfeld (ed.). Persistent Inequality, Changing Educational Attainment in
Thirteen Countries. — Boulder, 1993. — P. 133–155.
25. Klecka W.R. Discriminat Analysis. — L., 1980.
26. Lenski G. Power and Privilege. — N. Y., 1966.
27. Mach B. Pokolenie historycznej nadziei i codziennego ryzyka. — Warszawa, 2003.
46 Социология: теория, методы, маркетинг, 2005, 2
Хенрик Доманьский
28. Mare R. Change and Stability in Educational Stratification // American Sociological
Review. — 1981. — 46. — P. 78–87.
29. Marshall G., Swift A., Roberts S. Against the Odds. Social class and Social Justice in
Industrial Societies. — Oxford, 1997.
30. Mateju P. Who Won and Who Lost in a Socialist Redistribution in Czechoslovakia?
// Y.Shavit, H.$P.Blossfeld (ed.). Persistent Inequality, Changing Educational Attainment in
Thirteen Countries. — Boulder, 1993. — P. 252–272.
31. Parsons T. Structure and Process in Modern Societies. — Illinois, 1960.
32. Raftery A.E., Hout M. Maximally Maintained Inequality: Expansion, Reform, and
Opportunity in Irish Education 1921–1975: Referat na konferencji ISA Research Committee
on Social Stratification, Madryt, 1990.
33. Saar E. Transitions to Tertiary Education in Belarus and the Baltic Countries //
European Sociological Review. — 1997. — 13. — P. 139–158.
34. Sawin�ski Z., Stasin�ska M. Przemiany w oddzia�ywaniu czynnik�w pochdzenia na dw�ch
progach selekcji mi�dyszkolnejh: Zeszyt 42 Zespo�u Bada� socjologicznych nad Problemami
O�wiaty. — Warszawa, 1986.
35. Shavitt Y., Kraus V. Educational Transitions in Israel: a Test of Industrialization and
Credentialist Hypothesis // Sociology of Education. — 1993. — 63. — P. 133–141.
36. Sl�omczyn�ski K.M. i in. Struktura spo�eczna: schemat teoretyczny i warsztat badawczy. —
Warszawa, 1989.
37. Szelenyi Sz., Aschaffenburg K. Inequalities in educational Opprtunaty in Hungary //
Y.Shavit, H.$P.Blossfeld (ed.). Persistent Inequality, Changing Educational Attainment in
Thirteen Countries. — Boulder, 1993. — P. 273–302.
38. Treiman D.J. Industrialization and Social Stratification // E.O.Laumann (ed.). Social
Stratification: Research and Theory for the 1970s. — Indianapolis, 1970. — P. 207–234.
39. Treiman D.J., Yamaguchi K. Trends in Educational Attainment in Japan // Y.Shavit,
H.$P.Blossfeld (ed.). Persistent Inequality, Changing Educational Attainment in Thirteen
Countries. — Boulder, 1993. — P. 229–251.
40. Vrooman J., Dronkers J. Changing Educational Attainment Process: Some Evidence
from the Netherlands // Sociology of Education. — 1986. — 59. — P. 69–78.
Перевод с польского Юлии Краснопольской, Светланы Иващенко
Социология: теория, методы, маркетинг, 2005, 2 47
Отбор по социальному происхождению в среднюю школу и в высшие учебные заведения
|