Методологія і методика побудови стратифікованих класифікацій (стр. 3 )

Соціальні ознаки обумовлюють формування індивідуальних культурних ресурсів, зокрема в їхньому інкорпорованому стані. Винятковість соціальних ознак полягає в їхній здатності посилювати або послаблювати дію інших ознак, адже наявність соціальних зв’язків означає можливість мобілізувати не лише власні ресурси, але й ресурси інших членів мережі. Такі ознаки здатні нівелювати значення особистих та інших характеристик, оскільки члени спорідненої групи визнаються як такі, що займають рівну соціальну позицію. Важливо, що сила впливу соціальних ознак визначає міру закритості суспільства.

Використання особистісних ознак в дослідженнях соціальної нерівності чи не найпопулярніше серед дослідників, проте їм ніколи не надають ключової ролі для визначення позиції індивіда в соціальній ієрархії. Своєрідність ознак полягає в непрямому впливі на інші характеристики, для прикладу, здібності та талант впливають на рівень кваліфікації та професію, вони пов’язані з дефіцитністю, важливістю та складністю контролю, які в свою чергу визначають рівень винагороди та обсяг повноважень.

Методики вимірювання соціальної стратифікації, що належать до функціональної та конфліктної парадигми, визначають позицію індивіда в соціальній ієрархії через визначення його позиції в системі розподілу праці, використовуючи для цього економічні ознаки. Втім, проаналізувавши теоретичні положення K. Marx, M. Weber, E. Durkheim, R. Dahrendorf, T. Parsons, K. Davis, W. E. Moore, P. Bourdieu, W. Atkinson, M. Savage, A. Warde, F. Devine, E. Wright, J. Goldthorpe, D. Treiman і розглянувши багатогранність проявів нерівності та складність переплетіння різноманітних груп ознак, стає цілком очевидним, що вивчення соціальної стратифікації відповідно до одних лише економічних ознак недоцільне. Ймовірно для визначення позиції індивіда в багатовимірному соціальному просторі, необхідно спиратися на альтернативну перспективу, запропоновану P. Bourdieu, використовуючи комбінацію різних груп ознак і оцінюючи силу зв’язків між ними.

У другому розділі «Методики побудови стратифікованих класифікацій» на основі аналізу наявних методик вимірювання соціальної стратифікації визначено комбінацію та послідовність оптимальних прийомів та методів для побудови стратифікованої класифікації.

Серед методик, як загальноприйнятих в зарубіжній практиці, так і нещодавно запропонованих вітчизняними і зарубіжними вченими, дослідницький інтерес представляли ті, що, по-перше, розділяють сукупність об’єктів на до певної міри однорідні групи на основі об’єктивних ознак, по-друге, впорядковують ці групи в ієрархічному порядку, припускаючи існування безперервного континууму позицій індивідів в соціальній ієрархії, по-третє, упорядковують позиції на основі узагальнюючої ознаки, що була розрахована за допомогою статистичних процедур.

Так були розглянуті: соціально-економічні індекси, шкали престижу професій, шкали соціального статусу, індекс соціального статусу А. Hollingshead, модель соціально-стратифікаційної позиції M. Kohn, класифікація О. Шкаратана, концепція «позиції & диспозиції & практики» Н. Коваліско, модель соціального класу М. Savage.

На основі аналізу наявних методик визначено, що корисними для відбору ознак, на базі яких будується класифікація, є методи регресійного аналізу, ентропійного аналізу та КФА, що придатні тестувати значимість ознак, їхню властивість стратифікувати, застосовані А. Hollingshead, О. Шкаратаном і M. Kohn.

Для обчислення узагальнюючої ознаки, на підставі якої здійснюється розподіл об’єктів сукупності на до певної міри однорідні групи можливе використання різних методів, від простих, як-от обчислення середнього значення, до більш складних, таких як метод моделювання структурними рівняннями. Прості методи не відображають багатовимірність природи соціальної стратифікації, так само як складну систему взаємозв’язків між ознаками, що обумовлюють нерівний доступ до цінних благ. На це здатні лише більш витончені методи: метод шляхового аналізу, застосований D. Treiman, H. Ganzeboom і P. De Graaf для обчислення ISEI чи метод КФА, який застосовував M. Kohn для визначення соціально-стратифікаційної позиції. І той, і інший належать до групи методів моделювання структурними рівняннями, області статистичних методів, що наразі стрімко вдосконалюється.

Одним із прийомів для визначення груп індивідів з до певної міри подібними позиціями може бути групування значень узагальнюючої ознаки в інтервали. Ним користувалися розробники шкал престижу професій, соціально-економічних індексів і А. Hollingshead при обчисленні індексу соціального статусу. Альтернативою обчисленню і групуванню значень узагальнюючої ознаки можуть бути наступні методи: О. Шкаратан використовував логічний метод, перебираючи всі можливі комбінації обраних стратифікуючих ознак, Н. Коваліско віддавала перевагу методу кластерного аналізу, тоді як М. Savage – методу латентного класового аналізу.

У третьому розділі «Побудова стратифікованих класифікацій» перевірялася гіпотеза щодо доцільності використання комбінації різних груп ознак для вимірювання соціальної стратифікації, окрема увага приділялася значущості культурних ознак для визначення позиції індивіда в соціальній ієрархії, конструювалася стратифікована класифікація, що відображає ієрархічний порядок позицій індивідів, усталений в українському суспільстві.

Хід роботи здійснювався у декілька етапів: перш за все, визначалася значущість ознак на основі оцінок респондентів щодо різних проявів нерівності; надалі, досліджувався зв’язок культурних ознак з іншими ознаками, що обумовлюють доступ до цінних благ, аналіз культурної стратифікації українського суспільства, побудова класифікації стилів культурного споживання; насамкінець, конструювалася модель, у якій соціальна позиція вимірюється з використанням комбінації різних груп ознак, її емпіричне підтвердження, побудова стратифікованої класифікації.

Отримані дані підтверджують гіпотезу щодо значущості інших ознак, аніж економічних, для створення і відтворення нерівного доступу. Відповідно до результатів, на загальне сприйняття українців глибини нерівності в більшій мірі впливає нерівність щодо соціальних і особистісних ознак, в меншій – нерівність щодо економічних ознак, зокрема фактор важливості соціального капіталу для досягнення успіху становить 10,8% загальної дисперсії, важливості особистісних ознак для досягнення успіху – 7,6%, доступу до вищої освіти, зумовлений рівнем школи, рівнем доходу сім’ї та рівнем корумпованості – 5,7%, в той час як фактор нерівності доходів – 5,6%, нерівності оподаткування – 4,3 %, нерівності оплати праці – 3,8%.

Результати підтверджують вагомість культурних ознак для визначення позиції індивіда, зокрема «omnivore – univore» гіпотезу, згідно з якою стиль «omnivore», що передбачає споживання як високої, так і популярної культури характерний для індивідів з вищою позицією в соціальній ієрархії, ніж у індивідів, яким притаманний стиль «univore», що передбачає споживання тільки популярної культури. Виявлено помірний позитивний зв’язок між преференціями в культурі й компетентністю (об’єднує: рівень освіти, його відповідність виконуваній роботі, рівень кваліфікації, використання сучасних технологій), престижем професії, розміром майна (наявність квартири, авто тощо) і матеріальним становищем сім’ї.

Класифікація стилів культурного споживання складається з семи стилів, загальна чисельність носіїв стилів «сучасна» та «традиційна популярна культура» є найбільшою, а саме 35% населення великих міст віком 25–55 років. Наступною за розміром є група «невибагливий смак» – 26%. Стиль «всеїдність» становить 16%. Розмір категорій «сучасний витончений смак» та «традиційний витончений смак» значимо не відрізняються і охоплюють 8% і 5% відповідно. Городяни, які не приймають участь в культурному житті, становлять 10% жителів міст.

Вимірювальна модель відтворює структуру зв’язків між ознаками, що обумовлюють доступ до цінних благ. Соціальна позиція вимірюється за допомогою комбінації економічних ознак, владних ознак і ознак визнання, які в свою чергу виміряні за допомогою десяти індикаторів. Виходячи зі стандартизованих значень факторних навантажень, соціальна позиція респондента в застосованих координатах найбільшою мірою зумовлена рівнем статку, далі рівнем повноважень, потім рівнем визнання. Збільшення значення латентного фактора «соціальна позиція» на одну одиницю вимірювання пов’язане зі зростанням значень змінної «статок» на 0,82, змінної «повноваження» – на 0,71 і змінної «визнання» – на 0,65.

Класифікація складається з чотирьох груп: «успішні» – жителі міста з повною вищою освітою, із рівнем престижу професії вищим за середній, керівники, зайняті в державному секторі економіки, які віддають перевагу практикам високої культури; «благополучні» – керівники або наймані працівники з середньою професійною освітою, зайняті у промисловості й у приватному секторі економіки; «відносно адаптовані» – кваліфіковані робітники з середньою спеціальною або повною середньою освітою, зайняті у промисловості, у приватному секторі економіки, які віддають перевагу практикам популярної культури; «неблагополучні» – безробітні або наймані працівники без можливості впливати на організацію своєї роботи, різнороби, підсобні працівники із загальною середньою освітою, які часто не мають преференцій у культурі.

На достовірність отриманих результатів вказує, по-перше, емпіричне підтвердження вимірювальної моделі, критерії узгодженості свідчать про відповідність моделі до вихідних даних (CMIN/DF < 2, RMR < 0,05, GFI, AGFI→1, TLI, CFI > 0,95, RMSEA < 0,06), по-друге, оцінювані параметри моделі статистично значимі, задані індикатори істотно корелюють із передбачуваними факторами (значення варіюють від 1,20 до 0,46), по-третє, різноманітні методи оцінювання моделі (ML, Bayesian estimation, WLSMV) демонструють однакові результати. Також отримано свідчення на користь конструктної валідності вимірювальної моделі, результати збігаються з теоретичними очікуваннями, зокрема 1) дбаючи про власні інтереси, індивіди використовують особисті ресурси (у нашому випадку: повноваження, статок, визнання), що призводить до нерівності доступу до цінних благ (значення коефіцієнта кореляції між показником соціальної позиції і індексом соціального самопочуття дорівнює -0,26); 2) капітали конвертуються між собою, тому існує тісний позитивний зв’язок між виміряними латентними змінними «повноваження», «статок», «визнання» (значення коефіцієнта кореляції між «статком» і «повноваженнями» дорівнює 0,70, між «статком» і «визнанням» – 0,65, між «повноваженнями» і «визнанням» – 0,56,); 3) показник соціальної позиції корелює з іншими показниками, зокрема з індексом ситуативної тривожності, так само як корелює з ним загальноприйнятий інструмент вимірювання – ЕGP-схема (зв’язок є статистично значимим і має той самий напрям).