5.3. Intergenerasjonell utdanningsmobilitet og homogamitendensar i det norske maktfeltet.

5.3. Intergenerasjonell utdanningsmobilitet og homogamitendensar i det norske maktfeltet.

Utdanningspolitiske reformer har både resultert i ein sterk generell auke av utdanningsnivået i Noreg, samstundes som omfanget av total mobilitet (det at ein skifter posisjon frå ein generasjon til den neste) har vist ein aukande tendens. Trass i dette har analysar av intergenerasjonell utdanningsmobilitet i fire norske etterkrigskohortar (personar fødde i 1950, 1955, 1960 og 1965) avdekka klare tendensar til vedvarande reproduksjon av ulikskap gjennom utdanningssystemet (Hjellbrekke og Korsnes 2002). Reproduksjons-tendensane synest rett nok å vere noko svekka for dei med ein foreldrebakgrunn i dei lågaste utdanningsnivåa, men mønstra er likefullt eintydige. Slik vi har sett det i tabellane ovanfor, er reproduksjonen sterkast i toppen og på botnen av hierarkiet. Barrierane mot mobilitet er likeeins intakte, så vel oppover som nedover.

Ei direkte samanlikning mellom desse kohortane og det utvalet vi analyserer i denne rapporten er noko problematisk. For det første er variasjonsbreidda med omsyn til alder langt større i eliteutvalet enn i kohortane. For det andre, og som Trond Beldo Klausen har peika på (s. 55 i Gulbrandsen (red.)2002), gjer utvalskriteria for eliteutvalet at utdanningsnivået vert høgt. Mange av eliteposisjonane krev høgare utdanning tilsvarande doktorgradsnivå (7 år eller meir på universitet/høgskole), og forskjellane mellom resultata for utvalet og for den samla norske populasjonen vert derfor store. At omfanget av total utdanningsmobilitet er svært høgt – 95,1% mellom fedrar og barn, og 97,3% mellom mødrer og barn – er derfor ikkje uventa.

Samstundes skaper desse skeivfordelingane vanskar i analysen av ein mobilitetstabell. Medan storparten av respondentane anten har fullført 3-årig vidaregåande eller høgare utdanning, er tendensen til dels den motsette for foreldra deira. Sjølv om både andelen fedrar eller mødrer med høgare utdanning er klart høgare enn det ein vil finne for dei kohortane dei høyrer til, er andelen med forskarutdanning likefullt låg. I dei nedre offdiagonalcellene vil ein vanleg mobilitetstabell derfor få mange celler som anten er tomme, eller som har svært låge frekvensar[47]. Sjølv om det utvilsamt er ein samanheng mellom variablane i tabell 4 (sjå nedanfor), viser det seg vanskeleg å finne ein loglineær modell som er i stand til å gje ei tilfredsstillande skildring av dei. Kvasisymmetri-modellen er i så måte den einaste høvande, men av ovanfornemnte årsaker er vi usikre på kor robuste løysingar den gjev[48].

I tabell 4 har vi derfor slege saman dei to lågaste utdanningsnivåa (obligatorisk folkeskole/grunnskole og kortare yrkesfagleg vidaregåande utdanning) for eliterespondentane sin del, og dei to høgaste nivåa (hovudfag/embetseksamen eller tilsvarande og høgare utdanning av 7 års lengde eller meir) for fedrane deira. Dette er ingen uproblematisk strategi. For det første er tabell 4 ikkje ein ekte turnovertabell. For det andre har vi alt i førekant av analysen lagt inn føresetnader, ikkje berre om ein generell intergenerasjonell mobilitetstendens oppover, men òg om kva forskjellar mellom utdanningsnivåa i dei to generasjonane har å seie. Når vi likevel har valt denne løysinga, skuldast det at framgangsmåten gjev resultat som let seg tolke på meiningsfulle måtar. Ettersom fedrane gjennomgåande er den av foreldra som har den høgaste utdanninga, har vi også avgrensa framstillinga til berre å omhandle mobiliteten mellom fedrar og barn[49]. Dette gjev oss denne tabellen:

Tabell 4: Intergenerasjonell utdanningsmobilitet. Far si utdanning mot respondent si utdanning. Råfrekvensar. N=1701

Ved å følgje same analysestrategi som ovanfor, vert (kvasi-)uavhengigheits-[50], rekke[51]- og kolonnemodellen[52] i tur og orden avviste, medan kvasisymmetrimodellen ligg svært nær å verte akseptert[53]. Den einaste modellen som gjev ei statistisk tilfredsstillande skildring av samanhengane i tabellen, er den kvasisymmetriske log-additive modellen (av Goodman også kalla Modell 1). Samanliknar ein verdiane for parameterestimata, er forskjellane ein får mellom denne modellen og den kvasisymmetriske modellen marginale. Med atterhald for dei føresetnadene vi har lagt inn, samt at ein tek omsyn til den strukturelle mobiliteten som følgjer av at dei to marginalfordelingane er ulike, er det derfor ein nærliggande konklusjon at den intergenerasjonelle mobilitetsstrukturen har klare innslag av kvasisymmetri.

Trass i dette, vitnar resultata i tabell 5 om førekomsten av intergenerasjonelle barrierar mot utdanningsmobilitet i det norske maktfeltet. Gjeve forskyvingane frå rekke- til kolonnevariabelen, er det ikkje uventa at parameterverdiane gjennomgåande er lågare enn dei vi har funne i tabellane ovanfor. At enkelte offdiagonalceller som indikerer immobilitet (td. VG2-VG2) får høgare verdiar enn diagonalcellene som i røynda indikerer mobilitet (td. VG2-Univ1), er heller ikkje overraskande. Tendensane i tabellen er likevel klare:

Tabell 5: Intergenerasjonell utdanningsmobilitet. Far si utdanning mot respondent si utdanning. Parameterestimat, symmetrisk R+C-modell. N=1701

L²= 22.4 DF = 14 p=.07 BIC = -81.75 Diss. ind.=.0318

Rett nok er karakteren til den relative mobiliteten symmetrisk (mobilitet oppover og nedover rundt tabelldiagonalen utbalanserar kvarandre). Men i det norske maktfeltet finn ein likefullt ein intergenerasjonell mobilitetsbarriere mellom dei universitets-/høgskuleutdanningane som minimum fører fram til cand.mag.-graden eller avgangseksamen frå NHH (Univ2) og grunnskole/kortare vidaregåande utdanningar. Nok ein gong ser vi at reproduksjonen er sterkast i ytterkantane av kapitalhierarkiet, og svakast for mellomliggande posisjonar som VG2 og Univ 1. Og sjølv om mønsteret ikkje er 100% eintydig, ser vi også at styrkegraden på barrierane aukar proporsjonalt med distansen mellom kategoriane for utgangsposisjonen (fars utdanning) og eigen sluttposisjon (eiga utdanning).

Eit fråvere av liknande skiljeliner i ektefellar og sambuarar sine utdanningskombinasjonar kunne her ha utgjort ein modererande faktor. Men resultata frå analysen av homogamitendensane i eliteutvalet gjev ikkje støtte til ein slik hypotese. Slik vi såg det for foreldregenerasjonen, gjer dei sosiale distansane seg nok ein gong gjeldande. Sett på spissen: personane i maktfeltet tenderer ikkje berre å arve foreldra sin utdanningskapital, men også åtferda deira på ekteskaps- eller sambuarmarknaden. Barrierane og avstandane i maktfeltet vert slik snarare stadfesta enn svekka[54]:

Tabell 6: Homogamitendensar i maktfeltet. Eiga utdanning mot partner si utdanning. Parameterestimat. Asymmetrisk R+C-modell. N=1535

L2= 14.96 DF = 10 p=.13 BIC = -58.4 Diss. ind.=.0189

Nok ein gong finn vi høge positive verdiar langs tabelldiagonalen. Vidare finn vi eit skilje mellom dei høgaste universitets-/høgskoleutdanningane og dei obligatoriske/vidaregåande utdanningane, medan dei kortare og dei mellom-lange universitets-/høgskoleutdanningane stiller seg i ein middelposisjon. Tendensen til at dei absolutte negative verdiane for gjeven kombinasjon aukar proporsjonalt med avstanden mellom kategoriane, er også klar (om ikkje eintydig).

Samanliknar vi desse resultata med dei opposisjonane vi avdekka i analysen av kapitalstrukturane i maktfeltet, er mønsteret klart: I det norske maktfeltet er det både klare indikasjonar på barrierar mot lengre horisontale rørsler, og på relativ uavhengigheit mellom dei horisontale polane i feltet, då sosiale distansar mellom posisjonar i maktfeltet også kjem til syne i mobilitets- og homogamistrukturane. Funna støttar av den grunn også opp om ein av dei sentrale teoretiske føresetnadane vi presiserte innleiingsvis: dess større avstand det er mellom to posisjonar i eit felt eller eit rom, dess meir tid, ressursar og krefter vil det ta å flytte seg mellom dei.

Spørsmålet er så om dei same avstandane også finn eit uttrykk i form av ulike standpunkt i aktuelle politiske stridsspørsmål. Som nemnt ovanfor er det analyseapparatet vi gjer bruk av i denne rapporten tufta på ei generell førestelling om at måten ein posisjonerer seg på i det sosiale rommet har konsekvensar med omsyn til korleis ein oppfattar og stiller seg i høve til spørsmål som vedkjem så vel eigen posisjon som relasjonar til andre. Det inneber ikkje at vi ser på forholdet mellom ”posisjonstaking” og ”stillingstaking” som ein enkel, kausal relasjon. Ein av grunnane til dette er at ein korkje i analysen av posisjonane eller i analysen av aktørane sine standpunkt i bestemte saker kan sjå bort frå alle dei andre posisjonane og sakene som aktørane tek stilling til. Dei analyseverktøya vi tar i bruk er såleis primært verktøy som skal hjelpe oss i tolkingane av desse komplekse samanhengane, og - ikkje minst – unngå freistinga til å redusere desse samanhengane til enkle, kausalmekaniske relasjonar. Kriteriet på kor vellukka analysen er, er derfor ikkje primært kor sterke statistiske samanhengar ein kan finne i den tekniske analysen av eit lukka system av variablar, men om den gjev større innsikt i og forståing av samanhengane, og dei sosiale mekanismane som skaper dei[55]. Første steget i analysen er likevel å avdekke samanhengar og finne fram til dei modellane som best representerer desse. Desse samanhengane må tolkast i lys av det dialektiske samspelet mellom feltstrukturar på den eine sida, og mellom det ein kan kalle primære og sekundære strukturar i habitus på den andre sida.

Det neste steget i denne rapporten er nettopp å avdekke samanhengar mellom ”posisjonstaking” og ”stillingstaking”. Som vi har vist i analysane ovanfor, finn vi ein opposisjon mellom høge og låge volum arva kulturell kapital langs akse 1, og mellom økonomisk kapital og utdanningskapital langs akse 2. Akse 2 skil i tillegg mellom posisjonar i offentleg og i privat sektor.

Striden om Staten og om kvar grensene for Staten skal gå, er òg ein av dei feltkonstituerande stridane i maktfeltet. Sett på spissen: Striden om makta over Staten er samstundes ein strid om ein metakapital som gjev makt over andre kapitaltypar i maktfeltet. For det første er dette del av ein strid om dei ulike felta sine posisjonar i det felthierarkiet som til saman utgjer maktfeltet. For det andre, og i forlenginga av dette, er det ein strid om dei ulike felta sin relative autonomi; i kva grad skal t.d. logikken i det politiske feltet underkastast logikken i det økonomiske feltet, eller vice versa? Og for det tredje er det ein strid om verdfulle former for og produksjonen av symbolsk kapital, då dette også omhandlar retten til å framstille ”offisielle” synsmåtar og statleg understøtta persepsjonskategoriar[56] (som t.d. nemninga ”Kvalitetsreforma”). I den avsluttande drøftinga vil vi derfor avgrense analysen til å omhandle samanhengar mellom feltposisjonar og politisk stillingstaking.

Desse samanhengane må ikkje berre analyserast med utgangspunkt i kva felt og posisjonar i felt, og kva slags opposisjonar mellom og innom felt aktørane plasserer seg i, men òg i høve til aktørane sine sosiale bakgrunnar og sosiale baner i og mellom felt. Spesielt interessant er det å sjå om det er i verksemd ein sosial mekanisme i samspelet mellom primære strukturar i habitus (prega av erfaringar knytt til oppvekstfamilie og volum og samansetjing av ulike kapitaltypar i oppvekstfamilien), og sekundære strukturar i habitus (prega av feltspesifikke erfaringar og kapitalstrukturar) i denne samanhengen.

[47]Av i alt 49 tabellceller, er det 9 som anten får verdien 1 eller 0 dersom ein nyttar identisk koding for fars utdanning og eiga utdanning. Alle desse er plasserte under tabelldiagonalen. []

48Rett nok resulterer denne modellen berre i ein standardisert residual (kombinasjonen Far dr.grad/Barn Univ. 2) som ligg utanfor terskelverdien på +/-1.96. Men det er uvanleg at verdien for Cressie-Read-målet ligg utanfor intervallet etablert av verdiane for L² og kjikvadratet.[]

49Ein analyse av mobiliteten mellom mødrer og barn gjev likearta, men ikkje identiske resultat. []

50L² = 109.38, df = 19, p.<.000[]

51L² = 32.45, df = 14, p.<.000[]

52L² = 42.34, df = 14, p. <.000[]

53L² = 18.42, df = 10, p. =.0482[]

54For ikkje å trøytte lesaren med ytterlegare ein tabell og nok ei rekkje av statistiske testar, gjev vi her berre att tabellen med dei loglineære parameterestimata. Sjølv om både den symmetriske og den asymmetriske logmultiplikative modellen vert aksepterte, er den asymmetriske R+C-modellen den som best gjev uttrykk for samanhengen mellom rekke- og kolonnevariabelen. Samstundes som ingen standardiserte residualar ligg utanfor terskelverdien på +/-1.96, gjev modellen høgare absolutte verdiar for BIC enn modellar av same kompleksitet. Forbetringa frå enklare modellar er også statistisk signifikant.[]

55Sosiale mekanismar til dømes av den typen som vi ovanfor har omtalt som ”eksklusjons-” og ”seleksjonsmekanismar” – mekanismar som er verknadsfulle, men som ikkje må reduserast til mekanisk-kausale samanhengar.[]

56Sjå Bourdieu 1991. I Hjellbrekke og Osland 2000 er desse problemstillingane drøfta i høve til studiar av det norske politiske feltet.