S D AInfo. Obsah. Ro ník VII. Základní principy. víceúrov ových model 1. Základní principy. víceúrov ových model

SDA Info

2 Ro!ník VII. Listopad 2005

Informa!ní bulletin Sociologického datového archivu

Základní principy víceúrov!ových model"1 Dana Hamplová Sociologický ústav AV !R

ZDARMA

Obsah Základní principy víceúrov!ových model" Dana Hamplová

!lánek podává základní informaci o statistických metodách víceúrov"ového modelování. Od 80. let se prudce rozvíjejí statistické metody ozna!ované jako víceúrov"ové modelování (multilevel modeling), víceúrov"ové lineární modely (multilevel linear models), hierarchické lineární modely (hierarchical linear models), kontextové modely (contextual models), regresní modely s náhodnými koeÞcienty (random-effects regression models), modely se smíšenými efekty (mixed-effect models) !i bayesovské lineární modely (Bayesian linear models). I když se nejedná o zcela totožné statistické postupy, jejich principy jsou podobné. Všechny tyto metody berou v úvahu hierarchickou podobu dat, tj. že !lov#k je sou!ástí ur!itých skupin, které pat$í do v#tšího celku, a že jednání !lov#ka odráží jak jeho individuální charakteristiky, tak vliv skupiny. Klasickým p$íkladem této hierarchie je žák, který pat$í do ur!ité t$ídy, jež je sou!ástí ur!ité školy, která p$ísluší k v#tšímu celku (nap$. regionu nebo národnímu školskému systému). Nejmenší jednotkou dat však nemusí být jen jedinec, ale nap$. soubor všech zam#stnání jednoho !lov#ka. V praxi se hierarchická struktura dat odráží v tom, že datové soubory obsahují prom#nné, které popisují charakteristiky jednotlivce, a prom#nné, které se vztahují ke skupin#, do níž tito lidé pat$í, a jednání !lov#ka vysv#tluje pomocí obou typ& t#chto prom#nných. Nap$. p$i analýzách školního prosp#chu máme informaci o pohlaví žáka, vzd#lání jeho rodi!& (individuální údaje), praxi u!itele !i zam#$ení t$ídy na matematiku (skupinové charakteristiky) a informace o typu školy, nap$. státní versus soukromá (charakteristiky skupiny vyšší úrovn#). Podobn# bývají uspo$ádány i datové soubory, ve kterých minimální jednotkou není jedinec, ale jeho zkušenosti. V první úrovni p$inášejí údaj o konkrétních statusech (nap$. o typu práce, postavení, po!tu pod$ízených, sociální t$íd#, délce trvání) a ve druhé úrovni poskytují informace o !lov#ku, který tento status zaujímal (nap$. vzd#lání !i rodinný p&vod). Speciálním p$ípadem jsou data z longitudinálních studií, ve kterých jedinec p$edstavuje vyšší úrove% a jednotlivé vlny sb#ru dat nižší úrove%, !i meta-analýza. Bryk a Randenbush [1992] upozor%ují, že existují t$i zp&soby, jak s hierarchizovanými daty pracovat. Zaprvé, m&žeme tak charakteristiky skupiny p$ipsat jedinci a odhadnout lineární regresi, ve které vysv#tlující prom#nné zahrnují jak individuální charakteristiky (nap$. pohlaví žáka a vzd#lání jeho rodi!&), tak skupinové údaje (nap$. praxi u!itele v dané t$íd# nebo typ školy). Toto $ešení je sice b#žné, problém ale je, že !lenové r&zných skupin se v ur!itých charakteristikách podobají a pozorování nejsou nezávislá (nap$. všichni žáci v jedné t$íd# mají u!itele se shodnou délkou praxe). Lineární regrese je p$itom založena na p$edpokladu, že pozorování nezávislá jsou. Druhou možností, jíž lze hierarchickou strukturu dat $ešit, je agregace dat, p$i které se ignorují rozdíly v rámci skupiny a charakteristiky „pr&m#rného“ p$edstavitele skupiny se p$ipíšou všem jejím !len&m. Nevýhodou agregace ovšem je, že výsledné vztahy vypadají mnohem siln#jší, než ve skute!nosti jsou. T$etí

Sociální koheze. Teorie, empirické p#ístupy, projekty a používaná data Ivo Bayer, Markéta Sedlá!ková a Ji$í Šafr

Plodnost z hlediska legitimity v regionálním pohledu Petra Šalamounová a Gabriela Šamanová

Rozd$lení domácí práce a hodnocení jeho spravedlnosti ve vybraných evropských zemích Jana Chaloupková

The European Social Survey (ESS): o projektu a dostupnosti dat Klára Plecitá-Vlachová a František Kalvas

Archiv kvalitativních dat MEDARD v Sociologickém ústavu Tomáš "ížek

možností, jak lze pracovat s hierarchizovanými daty, je víceúrov%ové modelování, které zohled%uje skute!nost, že p$íslušníci jedné skupiny jsou si podobn#jší než lidé, kte$í do skupiny nepat$í.

Víceúrov!ové modelování a lineární regrese: rozdíly a podobnosti Principy víceúrov%ového modelování lze nejlépe vysv#tlit na rozdílu oproti klasické lineární regresi. V lineární regresi se odhaduje konstanta a regresní koeÞcient, který vyjad$uje, jak vysv#tlující prom#nná ovliv%uje úrove% analyzovaného jevu.2 P$edpokládá se p$itom, že analyzovaný datový soubor je vícemén# homogenní a že se jeho jednotlivé podskupiny výrazn# neliší ani ve velikosti konstanty, ani v síle vlivu vysv#tlující prom#nné (konkrétn# ve velikosti regresního koeÞcientu). Ve víceúrov%ovém modelování se naopak o!ekává, že se konstanta a regresní koeÞcient v r&zných podskupinách datového sou-

SDA Info vydává Sociologický ústav AV "R s podporou Ministerstva školství, mládeže a t#lovýchovy v rámci programu Informa!ní infrastruktura výzkumu (reg. !. projektu 1N04192). Sociologický datový archiv (SDA) Sociologického ústavu AV "R uchovává a zp$ístup%uje elektronické datové soubory z projekt& sociálního výzkumu pro ú!ely jejich sekundární analýzy a poskytuje technickou podporu pro speciální výzkumné projekty. http://archiv.soc.cas.cz

SDA Info

2 / 2005

boru liší, což se vyjad$uje jejich ozna!ením jako tzv. „náhodné koeÞcienty“3 (random coefÞcients). Cílem víceúrov%ového modelování je tuto „náhodnost“ vysv#tlit pomocí skupinových charakteristik. Op#t m&žeme použít p$íklad žáka a t$ídy. M&že nás mimo jiné zajímat, zda školní prosp#ch dít#te souvisí s jeho pohlavím a zda jsou rozdíly mezi chlapci a d#v!aty stejné ve všech t$ídách. Pokud rozdíly stejné nejsou, tj. konstanta nebo koeÞcient pro pohlaví (!i obojí) jsou tzv. náhodné, zjiš'ujeme, zda velikost rozdílu mezi pohlavími souvisí s praxí u!itele, který má t$ídu na starosti (lze se nap$íklad domnívat, že rozdíly budou zvláš' velké u nezkušených u!itel&). Jak si „vysv#tlení náhodnosti pomocí skupinových charakteristik“ p$edstavit v praxi? Soubor regresních koeÞcient& a konstant získaných za jednotlivé skupiny má ur!itý pr&m#r a ur!itou varianci a víceúrov%ový model se snaží vysv#tlit práv# tuto varianci. Technicky se to $eší odhadem regresních rovnic na dvou úrovních. Rovnice na nižší úrovni se podobají klasické regresi a odhaduje se v nich hodnota závislé prom#nné u I-tého jedince v J-té skupin# jako Yij = (0j + (1jX1j + eij, kdeYij je odhadovaná hodnota závislé prom#nné, (0j konstanta ve skupin# J, (1j vliv prom#nné X1 ve skupin# J a eij náhodná chyba. Výsledkem regresních rovnic ve druhé úrovni však není hodnota závislé prom#nné, ale koeÞcient a konstanta pro rovnici první úrovn#, které se odhadují jako (0j = )00 + )01Zj + u0j, (1j = )10 + )11Zj + u1j, kde (0j a (1j jsou konstanta a koeÞcient pro regresní rovnici první úrovn#, )01 a )11 vliv skupinové charakteristiky Z na konstantu a koeÞcient první úrovn# a u0j a u1j náhodné chyby. Konstanta i regresní koeÞcient na vyšší úrovni jsou stejné pro všechny skupiny, ozna!ují se proto jako tzv. „Þxní koeÞcienty“ (Þxed coefÞcients). Pokud se odhadne víceúrov%ový model jen s konstantou (tj. bez jakýchkoliv vysv#tlujících prom#nných), m&žeme z jeho odhadu vypo!ítat tzv. vnitroskupinovou korelaci (intraclass correlation), která vyjad$uje, jak velkou !ást variance lze vysv#tlit na skupinové úrovni. P$i odhadování víceúrov%ového modelu samoz$ejm# není nutné, aby se se všemi koeÞcienty na nižší úrovni pracovalo jako s náhodnými, a pokud se vliv prom#nné v jednotlivých skupinách neliší, je vhodné použít Þxní koeÞcient. Podle toho, které koeÞcienty jsou náhodné a které Þxní, lze rozlišovat celou $adu typ& víceúrov%ových model&. Bryk a Randenbush [1992, 2002] nap$íklad hovo$í o modelech s náhodnými konstantami, ale Þxními koeÞcienty prom#nných, modelech s náhodnými konstantami i koeÞcienty !i modelech s nenáhodn# variujícími koeÞcienty. ML modely vyžadují relativn# vysoký po!et skupin (v ideálním p$ípad# 100 a více). Podle Hoxe [2002] však simulované odhady ukazují, že víceúrov%ové modely lze odhadovat i s nižším po!tem skupin (mén# než 10), je ale nutné po!ítat s tím, že odhad podhodnocuje standardní chybu. Doporu!uje proto, aby se za statistickou významnost nepovažovala hladina alfa = 0,05, ale vyšší !íslo (nap$. 0,09 u 20-30 skupin a 0,06 u 100 skupin).

Sociální koheze. Teorie a empirické p#ístupy, projekty a používaná data1 Ivo Bayer, Markéta Sedlá!ková, Ji$í Šafr Sociologický ústav AV !R !lánek nabízí vstupní pohled do problematiky zkoumání sociální koheze na lokální a makrospole#enské úrovni. P$edstavena je teoretická diskuse pojmu a r%zné typy indikátor%, $ada výzkumných projekt% a typ% analyzovaných dat. K pojmu koheze Sociální kohezi !i soudržnosti2 v#nují v sou!asnosti pozornost sociální v#dy i praktická politika. Tato tematika se objevuje v posledních patnácti letech jako jeden z centrálních cíl& evropských zemí jak na

Software Technický výpo!et koeÞcient& ve víceúrov%ových modelech je pom#rn# složitý a vyžaduje trp#livost a specializované statistické programy. Odhad i jednoduchého modelu se m&že pohybovat v $ádech n#kolika dn&. P$i výb#ru softwaru je t$eba vzít v úvahu, jaký typ statistické procedury p$i odhadech používáme [více viz Hox 2002]. Mezi nej!ast#ji používané programy pat$í HLM (Hierarchical Linear and Nonlinear Modeling), který Kreft a Leeuw [1998], nazývají „oÞciálním softwarem“ víceúrov%ového modelování, GLLAMM (Generalized linear latent and mixed models), jenž pracuje v prost$edí statistického programu Stata, nebo Mlwin. Možnost odhadovat základní víceúrov%ové modely je i v nov#jších verzích SPSS. GLLAMM lze v podob# ado-Þlu pro Stata zdarma stáhnout ze stránek http://www.gllamm.org/, jeho spušt#ní však vyžaduje, aby m#l uživatel Statu Verze 9. Zkrácenou studentskou verzi HLM lze získat zdarma z adresy http://www.assess.com/Software/HLM.htm. Ukázkové syntaxe pro HLM, MLwiN, SAS a GLLAMM a data k p$íklad&m Joopa Hoxe [2002] jsou k dispozici na internetové adrese http://www.ats.ucla.edu/stat/examples/ma_hox/default.htm.

Záv"r Tento text si nekladl za cíl podrobn#ji popsat procedury víceúrov%ového modelování, ale p$iblížit !tená$i jeho základní pojmy a principy, a umožnit tak lepší porozum#ní text&m, které s víceúrov%ovou analýzou pracují. Zájemc&m o bližší porozum#ní této metod# je v sou!asnosti k dispozici celá $ada u!ebních text& i s konkrétními ukázkami. Na záv#r je t$eba ješt# dodat, že víceúrov%ové modelování lze využít i pro analýzy t$í a více úrovní. Tyto modely jsou však velmi náro!né na odhady, protože koeÞcienty vysv#tlujících prom#nných na první úrovni mohou nabývat podobu náhodných koeÞcient& na obou vyšších rovinách, regresní koeÞcienty z druhé úrovn# mohou nabývat podoby náhodných koeÞcient& na t$etí úrovni a navíc regresní koeÞcienty pro interakce mezi úrovní jedna a dv# mohou být náhodné ve t$etí rovin#. T$í- a víceúrov%ové modely se proto používají spíše z$ídka a ne všechny softwary specializované na víceúrov%ovou analýzu je um#jí odhadnout. Nap$. podprogram Staty Gllamm odhaduje jen dvouúrov%ové modely, HLM umí odhadovat modely s maximáln# t$emi úrovn#mi.

Poznámky 1 Tento !lánek vznikl v rámci projektu Sociální a ekonomické charakteristiky mimomanželské plodnosti podporovaného grantem GA AV "R 1QS 700280552. 2 Podobné principy platí i p$i modelování dichotomické prom#nné, kde však dochází k nelineární (nap$. logitové) transformaci. 3 Tato terminologie m&že být matoucí, protože i konstanta se nazývá „náhodným koeÞcientem“.

Citovaná a doporu#ená literatura Bryk, A.S., S.W. Randenbush 1992 (2002). Hierarchical Linear Models. London: Sage. Hox, J. 2002. Multilevel Analysis. Mahwan: Lawrence Erlbaum Associates. Kreft, I., J. de Leeuw 1998. Introducing Multilevel Modeling. London: Sage.

lokální, !i národní, tak i na nadnárodní úrovni. Koheze p$edstavuje nejd&ležit#jší podmínku stability politického systému, bezpe!nosti a zdroj ekonomické výkonnosti. Ukazuje se, že nedostatek sociální soudržnosti, indikovaný jako slabé sociální vazby a nízká solidarita v komunitách, m&že vést ke zvýšenému tlaku na výdaje z ve$ejných rozpo!t&. Mluví se též o nové krizi sociální koheze [Forrest a Kearns 2001], která je zp&sobena zastavením r&stu st$ední t$ídy a s ní spjatého životního stylu, rostoucími nerovnostmi a z nich plynoucí sociální fragmentací a úpadkem sdílených morálních hodnot. Studium koheze souvisí také s p$íbuznými pojmy, jako je solidarita, udržování sociálního $ádu, kolektivní identita, sociální konsensus, inkluze/exkluze, sociální kapitál, které jsou n#kdy chápány p$ímo jako její synonyma. Kohezivní spole!nost !i skupinu lze deÞnovat také pomocí negativních fenomén&. Jako protiklad soudržn# p&sobících jev& bývá nej!ast#ji zmi%ována anomie (absence norem), sociální rozpad a diferenciace [Beck 2001], slabé sociální vazby !i nízká úrove% sociální solidarity [Berger-Schmitt 2002]. V moderní sociologii

-2-

SDA Info

2 / 2005

m#sta (mezioborové tzv. urban studies) jsou používány koncepty jako sociální dezorganizace, sociální dislokace a sociální dezintegrace [HirschÞeld, Bowers 1997]. Jak upozor%ují Kearns a Forrest [2000], p$i výzkumu a implementaci politik podporujících soudržnost je zapot$ebí odlišovat prostorové úrovn#, v nichž koheze vzniká: národ – mezi m#sty, m#sto – m#stský region a sousedství. Toto prostorové rozlišení je d&ležité, nebo' koheze na jedné úrovni nemusí p$ispívat ke kohezi vyššího celku. Proto o sociální kohezi nelze jednozna!n# hovo$it jako o pozitivním sociálním fenoménu bez uvedení daného kontextu.

Sociální koheze v teoretickém diskurzu Pro empirické výzkumy není teoretická diskuse v žádném p$ípad# podružná. Naopak, podle daného p$ístupu nebo diskurzu se volí jak p$edm#t výzkumu, tak i výzkumné techniky. V teorii nalezneme problematiku koheze zhruba v rámci t$í r&zných diskurs&: teorie moderny a modernizace, teorie ob!anské spole!nosti a ob!anství a teorie sociálního státu. Teorie moderny a modernizace Koncepce v rámci teorie moderny souvisí p&vodn# s klasickým rozlišováním p$edmoderní a moderní spole!nosti. V konkrétní podob# lze rozlišit normy a rutiny, které vycházejí z pevných tradi!ních forem komunikace ve spole!enství, jako rodinné, lokální, náboženské aj. kontakty, od takových norem, které vyr&stají na p&d# širší spole!nosti. Tyto druhé nebo také „nové“ normy vznikají v difúzním prostoru spontánn# rozvíjených forem spolupráce, které jsou schopné p$ekonat statusové, zájmové i jiné bariéry. Claus Offe [1999] mluví o civiliza!n# spole!enských formách soudržnosti, které vytvá$ejí sociální vazby i p$es vžité tradice a normy a nikoliv v nich. Charakterizuje je relativní nezávislost na konkrétním statusu a primordiálním zakotvení, nízká míra exkluzivity a nepot$ebnost speciálních p$edpoklad& pro spolupráci. Do této kategorie lze za$adit také pojetí odvozující sociální soudržnost ze široce pojatého sociálního konsensu v kontextu sociální diferenciace, navíc v souvislosti s procesy modernizace [Machonin a kol. 2004]. Teorie ob#anské spole#nosti a ob#anství Ob!anská spole!nost je ve$ejný prostor mezi státní a soukromou sférou, vypln#ný množstvím autonomních organizací a iniciativ. P$edm#tem zkoumání jsou kolektivní normy, které nejsou chápány jako právní normy, ale jako normy civic society, které podstatným zp&sobem sociální soudržnost zajiš'ují. Tento p$ístup navazuje na komunitaristickou diskusi, zd&raz%ující, že ob!anská spole!nost se vytvá$í p$edevším „zdola“ a požadavek demokratických práv je tedy nutn# spojen s p$evzetím zodpov#dnosti jednotlivými ob!any. Sociální soudržnost v tomto smyslu lze deÞnovat v závislosti na smyslu ob!an& pro v#ci ve$ejné a na jejich ochot# se prakticky angažovat, a to i v politických otázkách. Celý diskurs navazuje na teorii komplementárnosti ob!anské spole!nosti v&!i systém&m politické moci a ekonomického sv#ta. O ob!anské spole!nosti pojednává jako o t$etí sfé$e, která ob# ostatní sféry nezbytn# dopl%uje. V centru pozornosti je sociální soudržnost a její komponenty nikoliv samostatn#, ale práv# ve vztahu k ostatním dv#ma sférám. Vztah k politické participaci rozebírá asi nejd&kladn#ji van Deth [1997, 2000]. Zde souvisí zkoumání sociální soudržnosti, zvlášt# pak jejích aktivizujících !lánk&, všeobecn# s výzkumy politické participace a zájmu o politiku, nap$. se zkoumáním spolkového života a jeho vlivu na politickou aktivizaci ob!an&. Krom# toho se pozornost v#nuje jednorázovým akcím s politickým charakterem, jako jsou demonstrace, podpisové akce atd. Na lokální úrovni sem pat$í všechny aktivity, hodnoty a postoje, které jsou výrazem místní solidarity a tuto solidaritu upev%ují. Rozhodující je míra sdílené spoluzodpov#dnosti za lokální problémy a podíl na angažovanosti v nich. Teorie sociálního státu Souvislost mezi sociální soudržností a sociálním státem je nejrozší$en#jší v praktickém používání, ale je bohat# zastoupena i v sociologickém diskurzu. V sou!asné dob# je stále více pojímaná na pozadí krize státu sociálního zabezpe!ení. Tato krize má tím, že vede k odbourávání státu sociálního zabezpe!ení, jednozna!n# desintegrující ú!inky na sociální soudržnost, vede k desolidarizaci spole!nosti. "ím sociáln# polarizovan#jší je spole!nost, tím menší je spole!ný horizont zkušeností individuí, !ímž se zmenšuje základ pro kooperaci orien-

tovanou na spole!enství. Manfred Schmidt [1998] zjistil, že zájem ob!an& o budoucnost je tím v#tší, !ím rozsáhlejší je stát sociálního zabezpe!ení. Na druhé stran# není sociální soudržnost prostou funkcí bohatství spole!nosti [Delhey 2002]. Všeobecn# však platí, že !ím delší je !asový horizont ob!an&, tím spíše jsou ochotní investovat do !inností p$ispívajících k r&stu koheze.

Dimenze sociální koheze V sou!asných analýzách je sociální koheze pojímána bu* jako multidimenzionální jev nebo jako latentní konstrukt s mnohonásobnými indikátory, což Friedkin [2004] nazývá multidimenzionální resp. multi-indikátorový p$ístup. Variant dimenzí sociální koheze se v literatu$e vyskytuje zna!né množství, jejich p$ehlednou systematizaci uvád#jí Forrest a Kearns [2001]. Roz!le%ují je nejprve na p#t nejzákladn#jších dimenzí – domén. P$i empirickém výzkumu jsou tyto obecné dimenze dále operacionalizovány do díl!ích jev& a konkrétního chování lidí, které vede ke kohezi skupiny !i spole!nosti (viz tabulku 1). Pojetí uplat%ované Evropskou komisí, koncipované kolektivem Wolfganga Becka [2001], chápe sociální kohezi spolu se sociáln# ekonomickým zabezpe!ením, sociální inkluzí a zplnomoc%ováním za jednu ze vzájemn# propojených složek kvality sociálního života. Soudržnost tvo$í p#t dimenzí, které zárove% p$edstavují její indikátory: bezpe!nost ve$ejnosti; mezigenera!ní solidaritu; kohezi sociálních status& a ekonomickou kohezi; sociální kapitál, sít# a d&v#ru; altruismus. "eský sociolog Ji$í Musil [2005] rozlišuje z hlediska obsahové úrovn# p#t jiných dimenzí: sociáln#-strukturální (mobilita, sociální struktura, inkluze/exkluze), institucionální (instituce a normy), kulturn#-symbolickou (kulturní symboly a hodnoty), dimenzi identit (p$ináležitost ke komunit# a tolerance) a aktivit (participace). Podle Reginy Berger-Schmittové [2002] lze p$i výzkumech tyto dimenze subsumovat do dvou hlavních dimenzí. První dimenze nerovnosti se týká r&zných oblastí distribuce bohatství ve spole!nosti: rovné p$íležitosti r&zných skupin obyvatelstva, míra nerovností a sociálních št#pení, rozsah sociálního vylou!ení a diskriminace. Druhou pak p$edstavuje dimenze sociálního kapitálu, pod kterou zahrnujeme: vazby, které vedou k navazování sociálních kontakt& resp. spojují, sdílené hodnoty a normy, d&v#ru v ostatní lidi a spole!enské instituce, pocit solidarity, smysl pro sounáležitost s komunitou a sdílenou identitu. Hledání konceptuálního rámce výzkumu sociální koheze se v#nuje také kanadská socioložka Jane Jenson [Jenson 1998; Beauvais, Jenson 2002]. Ta ve své hojn# citované stati [1998] klasiÞkuje na základ# rozboru sociologické literatury p#t základních dimenzí reprezentujících sociální kohezi. Dimenze jsou vymezeny následujícími protikladnými pojmy: sounáležitost / izolace (sociální koheze jako sdílené hodnoty, smysl pro p$ináležitost ke komunit#), inkluze / exkluze (koheze vyžaduje širokou ú!ast na tržním výkonu, konkrétn# na pracovním trhu), participace / pasivita (koheze vyžaduje management ve$ejných záležitostí a partnerství t$etího sektoru jako opozici k deziluzi z politiky), uznání / odmítnutí (koheze znamená pluralismus ne jako pouhý fakt, ale jako zvláštní sílu, kterou je tolerance k rozdíl&m) a legitimita

7DEXOND'RPpQ\VRFLiOQtNRKH]H 'LPHQ]H 6SROHþQpKRGQRW\ DREþDQVNiNXOWXUD

&KDUDNWHULVWLN\ VSROHþQpFtOHVSROHþQpPRUiOQtSULQFLS\ NyG\FKRYiQtSRGSRUDSROLWLFNêFKLQVWLWXFt SROLWLFNiSDUWLFLSDFH

6RFLiOQtĜiG DVRFLiOQtNRQWUROD

DEVHQFHREHFQêFKNRQIOLNWĤRKURåHQt VRFLiOQtKRĜiGXHIHNWLYQtQHIRUPiOQt VRFLiOQtNRQWURODWROHUDQFHUHVSHNW NRGOLãQRVWLPH]LVNXSLQRYiNRRSHUDFH

6RFLiOQtVROLGDULWD DVQLåRYiQt PDMHWNRYêFKUR]GtOĤ

KDUPRQLFNêHNRQRPLFNêDVRFLiOQtYêYRM VSROHþQpVWDQGDUG\UHGLVWULEXFHYHĜHMQêFK ILQDQFtDSĜtOHåLWRVWtURYQêSĜtVWXSNVRFLiO VOXåEiPDSRGSRĜHSĜLMHWtVRFLiOQtFK ]iYD]NĤDRFKRWDSRPRFLGUXKêP

6RFLiOQtVtWČ DVRFLiOQtNDSLWiO

Y\VRNêVWXSHĖVRFLiOQtLQWHUDNFHXYQLWĜ NRPXQLWDURGLQREþDQVNiDQJDåRYDQRVW SĜHNRQiQtREWtåtYVRXYLVORVWL VXVNXWHþQČQtPNROHNWLYQtFKDNFt

/RNiOQtVRXQiOHåLWRVW VLOQiVRXQiOHåLWRVWNPtVWXE\GOLãWČ DLGHQWLWD SUROtQiQtRVREQtLGHQWLW\DLGHQWLW\PtVWD

=GURM)RUUHVW.HDUQV>@

-3-

SDA Info

2 / 2005

/ nelegitimita (sociální koheze p$edpokládá uchování ve$ejných i soukromých institucí, které jednají jako mediáto$i konßikt&). Jenson zd&raz%uje, že „kulturní a lingvistické rozdíly nejsou pro sociální kohezi ur!ující, nebo' ta nezávisí na jejich existenci !i neexistenci, ale na tom, jak se da$í rozdíly zvládat“ [ibid.: 31]. Zásadním úkolem pro diskuzi je tak identiÞkace mechanism& a institucí pot$ebných k vytvo$ení rovnováhy mezi sociální spravedlností a sociální kohezí. Dimenze navržené Jensonovou doplnil Paul Bernard [1999] o šestou dimenzi rovnosti / nerovnosti. Tím propojil analytickou perspektivu koheze s principem rovnosti a sociální spravedlnosti.

P$ístupy k m"$ení V#tšina výzkumných projekt& zabývajících se sociální kohezí pracuje s jejími úrovn#mi !i dimenzemi, které následn# operacionalizuje do m#$itelných znak&. Indikátory lze rozd#lit do dvou skupin podle toho, jak vznikala data, ze kterých jsou konstruovány. První, mnohem menší skupinu tvo$í indikátory odvozené z dat, které vznikly p$ímo za ú!elem m#$ení n#jaké dimenze sociální koheze, nej!ast#ji ve spojitosti s výzkumem sociálního kapitálu, bezpe!nosti nebo participace. Druhou, v#tší skupinu tvo$í indikátory pocházející z již provedených výzkum& a datových bází, které se primárn# kohezi nev#nují, a jsou proto používány v sekundární analýze odvozující kohezi nep$ímo. Doménu primárního výzkumu koheze p$edstavoval p&vodn# výzkum malých skupin. M#$ení koheze bylo rozpracováno již ve t$icátých letech minulého století v sociometrii, která se zabývá m#$ením interstrukturních vazeb v malých sociálních skupinách. Sociáln# psychologický p$ístup (L. Festinger a další) zd&raz%uje postoje a jednání individuálních !len& skupiny. Jedná se p$edevším o délku trvání !lenství, ale i o okolnosti, které ovliv%ují toto trvání, dále participaci na skupinových aktivitách, kooperaci nebo jiné p$isp#ní ku prosp#chu skupiny (teorie skupinové dynamiky) [Friedkin 2004]. P$íklad, jak lze pom#rn# jednoduše operacionalizovat v dotazníkovém šet$ení sociální kohezi na lokální úrovni místa bydlišt#, p$edstavuje p$ístup orientovaný na zkušenost a jednání používaný výzkumem British Crime Survey z roku 2001. Ten k m#$ení koheze využívá bloku p#ti otázek3, kde první zní: „Jaké povahy je podle vás lokální spole!enství, ve kterém žijete – d#lají lidé v#ci spole!n# a snaží se navzájem si pomáhat, !i se starají spíše sami o sebe? Další otázky zjiš'ují hodnocení atraktivity místa pro bydlení, nej!ast#ji se vyskytující sociální problémy v lokalit#, návrhy a ú!ast na jejich $ešení. Obdobn# postupoval i n#mecký projekt KOMPASS. Hierschvield a Bowers [1997] ve svém výzkumu koheze m#stských lokalit v Liverpoolu v kontextu kriminality rozlišili p$ímé a nep$ímé indikátory. První p$edstavují úrove% sociální kontroly vykonávanou obyvateli lokality, druhé zahrnují vysokou ßuktuaci obyvatel, nízký socioekonomický status, sociální heterogenitu a rozpad rodin. Tyto obecné indikátory dále operacionalizují do díl!ích znak&, které využívají v sekundární analýze. Jedná se o agregovaná data (policejní záznamy, oÞciální statistiky, výzkumy spot$ebního chování). V roce 2000 se v Kanad# pod záštitou neziskové organizace Canadian Council on Social Development (CCSD) uskute!nil seminá$ akademických i vládních odborník& nazvaný Social Cohesion Indicators Project. Kladl si za cíl najít možné indikátory sociální koheze a posunout konceptuální deÞnici sm#rem ke kvantiÞkovatelným indikátor&m, které by bylo možno získat z již existujících databází z 80. a 90. let. Experti je roz!lenili na indikátory podmínek s vlivem na sociální kohezi, které se dále št#pí na ekonomické podmínky, životní šance a ukazatele kvality života, a na prvky sociáln# kohezivní aktivity, kterými jsou m#$ítka ochoty ke spolupráci a participaci. Každý z t#chto indikátor& je dále operacionalizován do zcela konkrétních znak& [detailní vý!et viz Jackson et. al. 2000: 127–129]. Ekonomické podmínky mající vliv na aktivity p$íznivé sociální kohezi zahrnují: distribuci p$íjm& (6 znak&), p$íjmovou polarizaci (3), chudobu (3), zam#stnanost (4), prostorovou mobilitu (1). Životní šance pak obsahují: pé!i o zdraví (5), vzd#lání (4), odpovídající a dostupné bydlení (3). Dalším indikátorem je kvalita života p$edstavující: zdraví obyvatelstva (4), osobní a rodinnou bezpe!nost (6), ekonomické zabezpe!ení (4), situaci rodin (5), využití volného !asu (4), životní podmínky rozdvojené na infrastrukturu podporující interakce (2) a komunika!ní sít# (3), kvalitu p$irozeného životního prost$edí (3). Druhou skupinou jsou prvky sociáln# kohezivní aktivity: zaprvé ochota kooperovat sestávající se z d&v#ry v druhé lidi (1 znak),

d&v#ry v instituce (2), respektu k odlišnosti imigrant& (2), vnímání vzájemnosti (3), sounáležitosti (2); zadruhé participace !len#ná na sociální spot$ebu resp. sociáln# podp&rné sít# (3), ú!ast v sítích a skupinách – dobrovolnictví (4), skupinové aktivity (4), míru dobro!inné aktivity (1) a politickou participaci (1). Samostatný indikátor tvo$í gramotnost (1). Jak je patrné z vý!tu velkého množství položek indikátor&, kanadský p$ístup p$edstavuje z$ejm# nejpodrobn#jší operacionalizaci sociální koheze. V podobném duchu realizuje n#mecký ZUMA v Mannheimu sp$ízn#ný „nadnárodní“ projekt European System of Social Indicators (EUSI), o n#mž referujeme dále. Berger-Schmittová [2002] v analýze sociální koheze mezi zem#mi EU d#lí základní dimenze (nerovnost a sociální kapitál) na další subdimenze, a ty pak pokrývá konkrétními indikátory (viz tabulku 2). Tyto ukazatele za období 80. a 90. let získává z datových bází statistických ú$ad& sledovaných zemí, údaj& WHO, OECD, EU a Eurobarometru. Pro dimenzi nerovnosti vytvá$í z 22 indikátor& souhrnný „welfare index“ (rozsah 0 až 100)4. Výzkumné projekty zkoumající kohezi a zdroje dat Výzkum sociální koheze je ve spole!enských v#dách v poslední dekád# pom#rn# rozvinutou oblastí, kterou zde lze postihnout pouze z!ásti. Výzkumy sociální koheze na r&zných úrovních podporuje mnoha programy výrazn# Evropská unie. Nap$. v 6. rámcovém programu pro výzkum lze nalézt více než 80 projekt& zkoumajících p$ímo nebo nep$ímo sociální a ekonomickou soudržnost5. Výzkumných témat je nep$eberné množství, nej!ast#ji se jedná o participaci, sociální exkluzi, migraci, životní podmínky v problémových m#stských !tvrtích, kriminalitu, za!le%ování minorit, chudobu a reformu sociálního státu. Sociální kohezí se zabývá i mnoho výzkum&, jejichž p$edm#tem je studium sociálního kapitálu, o nichž jsme psali v minulém SDA-Info [Sedlá!ková, Šafr 2005]. P$íkladem jednoho z nich je projekt CONSCISE - Contribution of Social Capital in the Social Economy to Local Economic Development in Western Europe, který na mezinárodní úrovni studoval roli neziskového sektoru a sociálního kapitálu v lokálním ekonomickém rozvoji, sociální kohezi a za!le%ování (inkluzi)6. Výzkumné projekty (regionální) koheze p$i Univerzit& v Sussexu (Velká Británie) Na Univerzit# Sussexu ve výzkumném geograÞckém centru je realizováno n#kolik výzkumných projekt& s mezinárodní ú!astí: Evalua-

7DEXOND,QGLNiWRU\VRFLiOQtNRKH]HY]HPtFK(8DPH]LQLPL äLYRWQtSRGPtQN\GLPHQ]HQHURYQRVWL  0DWHULiOQt +'3QDRVREXYêGDMHQDRVREQtVSRWĜHEXQD ERKDWVWYt RVREXYêGDMHQDMtGORSLWtWDEiNY\EDYHQRVW GRPiFQRVWt79YODVWQLFWYtDXWRPRELOX 9]GČOiQt

YêGDMHQDY]GČOiQtSRGtOVWXGXMtFtFKQD6âD9â SRGtOSRSXODFHYHYČNX±OHWVH6â Y]GČOiQtP

=DPČVWQDQRVW

SRGtO]DPČVWQDQêFKåHQPtUDQH]DPČVWQDQRVWL

=GUDYRWQtVWDY

NRMHQHFNi~PUWQRVWRþHNiYDQiGpONDåLYRWD XPXåĤVSRWĜHEDFLJDUHWQDRVREX SRþHWOpNDĜĤQDWLVtFRE\YDWHO

6RFLiOQt RFKUDQD

SRGtOYêGDMĤQDVRF]DEH]SHþQD+'3 GWWRQDRVREX

'RSUDYD

GpONDåHOH]QLþQtVtWČQDWLVtFþWYHUHþQtFK NLORPHWUĤSRGtO]UDQČQêFKRVRESĜL DXWRPRELORYêFKQHKRGiFK

äLYRWQt SURVWĜHGt

HPLVHR[LGXXKOLþLWpKRDR[LGXVLĜLþLWpKRQD RVREXKUXEiGRPiFtVSRWĜHEDSULPiUQtHQHUJLH QDRVREXSRGtOSRSXODFHKRGQRWtFtVYpåLYRWQt SURVWĜHGtMDNRGREUp

6RFLiOQtNDSLWiOYD]EDQD(YURSXD(YURSVNRXXQLL  =QDORVWFL]tFK SRGtORE\YDWHOVWYDRYOiGDMtFtFL]tMD]\NQD HYURS MD]\NĤ NRQYHU]DþQt~URYQLDQJOLþWLQDIUDQFRX]ãWLQD LWDOãWLQDãSDQČOãWLQDQHERSRUWXJDOãWLQD  6RFLiOQtYD]E\ QD(YURSX



LGHQWLILNDFHV(YURSRX VRXKODVVÄFtWtEOt]NRVW N(YURSČ³VRXKODVVÄMHKUGêQDWREêW(YURSDQ³ VRXKODVVHþOHQVWYtPY(8GĤYČUDY(8

=GURM%HUJHU6FKPLWW>@ 3R]QiPND 6RXKODVVYêURNHPÄ3RYDåXMHWHViPDVHEHQHMHQ]DSĜtVOXãQtND VYpQiURGQRVWLDOHWDNp]D(YURSDQDNX"³

-4-

SDA Info

2 / 2005

ting the impact on cohesion of EU competitiveness and competition policies7, Inequality and Cohesion project8. Cílem t$etího projektu ESRC Project on Regional Economic Performance, Governance and Cohesion in an Enlarged Europe9 je zkoumat trendy v regionálních nerovnostech a sociální kohezi v kontextu zm#n produk!ních systém&, pracovních trh& a demograÞckých režim& v zemích EU, p$edevším pak ve Velké Británii, ve st$edomo$ské oblasti a ve st$ední a východní Evrop#. K tomu je budována vlastní databáze pro srovnávací analýzu ekonomické výkonnosti (nezam#stnanost, pracovní doba, indikátory produktivity atd.). Projekty zkoumající „social indicators“ v Kanad& Studiu sociální koheze je zna!ná pozornost v#nována také v Kanad# na univerzit# v Montrealu, v p$idruženém think-tanku Canadian Policy Research Networks (CPRN) a neziskové organizaci Canadian Council on Social Development10. O rozsáhlém projektu Social Cohesion in Canada: Possible Indicators [Jackson et al. 2000] jsme již referovali v p$edchozí !ásti pojednávající o indikátorech. Existuje také Social Cohesion Project11, který zkoumá kohezi v kontextu globalizace. OÞciální projekty Evropské unie a EUROSTATu Sb#rem dat o sociální kohezi se zabývá i Evropská unie. Evropská komise12, sekce Regional Policy vydává „Report on Economic and Social Cohesion“13, kde p$ináší „tvrdá“ statistická data o nezam#stnanosti, vzd#lanosti, ve$ejných výdajích, dopravní dostupnosti a HDP jednotlivých region& (NUTS 2). Zpráva nabízí p$ehledné zpracování v statistické p$íloze s mapami, grafy a tabulkami14. Zajímavý je projekt Urban Audit, který sleduje 250 vybraných statistických indikátor& v 256 velkých m#stech v 27 evropských zemích.15 Sleduje demograÞcké, sociální a ekonomické údaje, ob!anskou angažovanost, vzd#lanost, kvalitu životního prost$edí, dopravu, úrove% informatizace a kultury. Návšt#vník webové stránky projektu má možnost vyhledávat proÞly jednotlivých m#st, srovnávat je navzájem i stahovat data (v CSV formátu). Projekty a výzkumy v n&mecky mluvících zemích V N#mecku je sociální koheze jedním z témat projektu Social Indicators realizovaného p$i Zentrum für Umfragen, Methoden und Analysen (ZUMA)16 v Mannheimu, který vedle indikátor& sociální koheze pro N#mecko pracuje rovn#ž na European System of Social Indicators (EUSI). N#mecký statistický ú$ad (Statistisches Bundesamt) vydal ve spolupráci s WZB a ZUMA ve svém Datenreport 2002 kapitolu o sociální soudržnosti v Evrop#.17 Jedná se o výsledky Euromodulu z let 1999/2000 z t#chto zemí: Ma*arsko, N#mecko, Slovinsko, Špan#lsko, Švédsko a Švýcarsko. Zkoumá vnímání sociálních konßikt&, míru sociálních nerovností a jejich percepci, d&v#ru a participaci jako i bezpe!nost a kriminalitu v obci. Datenreport 2004 obsahuje obdobnou, ale stru!n#jší kapitolu od Reginy Berger-Schmittové „Aspekte des sozialen Zusammenhalts“, kde srovnává více zemí (data jsou z European Social Survey 2002/03 a z Eurobarometru 2001)18. P$edm#tem zkoumání jsou sociální kontakty, d&v#ra a ochota angažovat se. Sociální soudržností na komunální úrovni se zabýval také dlouhodobý a velmi rozsáhlý projekt KOMPASS, $ízený Bertelsmann Stiftung a GEBIT Müster19. Projekt je už ukon!en, ale obce, v nichž byl provád#n, v implementaci výsledk& pokra!ují. Nebyl zam#$en pouze na výzkum, ale práv# na vytvo$ení konceptu, jak sociální soudržnost a kvalitu života v komunitách zvýšit. Výsledkem [Bruckner et al. 2002] jsou návrhy pro decizní sféru20. Sou!ástí projektu byl i empirický výzkum, který provád#l Institut für Demoskopie Allensbach21. Zkoumána byla tato témata: sousedské vztahy, !lenství v dobrovolných organizacích, chudoba a nezam#stnanost, bydlení, d&v#ra v komunální politiku a integrace cizinc&. Pro Švýcarsko existují v rámci stránek tam#jšího statistického ú$adu Bundesamt für Statistik data o sociální soudržnosti. Zajímavé z našeho hlediska jsou údaje o !lenství v dobrovolných organizacích a o participaci22. Výzkumný projekt Sociální a kulturní soudržnost v diferencované spole#nosti (!R) V sou!asnosti je v "R realizován rozsáhlý projekt Sociální a kulturní soudržnost v diferencované spole!nosti (CESES UK)23, který navazuje na p$edchozí výzkum zam#$ený na mechanismy dosahování sociální soudržnosti s d&razem na sociální stratiÞkaci a roli sociálního státu v procesu modernizace [Machonin a kol. 2004].

Momentáln# probíhají soub#žn# výzkumné projekty jednotlivých tým&: mezinárodní komparace indikátor& kvality života ve vybraných zemích EU, komunitní výzkum vybraných malých lokalit v kontextu analýzy periferních/ rozvojov# potenciálních území "R (CESES UK), expertní šet$ení problematiky sociální exkluze a inkluze (FSS MU), kvalitativní výzkum solidarity v rodinách pe!ujících o staré lidi (FSV UK). Dále se v rámci kontinuálního výzkumu „Naše spole!nost“ realizuje vícefázové šet$ení ve$ejného mín#ní (SOÚ AV "R), které se soust$edí na používání a porozum#ní pojmu „sociální soudržnost“ v !eské populaci, její hodnotové orientace, vnímání sociálních nerovností a konßikt&, hodnocení kvality mezilidských vztah& a problematiku d&v#ry. Práv# probíhající velký reprezentativní výzkum Sociální a kulturní soudržnost, mobilita a p$edávání hodnotových orientací a postoj& (SOÚ AV "R) se pokouší o komplexní zkoumání soudržnosti v dimenzích a indikátorech používaných ve výzkumech a konceptech výše popsaných (hodnoty, ob!anská kultura, sociální kapitál, dynamika nerovností atd.).

Záv"r Mohli jsme p$edstavit pouze stru!ný výb#r ze všech projekt& a výzkum&. Co drží spole!nost pohromad#, je centrální téma sociologie již od jejího po!átku, teprve v posledních dvou dekádách se sociální koheze stává p$edm#tem empirického bádání. To je mimo jiné dáno zájmem decizní sféry, která Þnancuje rozmanité výzkumné projekty s o!ekáváním konkrétních, v praxi použitelných výsledk&.

Poznámky 1 "lánek vznikl v rámci projektu „Sociální a kulturní soudržnost v diferencované spole!nosti“ (reg. !. 1J028/04–DP2) podpo$eného Národním programem výzkumu Ministerstva práce a sociálních v#cí "R. "ásti tohoto textu byly publikovány ve Studiích CESES 9/2004 [Šafr, Sedlá!ková; Bayer 2005]. 2 Termíny soudržnost a koheze používáme v tomto textu jako synonyma. Nicmén# auto$i této stati navrhli jinde [Šafr, Sedlá!ková 2005] používání pojm& koheze a soudržnost v odborném jazyce odd#lovat. Pojem koheze tak vymezují pro sociáln# v#dní diskurs, soudržnost pak pro praktický-sociopolitický diskurs. 3 P$esné zn#ní v British Crime Survey Questionnaire (03/11/03) je dostupné na The Question Bank; Social Surveys and Research Questionnaires Online, http://qb.soc.surrey.ac.uk 4 Hodnota indexu v roce 1997/99 pro "eskou republiku byla 53, p$i!emž nejvyšší hodnoty z tehdejších zemí EU dosáhlo Švédsko (75), nejmén# +ecko (47). 5 Jejich p$ehled lze nalézt na adrese informa!ního serveru evropské v#dy http://www.cordis.lu. 6 Internetovou prezentaci projektu naleznete na: www.malcolmread.co.uk/conscise, viz též Šafr, Sedlá!ková [2005]. 7 http://www.geog.susx.ac.uk/research/economic/evaluating.html 8 http://www.geog.sussex.ac.uk/research/economic/inequality.html 9 http://www.geog.sussex.ac.uk/research/economic/regional.html 10 http://www.ccsd.ca 11 http://www.fas.umontreal.ca/pol/cohesionsociale/index.htm 12 Prakticko-politickou strategii Evropské komise pro podporu soudržnosti (Directorate General of Social Cohesion) je možno nalézt na http://www.coe.int/T/E/social_cohesion. 13 http://europa.eu.int/comm/regional_policy/sources/docoffic/official/repor_en.htm Poslední zprávou o stavu soudržnosti je t$etí z roku 2004. 14Vybraná data z EUROSTATu nabízí i "eský statistický ú$ad na http: //www2.czso.cz/csu/redakce.nsf/i/socialni_soudrznost_mezinarodni_srovnani. 14 http://www.urbanaudit.org 15 http://www.gesis.org/en/social_monitoring/social_indicators 16 http://www.destatis.de/download/veroe/2_21.pdf 17 http://www.destatis.de/download/d/datenreport/2_21gesch.pdf 18 Výzkum byl provád#n v n#kolika vybraných m#stech a krajích v Severním Porýní-Vestfálsku, Dolním Sasku a Šlesvicko-Holštýnsku. 19 Informace o celém projektu v!etn# !ísel za jednotlivé obce a strategií jsou na www.kompass-modellkommunen.de 20 Dotazník je k dispozici na adrese http://www.kompass-modellkommunen.de/download/fragebogen.pdf 21 http://www.bfs.admin.ch/bfs/portal/de/index/themen/systemes_d_indicateurs/ indicateur_de_devloppement/thematisch.set.706.html 22 Vedle hlavního $ešitele Centra pro sociální a ekonomické analýzy (CESES, UK FSV) se na projektu podílejí Sociologický ústav AV "R, Fakulta sociálních v#d UK a Fakulta sociálních studií MU Brno.

-5-

SDA Info

2 / 2005

Literatura Bayer, I. 2005. „Sociální soudržnost z pohledu n#mecké sociologie”. Pp. 36-49 in Pojetí sociální soudržnosti v soudobé sociologii a politologii. Studie CESES-Teoretik 9/2004. Praha: CESES. Beauvais, C., Jenson J. 2002. Social Cohesion: Updating the State of the Research. CPRN Discussion Paper No. 22. Ottawa: CPRN. Beck, W., van der Maesen, L. J. G, Thomése, F., Walker, A. (eds.) 2001. Social Quality. A Vision for the Europe. Hague, etc.: Kluwer. Berger-Schmitt, R. 2002. „Social Cohesion between the Member States of the European Union: Past Developments and Prospects for an Enlarged Union“. Sociologický #asopis/Czech Sociological Review 38: 721–748. Bernard, P. 1999. Social Cohesion. A Critique. CPRN Discussion Paper No. F 09, Ottawa, Canadian Policy Research Network, Inc. http://www2.arts.ubc.ca/cresp/scc.pdf Bruckner Elke, Kerstin Schmidt, Claudia Walter 2002. Sozialer Zusammenhalt – Kitt in Kommune, Nachbarschaft und Familie. http://www.gebit-ms.de/downloads/ trendberichtsozialerzusammenhalt.pdf. Delhey, Jan 2002. „Sozialer Zusammenhalt in europäischen Gesellschaften“. Pp. 624-631 in: Statistisches Bundesamt (Hg.). Datenreport 2002. Zahlen und Fakten über die Bundesrepublik Deutschland. Bonn: Schriftenreihe der Bundeszentrale für politische Bildung. Forrest, R., Kearns, A. 2001. „Social Cohesion, Social Capital and the Neighbourhood“. Urban Studies 38 (12): 2125–2143. Friedkin, N., E. 2004. „Social Cohesion“. Annual Review of Sociology 30: 409–425. HirschÞeld, A., Bowers, K. J. 1997. „The Effect of Social Cohesion on Levels of Recorded Crime in Disadvantaged Areas“. Urban Studies 34: 1275–1295. Jackson, A., Fawcett, G., Milan, A., Roberts, P., Schetagne, S., Scott, K., Tsoukalas, S. 2000. Social Cohesion in Canada: Possible Indicators. Ottawa: Canadian Council on Soc. Development. http://www.ccsd.ca/pubs/2001/si/sra-543.pdf.

Plodnost z hlediska legitimity v regionálním pohledu1 Petra Šalamounová, Gabriela Šamanová Sociologický ústav AV !R

Sta' se zam&$uje na rozdíly v plodnosti podle rodinného stavu matky v jednotlivých regionech !eské republiky. V první #ásti jsou analyzována data za okresy, p$edevším struktura narozených podle rodinného stavu a ukon#eného vzd&lání matky. Druhá #ást popisuje rozdíly v charakteristikách v&ku podle kraj%. Výrazným rysem sou!asných demograÞckých zm#n je i nár&st po!tu i podílu d#tí narozených mimo manželství. Struktura narozených podle rodinného stavu se výrazn# odlišuje u jednotlivých skupin obyvatelstva, zejména podle dosaženého vzd#lání !i sebeza$azení se do spole!enské t$ídy, ale závisí i nap$. na v#ku matky v dob# porodu [blíže viz nap$. Nývlt, Šalamounová 2004]. V rámci "eské republiky rovn#ž existují výrazné rozdíly v podílu d#tí narozených mimo manželství mezi jednotlivými regiony. Již v historických dobách vy!nívaly n#které okresy. B#hem první poloviny dvacátého století to byly zejména oblasti s vyšší koncentrací n#mecké menšiny, mezi nimiž byly vstup do manželství a plodnost tradi!n# mén# propojené. Jednalo se zejména o okresy Šumavy a Severní Moravy. Po odsunu n#meckého obyvatelstva na konci druhé sv#tové války došlo k ur!itým zm#nám v rozložení okres& podle podílu d#tí narozených nevdané matce. Vyšší podíly d#tí, jejichž matka neuzav$ela p$ed narozením potomka s%atek, se soust$edily zejména do n#kterých oblastí bývalých Sudet, p$edevším p$íhrani!ních okres& na severozápad# "ech a na severozápad# Moravy. V n#kterých okresech (Karlovy Vary, Chomutov, Cheb, Teplice) již v polovin# sedmdesátých let p$esahoval podíl nemanželsky narozených 10 % (v této dob# byla úrove% mimomanželské plodnosti v "eské republice na historicky nejnižší úrovni – okolo 4-5 %). S p$íchodem nového politického a ekonomického systému v devadesátých letech se regionální rozložení mimomanželské plodnosti p$íliš nezm#nilo, jen se rozdíly mezi okresy s nejvyššími a nejnižšími podíly nemanželsky narozených d#tí umocnily.

Jenson, J. 1998. Mapping Social Cohesion: The State of Canadian Research. CPRN Study No. F-03. Ottawa: Canadian Policy Research Network, Inc. http: //www.cprn.org. Kearns, A., Forrest, R. 2000. „Social cohesion and multilevel urban governance“. Urban Studies 37 (5/6): 995–1017. Machonin, P. a kol. 2004. Mechanismy sociální soudržnosti, stratiÞkace a role sociálního státu I a II. Výzkumný projekt VaV - ZVZ MS6-2 zadaný MPSV. Praha: Ministerstvo práce a sociálních v#cí. Musil, Ji$í 2005. „Sou!asná pojetí sociální soudržnosti a "eská republika“. Pp. 7-16 in kol. autor&, Pojetí sociální soudržnosti v soudobé sociologii a politologii. Studie CESES-Teoretik 9/2004. Praha: CESES. Offe, Claus 1999. „‘Sozialkapital‘. Begrifßiche Probleme und Wirkungsweise“ in Perspektiven gesellschaftlichen Zusammenhalts: Empirische Befunde, Praxiserfahrungen, Messkonzepte, Ernst Kistler / Heinz-Herbert Noll / Eckard Priller (Hrsg.). Berlín. Schmidt, Manfred G. 1998. "Das politische LeistungsproÞl der Demokratien" in Demokratie – eine Kultur des Westens?, Michael Greven (Hrsg.). Opladen. Sedlá!ková, M., Šafr, J. 2005. „M#$ení sociálního kapitálu. Koncepty, výzkumné projekty a zdroje dat“. SDA Info 7 (1): 12–14. Šafr, J., Sedlá!ková, M. 2005. „Koncepty a indikátory sociální koheze - východiska empirických výzkum&”. Pp. 16–34 in Pojetí sociální soudržnosti v soudobé sociologii a politologii, kol. autor&. Studie CESES-Teoretik 9/2004. Praha: CESES. Van Deth, Jan W. 1997. "Introduction: Social Involvement and Democratic Politics" in Private Groups and Public Life. Social Participation, Voluntary Associations, and Political Involvement in Representative Democracies. London. Van Deth, Jan W. 2000. "Interesting but Irrelevant: Social Capital and the Saliency of Politics in Western Europe". European Journal of Political Research 37: 115–147.

Okresy s vysokým podílem nemanželských d#tí jsou zpravidla spojovány i s vyšším výskytem dalších patologických jev&, nap$. s vysokou sebevražedností, rozvodovostí [viz nap$. Možný 2003]. Jedním z možných vysv#tlení této koncentrace je vysoká mobilita v t#chto oblastech. +ada obyvatel tam p$išla až po druhé sv#tové válce, !asto až v šedesátých nebo sedmdesátých letech. P$íchozí zpravidla nem#li žádné pevné vazby, tamní prost$edí bylo výrazn# anonymní, usazoval se tam také patrn# v#tší podíl problemati!t#jších jedinc& i skupin. Dalším d&vodem je z$ejm# i etnické složení. Rómové mají oproti majorit# menší tendenci uzavírat formální svazky a spíše up$ednost%ují nesezdané svazky. V neposlední $ad# má v sou!asné dob# vliv na problemati!nost regionu i vyšší míra nezam#stnanosti. V tomto !lánku jsou analyzovány dostupné údaje za okresy a kraje "R v roce 2003. Bohužel data neumož%ují p$íliš podrobná t$íd#ní podle region&. Všechny údaje jsou za d#ti celkem, nelze odlišit jednotlivá po$adí. Dále chybí v#ková struktura podle okres&, což rovn#ž znemož%uje n#které analýzy za menší jednotky než kraj.

Zp%sob ukon#ení t"hotenství podle okres% Ze sou!asných dat bohužel nelze $íci, jak velký podíl d#tí, jejichž matka nebyla v dob# porodu vdaná, ve skute!nosti žije od narození s otcem, ani kolik z d#tí svobodných matek je plánovaných resp. cht#ných. Sou!asná potratová legislativa v "eské republice je však velmi benevolentní a umož%uje podstoupit indukovaný potrat tém#$ všem ženám do 12. týdne t#hotenství. Teoreticky se tedy žena m&že sama rozhodnout, jak své t#hotenství ukon!í. Data bohužel neumož%ují srovnat zp&sob ukon!ení podle rodinného stavu ženy. Nejv#tší podíl t#hotenství ukon!ených potratem byl také v problémových regionech. Regionální rozdíly v samovolné potratovosti byly p$itom malé a mohly být zp&sobovány meziro!ními výkyvy. Více než !tvrtina zjišt#ných t#hotenství byla ukon!ena um#lým p$erušením t#hotenství na Karlovarsku (všechny t$i okresy), na Ústecku (s výjimkou Loun a Litom#$ic), dále v Plzni-m#sto a v okresech Hradec Králové a "eský Krumlov. Nejmenší podíl indukovaných potrat& z celku t#hotenství byl naopak v okresech Pardubice, Ž*ár nad Sázavou a Brno-venkov.

Struktura narozených podle rodinného stavu matky v okresech a krajích Z kartogramu 1 vyplývá, že ve v#tšin# okres&, kde relativn# menší podíl t#hotenství skon!il narozením dít#te, byla velká pravd#podobnost, že pokud se potomek narodí, bude jeho matka svobodná.

-6-

SDA Info

2 / 2005

Kartogram 1. Podíl dčtí svobodných matek z celku narozených. þerná: šedá: bílá:

Kartogram 2. Podíl dčtí narozených svobodné ženč se základním vzdčláním z celku narozených ženám s tímto vzdčl.

30 a více % 16-29 % 15 a ménČ %

þerná: šedá: bílá:

Zdroj: Vlastní výpoþty na základČ dat ýeského statistického úĜadu.

Tabulka 1. Struktura narozených podle rodinného stavu matky. Kraj Hl. m. Praha StĜední ýechy Jižní ýechy PlzeĖský k. Karlovarský k. Ústecký k. Liberecký k. Královéhradecký k. Pardubický k. Vysoþina Jižní Morava Olomoucký k. Zlínský k. Moravskoslezský k.

Svobodná 19,8 19,1 18,8 22,4 39,3 38,0 26,5 20,8 17,6 13,1 18,0 20,0 13,4 26,1

Vdaná 74,6 74,4 73,9 70,7 53,1 54,3 65,7 72,9 76,2 82,0 76,5 73,7 81,8 67,3

Rozvedená, ovdovČlá 5,7 6,5 7,3 6,9 7,6 7,7 7,8 6,3 6,3 4,9 5,5 6,3 4,8 6,5

Zdroj: Vlastní výpoþty na základČ dat ýeského statistického úĜadu.

Tabulka 2. Podíl dčtí prvního, druhého a tĝetího poĝadí, jejichž matka byla vdaná z celku dčtí daného poĝadí. Prvních a posledních deset okresĥ, ĝazeno podle dčtí prvního poĝadí. Žćár nad Sázavou Uherské HradištČ Zlín HavlíþkĤv Brod Mladá Boleslav Chrudim Brno-venkov PelhĜimov TĜebíþ Praha-západ Jeseník Ústí nad Labem Teplice Karlovy Vary DČþín Chomutov Cheb Bruntál Sokolov Most

podíl 1. dČtí v manž. 81,1 79,2 79,2 76,8 76,4 75,9 75,7 75,6 74,5 73,7 47,0 46,9 45,3 44,0 42,9 42,6 40,0 39,9 39,7 33,8

podíl 2. dČtí v manž. 90,7 91,4 90,5 91,4 84,6 88,5 86,8 90,6 87,6 84,9 74,2 66,3 67,6 71,1 64,5 66,9 65,3 67,9 65,6 54,3

podíl 3. dČtí v manž. 87,6 85,6 85,8 75,3 72,3 79,2 87,3 84,1 82,9 80,7 68,9 60,3 52,8 74,4 59,3 57,6 58,3 67,2 49,2 45,1

60 a více % 46-59 % 45 a ménČ %

Zdroj: Vlastní výpo!ty na základ" dat #eského statistického ú$adu.

Tabulka 1 zobrazuje podíly narozených d#tí svobodné matce podle jednotlivých kraj&. Nejv#tší podíly d#tí narozených v roce 2003 svobodným matkám byly na severozápad# "ech a na severní Morav#. V Karlovarském kraji dosahuje zmi%ovaný ukazatel 39 %. Na druhé místo se s hodnotou nižší pouze o jeden procentní bod $adil Ústecký kraj. T$etí a !tvrté místo s již podstatným rozdílem zaujímaly kraje Liberecký (27 % d#tí narozených svobodným ženám) a Moravskoslezský (26 % d#tí). Na druhém konci pomyslného žeb$í!ku stál kraj Vyso!ina s pouhými 13 % d#tí svobodných matek a se stejnou hodnotou i Zlínský kraj. První t$i kraje „držely prvenství“ také v podílech d#tí narozených ženám rozvedeným (v Karlovarském, Ústeckém a Libereckém kraji se zhruba 8 % d#tí narodilo rozvedeným !i ovdov#lým ženám). K t#mto oblastem se s hodnotou 7 % d#tí narozených rozvedeným $adil p$ekvapiv# také Jiho!eský kraj, který m#l pom#rn# nízký podíl d#tí narozených svobodným (19 %) a sou!asn# relativn# vysoký podíl narozených v manželství (74 %). Nejmenší hodnoty podíl& d#tí narozených rozvedeným ženám nedosahovaly ani hranice 5 %. Zaznamenány byly v krajích Zlínském a Vyso!ina. Z logiky v#ci vyplývá, že v krajích, kde se rodí nejmén# d#tí svobodným a rozvedeným matkám, nacházíme nejv#tší podíly d#tí narozených v manželství. Na Vyso!in# a ve Zlínském kraji se vdaným matkám narodilo 82 % d#tí. Nejnižší hodnoty tohoto ukazatele klesají až k hodnotám mírn# nad 50 % - 53 % d#tí narozených vdaným ženám v Karlovarském kraji a 54 % v Ústeckém kraji. Souhrnn# m&žeme tedy $íci, že na obou pólech se vy!lenily vždy dva kraje, které se od ostatních oblastí liší velkým rozdílem hodnot u všech zkoumaných podíl&. Karlovarský a Ústecký kraj má nejvyšší podíly d#tí narozených svobodným a rozvedeným matkám a sou!asn# nejnižší podíly d#tí narozených v manželství. U Zlínského kraje a kraje Vyso!ina je po$adí zrcadlov# obrácené u svobodných, vdaných i rozvedených žen.

Legitimita d"tí podle po$adí narození, podle okres%

Zdroj: Vlastní výpoþty na základČ dat ýeského statistického úĜadu.

V roce 2003 se v Most# a Sokolov# narodilo více d#tí nevdané matce, než ženám v manželství. Obecn# lze $íci, že v okresech, kde byl vyšší podíl svobodných matek, byl sou!asn# vyšší podíl i rozvedených resp. ovdov#lých matek.2 Nelze tedy $íci, že tam, kde ženy vstupují do manželství v menší mí$e, mají nižší pravd#podobnost mít dít# jako rozvedené.

Nejv#tší podíl narozených mimo manželství je v rámci "eské republiky u d#tí prvního po$adí. D#ti druhého po$adí se rodí nej!ast#ji ze všech zkoumaných po$adí v manželství. Mezi d#tmi t$etího a vyššího po$adí op#t roste podíl t#ch narozených mimo manželství. Toto platilo i pro všechny okresy. Dostupná data bohužel neumož%ují srovnání zvláš' podle rodinného stavu matky (odd#len# ženy svobodné a rozvedené). V tabulce 2 jsou okresy s nejvyšším a nejnižším podílem manželsky narozených podle jednotlivých po$adí. V okresech s vysokou hladinou nemanželské plodnosti se rodilo v manželství relativn# mén# i d#tí druhého po$adí. Výrazn# se odlišuje p$edevším Most, ve kterém má nevdanou matku tém#$ polovina druhorozených d#tí. V regionech s nízkou nemanželskou plodností jsou malé rozdíly mezi d#tmi jednotlivých po$adí.

Narozené d"ti podle vzd"lání matky v okresech Další faktor, který výrazn# ovliv%uje legitimitu narozeného dít#te, je ukon!ené vzd#lání matky. V rámci "eské republiky platí, že s rostoucím stupn#m dosaženého vzd#lání klesá podíl nevdaných rodi!ek. Nabízí se tedy otázka, zda by podíl mimomanželsky na-

-7-

SDA Info

2 / 2005

rozených v okresech nemohl být významn# ovlivn#n i strukturou žen podle vzd#lání v t#chto územních jednotkách. Na kartogramech 2-5 je patrné, že v okresech s vysokou mírou ilegitimity byl tento jev rozší$en#jší i mezi ženami s vyšším vzd#láním. Každá pátá vysokoškola!ka v Chebu a Karlových Varech rodila jako svobodná, zatímco ve Svitavách, v Litom#$icích a v Brn#–venkov bylo 95 % žen s vysokoškolským diplomem vdaných. Obecn# lze $íci, že u matek s vyšším vzd#láním bylo mén# t#ch, které m#ly d#ti až po rozpadu manželství. D&vodem je patrn# fakt, že ženy s maturitou a vyšším stupn#m vzd#lání zakládají rodiny pozd#ji, a tudíž je menší šance, že stihnou mít d#ti po rozpadu manželského svazku. Ze zahrani!ních studií ale vyplývá, že ženy s rostoucím vzd#láním mají menší pravd#podobnost najít si p$ípadn# nového partnera a založit novou rodinu (G. Desplanques 1994,

Kartogram 3. Podíl dčtí narozených svobodné ženč se stĝedním vzdčláním bez maturity z celku narozených ženám s tímto vzdčláním. þerná: šedá: bílá:

36 a více % 16-35 % 15 a ménČ %

cit dle Villeneuve-Gokalp 2000). Nejvíce rozvedených vysokoškola!ek porodilo svého potomka v roce 2003 v Tachov# (10 %), v Most#, v Rakovníku a v Nymburce (ve všech t$ech okolo 7 %).

Charakteristiky v"ku v krajích Jak již bylo zmín#no, údaje o v#kové struktu$e žen v okresech nejsou dostupné. Proto jsme analýzu charakteristik v#ku p$i narození dít#te provedly jen za kraje (viz tabulku 3). U svobodných žen se rozptyl pr&m#rného v#ku rodi!ek pohyboval od 24,1 (Ústecký kraj) do 26,8 roku (Praha). Pr&m#rný v#k p$i narození dít#te u vdaných žen byl ve sledovaném období nejnižší v kraji Vyso!ina (28,1 roku) a nejvyšší op#t v Praze (30,2 roku). Praha m#la nejstarší také rozvedené matky, jejichž pr&m#rný v#k p$i porodu !inil 33,2 roku. Nejmladší rozvedené rodi!ky byly na Vyso!in# (32,1 roku). V kontextu mezikrajového srovnání nevykazovaly rozdíly v pr&m#rných v#cích matek p$i porodu zásadn# velké rozdíly. Výjimkou bylo hlavní m#sto, kde byly matky obecn# výrazn# starší než jinde. Bohužel z dat za kraje nelze odlišit chování ve velkých m#stech a v ostatních obcích. K posunu k vyšším v#k&m došlo však oproti socialistickému období ve všech regionech "R. Podstatné rozdíly mezi jednotlivými kraji m&žeme však najít u podíl& tzv. náctiletých svobodných matek ze všech svobodných matek (viz graf 1). Bezkonkuren!n# nejmén# náctiletých matek pocházelo z Prahy, kde podíl 15-19letých matek na celkovém po!tu všech svobodných matek v roce 2003 !inil 12 %. S odstupem 3 % se na druhé místo za$adil Jihomoravský kraj. Nejvíce náctiletých svobodných matek pocházelo z Karlovarského a Ústeckého kraje (20 % z žen, které v daném kraji v roce 2003 porodily dít# jako svobodné).

Tabulka 3. Prĥmčrný včk matky podle rodinného stavu. Kartogram 4. Podíl dčtí narozených svobodné ženč s maturitou z celku narozených ženám s tímto vzdčláním. þerná: šedá: bílá:

Kraj Hl. m. Praha StĜední ýechy Jižní ýechy PlzeĖský k. Karlovarský k. Ústecký k. Liberecký k. Královéhradecký k. Pardubický k. Vysoþina Jižní Morava Olomoucký k. Zlínský k. Moravskoslezský k.

20 a více % 10-19 % 9 a ménČ %

Svobodná 26,8 24,7 24,9 24,6 24,4 24,1 24,5 25,0 24,7 24,9 25,3 24,8 25,4 24,2

Vdaná 30,2 28,5 28,5 28,3 28,9 28,5 28,7 28,8 28,5 28,1 28,6 28,6 28,7 28,3

Rozvedená, ovdovČlá 33,2 32,2 32,1 32,6 32,4 32,1 31,9 32,4 32,6 32,1 32,7 32,6 32,6 32,2

Zdroj: Vlastní výpoþty na základČ dat ýeského statistického úĜadu.

Kartogram 5. Podíl dčtí narozených svobodné ženč s VŠ vzdčláním z celku narozených ženám s tímto vzdčláním. þerná: šedá: bílá:

12 a více % 7-11 % 6 a ménČ %

Graf 1. Podíl -náctiletých matek (15-19) na plodnosti svobodných žen podle kraj". Ústecký k.

%

Karlovarský k. Liberecký k. Moravskoslezský k. PlzeĖský k. Pardubický k. Jižní ýechy Olomoucký k. StĜední ýechy Zlínský k. Vysoþina Královéhradecký k. Jižní Morava Hl. m. Praha 0,0

Zdroj pro kartogramy 3-5: Vlastní výpo!ty na základ" dat #SÚ.

5,0

10,0

15,0

Zdroj: Vlastní výpo!ty na základ" dat #eského statistického ú$adu.

-8-

20,0

25

SDA Info

2 / 2005

Záv"r

Poznámky

Z regionálního srovnání vyplývá, že v "eské republice jsou na jedné stran# okresy, kde je rození d#tí mimo manželství rozší$ené, a naopak okresy, kde je naprostá v#tšina plodnosti realizována v manželství. V prvních jmenovaných je zpravidla rozší$en#jší rození potomk& svobodnými matkami i t#mi, co manželstvím již p$ed narozením dít#te prošly. Dále je v t#chto oblastech mén# narozených v manželství u všech sledovaných d#tí podle po$adí narození a rovn#ž je zde ilegitimita rozší$ena i mezi ženami s maturitou a s vysokou školou. Nejkrajn#jším extrémem je okres Most. Ze srovnání podle v#ku se odlišovala p$edevším Praha, kde byly všechny matky podle rodinného stavu ve srovnání s ostatními kraji nejstarší. Ostatní kraje se mezi sebou p$íliš nelišily. V Praze se také na plodnosti svobodných podílely -náctileté dívky nejmenší m#rou. Naopak velký podíl 15-19letých svobodných matek se nacházel na Karlovarsku a Ústecku.

1 Tato sta' vznikla za podpory projektu Grantové agentury AV "R „Sociální a ekonomické charakteristiky mimomanželské plodnosti“ s registra!ním !íslem 1 QS 700280552. 2 V celé "eské republice je jen velmi málo žen, které porodí dít# jako ovdov#lé. Proto jsme kategorii ovdov#lá a rozvedená slou!ily. Spole!ným pro ob# skupiny je, že žena již b#hem života žila alespo% v jednom manželství.

Rozd$lení domácí práce a hodnocení jeho spravedlnosti ve vybraných evropských zemích1

Dotazován byl však vždy jen jeden z partnerského páru. Není tudíž možné porovnat p$ípadné rozdíly v tom, jak vnímá rozd#lení domácí práce každý z partner&, ani ur!it, zda respondenti sv&j podíl nadhodnocují a podhodnocují zapojení druhého. Z 10 439 respondent& z vybraných sedmi (resp. osmi) evropských zemí 6773 (64 %) uvedli, že žijí s partnerem(kou). Protože 182 (80 muž& a 102 žen) z nich neodpov#d#lo na žádnou z otázek týkajících se domácí práce (viz níže), obsahuje analyzovaný datový soubor odpov#di 6551 dotázaných4.

Jana Chaloupková Sociologický ústav AV !R

Literatura Možný, I. 2003. „Vzd#lanostn# diferencovaná ilegitimita jako symptom pozdní moderny“. Pp. 60-65 in D&ti, mládež a rodiny v období transformace, ed. by I. Pla%ava and M. Pilát. Nývlt, O., P. Šalamounová, 2004. „Mimomanželská plodnost v "eské republice“. SDA-Info VI (1-2): 1-5. Villeneuve-Gokalp, C. 2000. „The Double Families of Children of Separeted Parents“. Population: An English Selection 12: 111-137.

Vymezení domácí práce a formulace otázek

Cílem textu je srovnání d&lby domácí práce mezi partnery a hodnocení její spravedlnosti v n&kolika evropských zemích. St$edem zájmu je p$edevším vztah mezi subjektivním hodnocením spravedlnosti podílu na domácí práci a #asem, který je na práci v domácnosti vynakládán. D%raz je p$itom kladen na rozlišení podle charakteru zapojení obou partner% do placené práce. P$edstavy o vymezení rolí v rodin# procházejí v posledním p&lstoletí díky hodnotovým a strukturním zm#nám, zejména nár&stu zam#stnanosti žen, významnými prom#nami. Tradi!ní model rodiny s otcem živitelem a matkou pe!ující o d#ti a domácnost p$estává být jediným normativním ideálem a preference model& rodinného uspo$ádání se zna!n# pluralizují. Mnozí auto$i byli na po!átku 70. let p$esv#d!eni, že vyrovnávání vzd#lanostních p$íležitostí muž& a žen a zvyšující participace žen na trhu práce povede ke sbližování rolí v rodin# a o!ekávali, že bude vzr&stat zapojení muž& do pé!e o domácnost. I když je rozší$ení dvoup$íjmových rodin doprovázeno oslabením tradi!n# jasn# odd#lených rolí v rodin#, p$evážná !ást odpov#dnosti za pé!i o domácnost a d#ti z&stává na ženách a jsou to p$evážn# ony, kdo upravuje své pracovní zapojení s ohledem na nároky rodiny a pé!e o d#ti. Nabízí se proto otázka, zda se v souvislosti s hodnotovými zm#nami a zm#nami vzorc& zapojení žen do ekonomické aktivity m#ní i p$edstavy o tom, co znamená spravedlivý podíl domácí práce?

Použitá data V této stati používám data z šet$ení Rodina a m#nící se role gender III realizovaného v rámci mezinárodního výzkumného programu ISSP (International Social Survey Programme)2 z roku 2002. Modul byl dotazován ve 34 zemích, pro ú!ely tohoto !lánku bylo mezinárodní srovnání omezeno na sedm evropských stát& (Velká Británie, Nizozemí, Švédsko, Špan#lsko, "eská republika, Ma*arsko a N#mecko)3. Data za N#mecko tvo$í dva samostatné reprezentativní soubory za východní a západní !ást. Z d&vodu odlišného rodinného chování i postoj& k rodin# v t#chto oblastech s nimi budu pracovat samostatn#. Otázky týkající se d#lby domácí práce mezi partnery byly v ISSP 2002 pokládány pouze t#m respondent&m, kte$í uvedli, že žijí ve spole!né domácnosti se svým partnerem !i partnerkou.

Obecn# m&žeme vymezit domácí práci jako soubor !inností vykonaných v domácnosti pro pot$eby jejích !len& a k zajišt#ní provozu domácnosti [nap$. Shelton a John 1996]. Její významné charakteristiky dále jsou, že se jedná o práci neplacenou, která je vykonávaná v pospolitosti rodiny a jejíž výkon je spojen s emocionálními pouty [Beck 2004: 177]. Soubor !inností, které mohou být mezi domácí práce zahrnuty, je velmi široký (nap$. v závislosti na charakteru bydlení, místu bydlišt#, životní úrovni domácnosti, životním stylu apod.). Pokud se ale pozornost nesoust$edí jen na konkrétní, vybrané !innosti, ve v#tšin# empirických výzkum& nebývá explicitn# vymezen. Pé!e o domácnost navíc nezahrnuje jen „fyzický“ výkon !inností, jako jsou úklid, nákupy !i praní prádla nebo pé!e o zahradu, ale má významné kognitivní (pamatování, p$ipomínání, plánování apod.) a emocionální složky a její vykonávání je úzce spojeno s odpov#dností v&!i druhým osobám [Doucet 2001]. Tyto aspekty pé!e o domácnost, které p$edstavují pom#rn# velkou !asovou i psychickou zát#ž, jsou ve v#tšin# výzkum& spíše opomíjené. Z hlediska vymezení prací v domácnosti je d&ležité i jejich odlišení od aktivit vykonávaných ve volném !ase, které nemají charakter povinnosti !i závazku a jsou provozovány pro zábavu !i relaxaci. Hranice mezi t#mito kategoriemi mohou být nejasné a jejich odlišení závisí na subjektivním vnímání respondent&. N#kte$í auto$i p$itom poukazují na to, že muži mají ve srovnání s ženami !ast#ji tendenci vnímat domácí práce v p$ípad#, že je vykonávají, spíše jako zábavu !i relaxaci než jako práci [Shaw 1998 cit. dle White a Klein 2002: 191]. V#tšina studií d#lby práce v domácnosti se soust$edí na rozd#lení domácí práce mezi partnery. Jen ojedin#lé studie se zam#$ují na to, jak se na práci v domácnosti podílejí další !lenové domácnosti (nap$. starší d#ti), širší p$íbuzenské sít#, pop$ípad# další neplacená !i placená výpomoc. Rozd#lení práce v domácnosti je v empirických výzkumech zjiš'ováno v zásad# dv#ma zp&soby: 1) na základ# !asového zapojení (kolik hodin v#nují pr&m#rn# b#hem ur!itého !asového úseku (nap$. všedního dne, víkendu !i v pr&b#hu celého týdne) práci v domácnosti), 2) podle toho, kdo v domácnosti vykonává konkrétní !innosti. Ve výzkumném šet$ení ISSP byly použity oba zp&soby. Zaprvé byli respondenti dotazováni, kdo v jejich domácnosti pere prádlo,

-9-

SDA Info

2 / 2005

provádí drobné opravy, pe!uje o nemocné !leny rodiny, nakupuje, uklízí a p$ipravuje jídla. Dotázaní m#li na výb#r šest možností odpov#di: vždy sám(a), obvykle sám(a), oba zhruba stejn# nebo spole!n#, obvykle partner(ka), vždy partner(ka), pop$ípad# t$etí osoba. Z vý!tu sledovaných !inností je patrné, že se jedná p$edevším o !innosti, které jsou kulturn# stereotypizované jako ženské (s výjimkou drobných oprav v domácnosti). Je možné namítnout, že tak omezujeme zapojení muž& do domácí práce na participaci na „ženských“ domácích pracích a nesledujeme jiné domácí !innosti (nap$. p$íležitostné !innosti, !innosti vykonávané vn# domu apod.), kterým se mohou muži v#novat !ast#ji [Ma$íková 1999: 22]. Na druhé stran# tzv. „ženské práce“ jsou obvykle vykonány denn# nebo tém#$ denn# a nelze je v#tšinou odložit na pozd#ji a mají vysoké !asové nároky. Mezi p#t !asov# nejnáro!n#jších domácích !inností pat$í p$íprava jídla, uklízení, nakupování, umývání nádobí a praní a žehlení prádla [Robinson a Godbey 1997 cit. dle Coltrane 2000]. Dále bylo ve výzkumném šet$ení ISSP zjiš'ováno, kolik hodin týdn# respondent v pr&m#ru v#nuje práci v domácnosti a kolik podle jeho odhadu v#nuje t#mto !innostem jeho partner nebo partnerka5. Nevýhodou p$ímého dotazování je, že pro mnohé respondenty m&že být obtížné ur!it, kolik !asu tráví každodenními !innostmi (natož ur!it, kolik !asu jimi tráví jejich prot#jšek). Skeptici dokonce tvrdí, že zcela p$esný odhad svého !asového zapojení do domácí práce m&že podat jen ten, kdo v&bec žádné domácí práce ned#lá [Gershuny 1992: 88]. Nicmén# studie srovnávající údaje zjišt#né p$ímým dotazováním a !asovým snímkem, kdy si respondenti po ur!itou dobu vedou deník a podrobn# zaznamenávají, jaké !innosti vykonávají a jak dlouho, ukazují, že výsledky siln# korelují. P$esto platí, že p$ímé otázky p$inášejí vyšší odhady, p$edevším v p$ípad# !inností vykonávaných !asto (a naopak !innosti vykonávané p$íležitostn# bývají podhodnoceny) [Marini a Shelton 1993 cit. dle Coltrane 2000]. Jisté zkreslení m&že být zp&sobeno i tím, že ti, kte$í se do domácí práce v&bec nezapojují (pravd#podobn# zejména muži), mohou mít tendenci na otázky týkající se práce v domácnosti v&bec neodpovídat. V d&sledku toho mohou být pr&m#rné údaje o zapojení muž& do domácí práce nadhodnocené [Szinovacz a Harpster 1994 cit. dle Coltrane 2000]. I p$es výše uvedené nedostatky se domnívám, že má smysl se ptát lidí, kolik !asu v#nují práci v domácnosti, jak si domácí !innosti d#lí s partnerem a jak toto rozd#lení hodnotí. Tabulka 1 ukazuje, jak si partnerské páry v jednotlivých evropských zemích rozd#lují p#t domácích !inností: praní prádla, drobné opravy, nákupy, úklid a p$ípravu jídla6. S výjimkou drobných oprav, které vykonávají obvykle muži, a nákup&, které nej!ast#ji zajiš'ují oba partne$i, mají ve v#tšin# zkoumaných zemí sledované !innosti na starosti p$edevším ženy. Nejmén# tradi!ní rozd#lení !inností je v Nizozemí, kde se na praní, úklidu a va$ení výrazn#ji podílejí muži a ženy se více v#nují drobným opravám v domácnosti. V#tší podíl muž& ve srovnání s ostatními zem#mi se zapojuje do úklidu i ve Švédsku. Podíl domácností, kde by zkoumané !innosti vykonávala (zejména menší opravy a úklid) (výhradn#) t$etí osoba, je velmi nízký. Nejrozší$en#jší je využívání služeb t$etích osob k úklidu v Nizozemí (6 %) a ve Velké Británii (4 %). Celkov# vzato, nejv#tší podíl sledovaných p#ti !inností, jak ukazují hodnoty souhrnného indexu7, vykonávají ženy v "eské republice, Ma*arsku a Špan#lsku, nejmén# v Nizozemí.

rozdíly mohou být zp&sobeny $adou faktor& – od objemu !asu, který je na starost o domácnost k dispozici, charakteru bydlení a velikosti domácnosti, r&zného vybavení domácími spot$ebi!i a až po r&zné zvyklosti, jaké !innosti, jak !asto a v jakém rozsahu !i kvalit#, je t$eba v domácnosti vykonávat. Krom# toho mohou být tyto rozdíly podmín#ny i makrofaktory, jako je rozvinutost sektoru služeb, jejich cenová hladina apod. Jak ukázal Gershuny [1992], objem !asu v#novaného domácí práci klesá se zlepšováním celkové ekonomické situace zem#. I data t$íd#ná podle zam#stnaneckého statusu obou partner&9 ukazují, že nejv#tší nároky na !as muž& i žen má podle subjektivních odhad& práce v domácnosti v "eské republice, Ma*arsku a Špan#lsku. Nap$íklad "ešky a Ma*arky zam#stnané na plný úvazek (jejichž partner pracuje také na plný úvazek) v#nují domácí práci tém#$ 21 hodin týdn#, zatímco Švédky a Britky p$ibližn# o 10 hodin týdn# mén#. "eští muži žijící v domácnostech, kde jsou oba partne$i zam#stnaní na plný úvazek, uvád#jí, že v#nují práci v domácnosti v pr&m#ru 9 a p&l hodiny, což je o 4 hodiny více než muži ve Velké Británii a o dv# a p&l hodiny týdn# více než muži ve Švédsku. Nep$ekvapí, že nejvíce hodin týdn# tráví prací v domácnosti ženy ekonomicky neaktivní, jejichž partner pracuje na plný úvazek (tedy s nejv#tší pravd#podobností v rodinách s malými d#tmi), a že více !asu v#nují domácí práci ženy, které pracují na !áste!ný úvazek, než ženy s plným pracovním úvazkem. Naproti tomu !as, který v#nují pé!i o domácnost muži, se podle pracovního uspo$ádání liší mnohem mén#. I když je v rodinách, kde je žena v domácnosti !i na rodi!ovské dovolené (ekonomicky neaktivní) a muž je zam#stnaný na plný úvazek, asymetrie !asového zapojení do pé!e o domácnost mezi partnery nejvyšší (podíl žen na celkovém !ase, které stráví oba partne$i prací v domácnosti, je v pr&m#ru 80 %), muži, jejichž partnerka je v domácnosti, se zapojují do domácí práce pr&m#rn# o n#co více než ti, jejichž partnerka je zam#stnaná na !áste!ný úvazek. Relativn# více se do práce v domácnosti zapojují muži, jejichž zapojení do ekonomické aktivity je nižší než zapojení jejich partnerky. Z d&vodu malého zastoupení t#chto pár& mají tyto údaje spíše ilustrativní charakter. Pr&m#rné relativní !asové zapojení, tj. podíl z celkového objemu !asu, který je v domácnosti vynakládán na práce v domácnosti, se ve sledovaných zemích liší mnohem mén# než zapojení absolutní. Ve v#tšin# sledovaných evropských zemí p$ipadají z celkového !asu, který oba partne$i v#nují práci v domácnosti, v pr&m#ru p$ibližn# t$i !tvrtiny na ženy. Podíl žen z celku !asových investic do domácí práce obou partner& se pohybuje od 66 % ve Švédsku až po 78 % ve Špan#lsku. V "eské republice, východním N#mecku a Velké Británii !iní podíl žen dv# t$etiny celkového !asu, který je v domácnosti celkov# v#nován domácím pracím. V domácnostech, kde oba partne$i pracují na plný úvazek, je podíl žen na celkovém !asu v#novaném domácí práci o n#co nižší (pohybuje se od 62 % ve Švédsku až po 71 % v Ma*arsku). Rozdíly relativního !asového zapojení žen jsou v závislosti na velikosti pracovního úvazku pom#rn# malé. Nejmenší jsou v "eské republice, Ma*arsku a Špan#lsku. Zajímavé zjišt#ní je, že p$estože v Nizozemí pat$í d#lba práce v domácnosti mezi partnery z hlediska rozd#lení sledovaných !inností mezi nejvyrovnan#jší, z hlediska srovnání !asových investic obou partner& do práce v domácnosti se od ostatních zkoumaných zemí výrazn# neliší10. Tato skute!nost vzbuzuje mnohé otázky. M&že to znamenat, že když se muži zapojují do domácích prací, v#nují jim mén# !asu než ženy (nap$. když va$í, tak !ast#ji používají polotovary apod.)?

&asové zapojení do domácí práce

Hodnocení spravedlnosti podílu na domácí práci

Pr&m#rný po!et hodin, který v jednotlivých evropských zemích v#nují týdn# domácí práci podle svých odhad& oba partne$i dohromady8, je zna!n# rozdílný (srv. tabulku 2). Nejvyšší !asové nároky má podle odhad& respondent& domácí práce ve Špan#lsku (tém#$ 40 hodin týdn#), v Ma*arsku a v "eské republice. Naopak v pr&m#ru tém#$ o polovinu mén# !asu zabere celkov# pé!e o domácnost ve Velké Británii, Švédsku a Nizozemí. Tyto

Respondenti byli dále dotazováni na to, zda podíl na práci v domácnosti, který vykonávají, považují zhruba za spravedlivý a nebo zda se domnívají, že d#lají více (pop$. mén#), než odpovídá spravedlivému podílu11. Je d&ležité zd&raznit, že se jedná o subjektivní hodnocení a není jasné, co si jednotliví respondenti pod pojmem spravedlivý podíl p$edstavují, nebo s !ím sv&j podíl srovnávají. Pro porozum#ní hodnocení spravedlnosti rozd#lení

Rozd"lení jednotlivých domácích #inností

- 10 -

SDA Info

2 / 2005

domácí práce je podle Lindy Thompson [1991] t$eba vzít v úvahu t$i otázky: 1) co je cen#ným výsledkem rozd#lení domácí práce, 2) s !ím, resp. s kým, je výsledné rozd#lení srovnáváno, 3) jak je d#lba ospravedl%ována. Cen#ným výstupem podle Thompson nemusí být jen to, že se oba partne$i podílejí na práci v domácnosti p$ibližn# stejn#, ale prostá skute!nost, že druhý vyjad$uje ochotu v p$ípad# pot$eby tyto !innosti vykonávat, nebo že projevuje uznání a vd#!nost za jejich vykonávání [Thompson

1991]. Žádoucím výsledkem m&že být i to, že jedinec nemusí vykonávat !innosti, které d#lá nerad. I když se obvykle p$edpokládá, že se srovnávají partne$i vzájemn#, Thompson upozor%uje na to, že ženy porovnávají své zapojení do domácí práce spíše s jinými ženami, pop$. srovnávají zapojení svého partnera s tím, jak se na domácí práci podílejí jiní muži v jejich okolí [Thompson 1991]. Hodnocení uspo$ádání domácí práce dále závisí na tom, zda jedinec nachází jeho uspo-

7DEXOND.GRGčOiFR" 



SUDQtSUiGOD $ 

YåG\åHQD REY\NOHåHQD RED]KUXEDVWHMQČ REY\NOHþLYåG\PXå YåG\åHQD REY\NOHåHQD RED]KUXEDVWHMQČ REY\NOHþLYåG\PXå YåG\åHQD REY\NOHåHQD RED]KUXEDVWHMQČ REY\NOHþLYåG\PXå YåG\åHQD REY\NOHåHQD RED]KUXEDVWHMQČ REY\NOHþLYåG\PXå YåG\åHQD REY\NOHåHQD RED]KUXEDVWHMQČ REY\NOHþLYåG\PXå

GUREQpRSUDY\ % 

1iNXS\ & 

ÒNOLG ' 

SĜtSUDYDMtGOD ( 

=iSDGQt 9êFKRGQt 1ČPHFNR 1ČPHFNR                    

                   

9HONi 0DćDUVNR 1L]R]HPt %ULWiQLH                    

                   

                   

âYpGVNR

ý5

âSDQČOVNR

                   

                   

                   

6RXKUQQêLQGH[SRGtOåHQ)          =GURM ,663  3R]QiPN\ 6ORXSFRYi SURFHQWD 'RSRþHWGR   WYRĜt GRPiFQRVWL YH NWHUêFKXYHGHQp þLQQRVWL QHY\NRQiYi QLNGR ] SDUWQHUVNpKR SiUX DOH WĜHWt RVRED1$  1%  1&  1'  1(  1)  5R]GtO\YUR]GČOHQtYãHFKXYHGHQêFKþLQQRVWtPH]L]HPČPLMVRXVLJQLILNDQWQt  F QDKODGLQČ3ĤYRGQtNDWHJRULHRGSRYČGtYåG\ViPD REY\NOHViPD RED]KUXEDVWHMQČQHERVSROHþQČREY\NOHSDUWQHUND YåG\SDUWQHUND WĜHWtRVREDE\O\ SUR]MHGQRGXãHQtSĜHNyGRYiQ\SRGOHSRKODYtUHVSRQGHQWDQDYåG\PXåYåG\åHQD DWG6RXKUQQêLQGH[QDEêYiKRGQRW\YãHGČOiPXå DåYãHåHQD 

7DEXOND3UĥPčUQëSRÿHWKRGLQYčQRYDQëWëGQčGRPiFtSUiFLSRGOH]DPčVWQDQHFNpKRVWDWXVXRERXSDUWQHUĥ 

FHONHPEH]RKOHGXQD REDSDUWQHĜLSUDFXMtQDSOQê~YD]HN ]DPČVWQDQHFNêVWDWXVQ   Q   åHQ\ PXåL SRGtOåHQ åHQ\ PXåL SRGtOåHQ

 âSDQČOVNR 0DćDUVNR ý5 =iS1ČPHFNR 9êFK1ČPHFNR 1L]R]HPt 9HONi%ULWiQLH âYpGVNR &HONHP  

        

        

        

        

        

        

PXåSOQê~YD]HNåHQDHNRQRPLFN\ åHQDSOQê~YD]HNPXåþiVW~YD]HN QHDNWLYQt1   QHERHNRQRPLFN\QHDNWLYQt1  åHQ\ PXåL SRGtOåHQ åHQ\ PXåL SRGtOåHQ

PXåSUDFXMHQDSOQêDåHQDQD þiVWHþQê~YD]HNQ   åHQ\ PXåL SRGtOåHQ         

        

        

RVWDWQt1   åHQ\

PXåL

SRGtOåHQ

âSDQČOVNR          0DćDUVNR          ý5          =iS1ČPHFNR          9êFK1ČPHFNR          9HONi%ULWiQLH          âYpGVNR          &HONHP          =GURM ,663  3R]QiPN\ ÒGDMH MVRX YKRGLQiFK D GHVHWLQiFK KRGLQ\ 'DWD ]D1L]R]HPt QHREVDKXMt ~GDMH R ]DPČVWQDQHFNpP VWDWXVX SDUWQHUDN\  3RGtO åHQ MH Y\SRþtWiQMDNRSRGtO]FHONRYpKRþDVXNWHUêREDSDUWQHĜLYČQXMtGRPiFtSUiFL

- 11 -

SDA Info

2 / 2005

kojivé ospravedln#ní. Nerovnom#rné rozd#lení domácí práce mezi partnery m&že být nap$. od&vodn#no tím, že je menší zapojení do pé!e o domácnost kompenzováno v#tším zapojením do placené práce. Další vysv#tlení dávají d&raz na distribuci zdroj& (nap$. výši p$íjm&) mezi partnery a p$edpokládají, že !ím v#tšími zdroji ve srovnání se svým prot#jškem (nap$. p$íjmy, vzd#lání) žena disponuje, tím mén# bude situaci, kdy vykonává v#tší podíl domácí práce než její partner, považovat za spravedlivou12. Významnou roli mají pro hodnocení spravedlnosti d#lby domácí práce pochopiteln# p$edstavy o rolích muž& a žen v rodin#. Lze o!ekávat, že ženy, které zastávají tradi!ní postoje k d#lb# rolí v rodin#, budou mén# nespokojené s menším zapojením svého partnera. A naopak !ím mén# tradi!ní postoje ženy zastávají a !ím více se identiÞkují s profesí, tím spíše v p$ípad#, kdy vykonávají v#tší podíl na práci v domácnosti, ho budou hodnotit jako v#tší než spravedlivý. S využitím dostupných dat není možné ov#$it, co je v souvislosti s výkonem domácí práce cen#ným výsledkem, ani s kým dotazovaní sv&j podíl srovnávají. Dovolují však zkoumat, jak hodnocení spravedlnosti souvisí se zapojením do práce v domácnosti (!asem v#novaným domácí práci) a jak se liší v domácnostech s r&zným charakterem ekonomické aktivity obou partner&. Graf 1 ukazuje, jak ženy hodnotily sv&j podíl na práci v domácnosti. Ve všech sledovaných zemích s výjimkou Ma*arska je více žen, které považují sv&j podíl za v#tší než spravedlivý, než t#ch, které ho hodnotí jako spravedlivý. Nejmén# žen ozna!uje své zapojení do pé!e o domácnost jako zhruba spravedlivé v Nizozemí (28 %) a Velké Británii (32 %), nejvíce v Ma*arsku 61 %. V ostatních sledovaných zemích hodnotí své zapojení do domácí práce jako spravedlivé p$ibližn# dv# p#tiny žen. Muži !ast#ji než ženy odpovídají, že vykonávají zhruba spravedlivý podíl práce v domácnosti (graf 2). S jistým zjednodušením je možné $íci, že muži se d#lí na dv# p$ibližn# stejn# velké skupiny: jedni považují sv&j podíl na domácí práci za spravedlivý, druzí se

podle svého soudu zapojují do domácí práce mén#, než je spravedlivé. Muž&, kte$í si myslí, že d#lají více domácí práce, než je spravedlivé (podobn#, jako žen, které by sv&j podíl hodnotily jako menší než spravedlivý), je nepatrný podíl. Nejvíce muž& považuje sv&j podíl na práci v domácnosti za spravedlivý v Ma*arsku (57 %). O n#co více muž&, kte$í ozna!ují sv&j podíl na práci v domácnosti jako spravedlivý, než t#ch, kte$í jej považují za menší, než spravedlivý, je rovn#ž v "eské republice (49 % ku 42 %). O!ekávají ženy zam#stnané na plný úvazek, že se bude jejich partner více podílet na práci v domácnosti? Liší se hodnocení podílu podle charakteru pracovního zapojení obou partner&? Pro ú!ely tohoto srovnání bylo hodnocení spravedlnosti zjednodušeno do t$í kategorií: 1) v#tší, než je spravedlivý podíl, 2) d#lám zhruba tolik, kolik je spravedlivý podíl a 3) menší, než je spravedlivý podíl. Graf 3 ukazuje, že se zvyšujícím se !asovým zapojením je podíl na domácí práci hodnocen jako vyšší než spravedlivý. Pr&m#rné !asové zapojení, které odpovídá jednotlivým kategoriím hodnocení, je ve sledovaných evropských zemích rozdílné. Významným zjišt#ním je, že v žádné ze sledovaných evropských zemí se !asové zapojení vnímané jako spravedlivé neblíží 50 %. Z odpov#dí žen vyplývá, že jako spravedlivý podíl není hodnocen rovný podíl, ale podíl kolem 60 % až 70 %.13 Ve Špan#lsku zapojení žen, které je vnímáno jako spravedlivé, dokonce dosahuje tém#$ 80 %. I ženy, které pracují stejn# jako jejich partner na plný úvazek, považují za spravedlivé, když se v#nují domácí práci více než jejich partner (graf 4). Nejvíce se pojetí spravedlivého podílu p$ibližuje rovnému podílu v domácnostech, kde oba partne$i pracují na plný úvazek, ve Švédsku. V ostatních zemích !asové zapojení do domácí práce, které ženy zam#stnané na plný úvazek považují za spravedlivé, dosahuje kolem 60 %. Naproti tomu ženy, které jsou ekonomicky neaktivní, hodnotí jako spravedlivý vyšší podíl (kolem 80 %). To, jaký podíl považují v pr&m#ru za spravedlivý ženy, které jsou zam#stnané na plný úvazek, a ty, *UDI+RGQRFHQtVSUDYHGOQRVWLYODVWQtKRSRGtOXQDSUiFLYGRPiFQRVWL jež pracují na !áste!ný úvazek, se v n#kterých zemích p$íliš neliší. Nejmén# výrazné jsou rozdíly ve  å(1< Špan#lsku, "R a východní !ásti N#mecka.

Záv"r

1L]R]HPt

Data z výzkumu ISSP 2002 dokládají, že ve všech zkoumaných evropských zemích v#nují ženy domácí práci výrazn# více !asu než muži a mají zpravidla na starosti v#tšinu sledovaných domácích !inností. Nejvyrovnan#jší je rozd#lení domácích !inností v Nizozemí, ale i zde podle zjišt#ní výzkumu ISSP 2002 p$evyšuje !as, který ženy vynakládají na domácí práci, !asové zapojení muž& více než dvaap&lkrát. Vezmeme-li toto v úvahu, nemusí nás p$ekvapovat, že i p$es po-

9HONi%ULWiQLH =iS1ČPHFNR ýHVNiUHSXEOLND âSDQČOVNR 9êFK1ČPHFNR âYpGVNR 0DćDUVNR 











 08å,

GČOiPPQRKHPYtFQHå MHPĤMVSUDYHGOLYêSRGtO

1L]R]HPt

RQČFRYtFHQHåMHPĤM VSUDYHGOLYêSRGtO

9HONi%ULWiQLH =iS1ČPHFNR

]KUXEDWROLNNROLNMHPĤM VSUDYHGOLYêSRGtO

ýHVNiUHSXEOLND

RQČFRPpQČQHåMH PĤMVSUDYHGOLYêSRGtO

âSDQČOVNR 9êFK1ČPHFNR

RPQRKRPpQČQHåMH PĤMVSUDYHGOLYêSRGtO

âYpGVNR 0DćDUVNR 









- 12 -





=GURM,663 3R]QiPN\äHQ\1 0XåL1 

SDA Info

Poznámky

 

8

9

DU  0 Dć

= 1 ČP  9 % ULW iQ 

P 

ý 5

âS DQ ČO 



=GURM,663 3R]QiPN\1 9HYêFKRGQtþiVWL1ČPHFNDQHRGSRYČGČODåiGQiåHQD åHE\Y\NRQiYDODPHQãtQHåVSUDYHGOLYêSRGtO

Tento text je p$epracovanou verzí empirické !ásti mé diplomové práce s názvem Rozd#lení domácí práce a hodnocení jeho spravedl- *UDI-DNpÿDVRYp]DSRMHQtKRGQRWtæHQ\MDNRVSUDYHGOLYëSRGtO" nosti v komparativní perspektiv#, obhájené v zá$í 2005 na FF UK 9 SURFHQWHFK ] GRPiFt SUiFH VURYQiQt SRGOH ]DPčVWQDQHFNpKR v Praze. Jeho p$íprava byla podpo$ena Grantovou agenturou AV "R VWDWXVXD]HPt v rámci projektu Sociální a ekonomické charakteristiky mimomanžel ské plodnosti (1QS 700280552). Podrobn#ji p$ibližuje program sociálního výzkumu ISSP, v!etn#  p$ehledu zú!astn#ných zemí a zkoumaných témat, Krej!í [2005]. Výzkumné šet$ení zam#$ené na problematiku rodiny a gender rolí  bylo v rámci projektu ISSP provedeno také v roce 1988 bez ú!asti "R a v roce 1994 s !eskou ú!astí. Data z p$edchozích šet$ení ale  neobsahují údaje o !asovém zapojení partner& do domácí práce,  ani o hodnocení spravedlnosti rozd#lení domácí práce a položky v otázce týkající se rozd#lení konkrétních !inností v domácnosti byly  formulovány odlišn#, a proto neumož%ují srovnání vývoje v !ase. Podrobn#jší analýze !eských dat ISSP 2002 o rozd#lení domácí  práce se v#novala samostatná studie [Chaloupková 2005a].  V následujících analýzách používám váhy. Vážení je doporu!eno pro data za "R, Ma*arsko a Velkou Británii [blíže viz ISSP 2002].  Zn#ní otázky: „Když nepo!ítáte !as v#novaný pé!i o d#ti a aktivitám  ve volném !ase, kolik hodin týdn# pr&m#rn# strávíte prací v domácnosti? A co Váš partner/partnerka? Kolik hodin týdn# pr&m#rn# stráví prací v domácnosti, když nepo!ítáte !as v#novaný pé!i o d#ti a aktivitám ve volném !ase?“ Ve výzkumném šet$ení ISSP 2002 byla dotazována ješt# pátá položka: pé!e o nemocné !leny rodiny. Z d&vodu pom#rn# velkého po!tu åHQDSOQê~YD]HNPXåþiVW~YD]HNQHERHNQHDNW chyb#jících odpov#dí jsem ji do dalších analýz nezahrnula. REDSOQê~YD]HN Souhrnný index ukazuje pr&m#rný podíl ženy na výše uvedených PXåSOQê~YD]HNåHQDþiVW~YD]HN p#ti domácích !innostech. Rozd#lení !inností bylo kvantiÞkováno PXåSOQê~YD]HNåHQDHNQHDNW  následujícím zp&sobem: vždy žena = 100%, obvykle žena = 75%, oba zhruba stejn# nebo spole!n# = 50 %, obvykle muž = 25%, vždy =GURM,663 muž = 0, t$etí osoba = 0. Hodnoty indexu nabývají od 0 v p$ípad#, že 3R]QiPN\1 'DWD]D1L]R]HPtQHREVDKXMt~GDMHR]DPČVWQDQHFNpP žena ned#lá žádnou z uvedených !inností, až 100 (resp. 1), pokud je VWDWXVX SDUWQHUDN\  D SURWR QHPRKOR EêW 1L]R]HPt GR WRKRWR VURYQiQt d#lá všechny výhradn# sama. ]DĜD]HQR Pr&m#rné !asové zapojení bylo vypo!ítáno ze všech odpov#dí, tj. mí neobsahují údaje o zam#stnaneckém statusu partnera(ky), a proto !asové zapojení ženy bylo po!ítáno v p$ípad#, že byla dotazována žena zde nemohou být použita. na základ# jejích vlastních odhad&, a pokud byl respondentem muž, tak z jeho odhadu !asového zapojení jeho partnerky. Obdobn# u muž&. 10 Na rozdíl od ostatních zkoumaných evropských zemí nebyla nalezena v Nizozemí souvislost mezi !asovým zapojením a rozd#lením jednotZam#stnanecký status partner& byl rozd#len do p#ti kategorií: 1) páry, livých !inností. Zatímco v ostatních zemích byla korelace relativního kde oba partne$i pracují na plný úvazek, 2) páry, kde muž pracuje na plný !asového zapojení žen a podílu žen na všech !innostech statisticky a žena na !áste!ný úvazek, 3) páry, kde muž pracuje na plný úvazek signiÞkantní (hodnoty Pearsonova koeÞcientu korelace se pohybovaly a žena je ekonomicky neaktivní, 4) páry, kde žena pracuje na plný úvazek kolem 0,5 - 0,7, v p$ípad# Nizozemí dosahoval jen 0,03). a muž na !áste!ný úvazek nebo je ekonomicky neaktivní, 5) ostatní. Do 11 Otázka zn#la: Které z následujících tvrzení se nejvíce hodí na rozd#lení kategorie 5 spadají páry, kde jsou oba partne$i ekonomicky neaktivní, práce mezi Vámi a Vaším partnerem /Vaší partnerkou? 1. D#lám mnohem oba pracují na !áste!ný úvazek nebo je jeden ekonomicky neaktivní a víc, než je m&j spravedlivý podíl na práci v domácnosti, 2. D#lám o n#co druhý pracuje na !áste!ný úvazek. Mezi ekonomicky neaktivními jsou více, než je m&j spravedlivý podíl na práci v domácnosti, 3. D#lám zhruba nezam#stnaní, studující, invalidní i starobní d&chodci a ti, co jsou trvale tolik, kolik je m&j spravedlivý podíl na práci v domácnosti, 4. D#lám o v domácnosti (v!etn# mate$ské (rodi!ovské) dovolené). Data za Nizoze-

- 13 -

âS D

QČ OV

NR

5

ý

VN R

âY pG

Dć

0

1

9ê FK

DU VN R



ČP

7

1 L] R] H

'ČOiPYtFQHåMHPĤMVSUDYHGOLYêSRGtO 'ČOiP]KUXEDWROLNNROLNMHPĤMVSUDYHGOLYêSRGtO 'ČOiPPpQČQHåMHPĤMVSUDYHGOLYêSRGtO

=i S 1

6

9 1 ČP 





5



iQ LH

4



% ULW

3



9

2



ČP 

1

*UDI  +RGQRFHQt VSUDYHGOQRVWL UR]GčOHQt GRPiFt SUiFH SRGOH SRGtOX ]FHONRYpKR ÿDVX NWHUë MH YGRPiFQRVWL YčQRYiQ GRPiFt SUiFL²æHQ\

âY pG 

m#rn# vysoké zapojení nizozemských muž& do nej!ast#jších domácích !inností vnímá p$evážná !ást nizozemských žen sv&j podíl na práci v domácnosti jako v#tší než spravedlivý. Nejtradi!n#jší postoje k vymezení rolí v rodin# jsou zastávány v Ma*arsku. I když Ma*arsko pat$í ve sledovaných zemích k t#m, kde práce v domácnosti vyžaduje nejvíce !asu a kde na ženách leží nejv#tší díl práce v domácnosti, v#tšina ma*arských žen (a muž&) hodnotí sv&j podíl na práci v domácnosti jako spravedlivý. Vysoký podíl žen, které ve v#tšin# sledovaných zemí udávají, že vykonávají v#tší než spravedlivý podíl domácí práce, a nemalý podíl muž&, kte$í p$ipoušt#jí, že se do práce v domácnosti zapojují mén#, než je spravedlivé, sv#d!í o tom, že dochází k posunu p$edstav o vymezení rolí v rodin#. Zajímalo nás, jaké relativní !asové zapojení do domácí práce hodnotili respondenti jako spravedlivý podíl. Dále jsme si kladli otázku, zda se toto hodnocení liší podle charakteru ekonomické aktivity obou partner&. Ze srovnání vyplývá, že podíl domácí práce, který ženy hodnotily jako spravedlivý, p$evyšoval rovný podíl. Dokonce i ženy zam#stnané stejn# jako jejich partner na plný úvazek vnímají jako spravedlivé !asové zapojení, které p$edstavuje kolem 60 % celkového !asu, který je ob#ma partnery vynakládán na práci v domácnosti. Rovnému podílu se pojetí spravedlivého podílu p$iblížilo pouze ve Švédsku. Údaje za Nizozemí bohužel neznáme, protože nizozemská data neobsahují informaci o zam#stnaneckém statusu partnera(ky).

2 / 2005

SDA Info

2 / 2005

n#co mén#, než je m&j spravedlivý podíl na práci v domácnosti, 5. D#lám o mnoho mén#, než je m&j spravedlivý podíl na práci v domácnosti. 12 Studie !erpající z teorie zdroj& si mimo jiné kladou otázku, zda souvisí deklarovaná spokojenost s uspo$ádáním d#lby práce v domácnosti s tím, jaké alternativy mají ženy mimo partnerský svazek. Nap$. Mary Lennon a Sarah RosenÞeld [1994] doložily na datech ze Spojených stát&, že nerovnou d#lbu domácí práce hodnotí jako spravedlivou spíše ženy, jejichž životní standard by se rozpadem manželství snížil. To ale m&že být zp&sobeno tím, že se jedná o ženy, které jsou rodinn# orientované a které dávají p$ednost zam#stnání s nižším p$íjmem, které lze dob$e skloubit s rodinou, a tudíž ani nepovažují toto uspo$ádání za nespravedlivé. 13 Vzhledem k omezenému rozsahu tohoto textu zde neuvádím odpov#di muž&. Záv#ry ze srovnání toho, jak hodnotí muži sv&j podíl na domácí práci a kolik !asu jí v#nují, se s výše uvedenými zjišt#ními v zásad# shodují: podíl na domácí prácí, který muži hodnotí jako zhruba spravedlivý, se pohybuje kolem 30 - 40 %.

Literatura Beck, U. 2004. Riziková spole#nost. Na cest& k jiné modernit&. Praha: SLON (v orig .1. vyd. 1986). Coltrane, S. 2000. „Research on Household Labor: Modeling and Measuring the Social Embeddedness of Routine Family Work“. Journal of Marriage and Family 62 (4): 1208 - 1234. Doucet, A. 2001. „You See the Need Perhaps More Clearly Than I Have: Exploring Gendered Processes of Domestic Responsibility”. Journal of Family Issues 22 (3): 328 – 357. Gershuny, J. 1992. „Change in the Domestic Division of Labour in the UK 1975 - 1987: Dependant Labour versus Adaptive Partnership“. Pp. 70 – 94 in Social Change in Contemporary Britain, ed. by N. Abercrombie, A. Warde. Cambridge: Polity Press.

The European Social Survey (ESS): o projektu a dostupnosti dat Klára Plecitá-Vlachová a František Kalvas Sociologický ústav AV !R

Evropský sociální výzkum (ESS) je kvantitativní výzkumný projekt v oblasti sociálních v&d. Na jeho po#átku bylo poznání, že ve v&tšin& evropských zemí chybí relevantní a kvalitní data, která by umož"ovala zkoumat postoje a hodnoty v evropských spole#nostech v #asové a mezinárodní komparativní perspektiv&. V mnoha zemích sice b&ží kvalitní velké dlouhodobé národní i mezinárodní komparativní výzkumné projekty, ty však nep$inášejí dostate#n& obsáhlá, standardizovaná a komparovatelná data o evropských demokraciích. Proto si projekt ESS dal za cíl zabývat se obsáhle populacemi všech demokratických zemí západní, st$ední i východní Evropy. Projekt výzkumu ESS byl iniciován Stálým výborem pro Sociální v#dy v Evropské nadaci pro v#du (ESF) a vypracován Centrálním koordina!ním týmem ve složení Roger Jowell (NCSR, UK), Peter Möhler (ZUMA, N#mecko), Bjørn Henrichsen (NSD, Norsko), Jaak Billiet (Universita v Leeuwenu, Belgie), Willem Saaris (Universita v Amsterdamu, Nizozemí) a Ineke Stoop (Social en Cultureel Planbureau, Nizozemí). Je navržen a provád#n tak, aby spl%oval nejvyšší metodologické standardy uplat%ované v této v#dní oblasti. Od svých po!átk& pat$í mezi p$ední výzkumné projekty Evropského výzkumného prostoru (ERA) a je za$azen mezi významné panevropské Výzkumné infrastruktury (Research Infrastructures). Projekt ESS má n#kolik zdroj& Þnancování. Evropská komise (z rámcových program&) a Evropská nadace pro v#du hradí náklady spjaté s bazální existencí programu (vývoj výzkumných instrument&, sch&zky orgán& ESS, archivování a distribuce dat, atd.) a zú!astn#né zem# hradí realizaci terénních výzkumných šet$ení realizovaných v rámci ESS na jejich území. V rámci ESS pracuje na p$íprav# výzkumných šet$ení n#kolik orgán&. Na vrcholu stojí Centrální koordina!ní tým (Central Coordinating Team), který je odpov#dný za design a koordinaci ESS. Jako odborný poradní orgán je mu k dispozici V#decký poradní

Chaloupková, J. 2005a. „Faktory ovliv%ující d#lbu domácí práce v !eských domácnostech a hodnocení její spravedlnosti“. Sociologický #asopis/Czech Sociological Review 41 (1): 57 – 77. Chaloupková, J. 2005b. Rozd#lení domácí práce a hodnocení jeho spravedlnosti v komparativní perspektiv#. Diplomová práce (vedoucí práce PhDr. Dana Hamplová, PhD.). FF UK v Praze. ISSP 2002 Family and Changing Gender Roles III. Codebook ZA Study 3880. Koln: Zentralarchiv für Empirische Sozialforschung. Vyhledat na http: //www.gesis.org/za [cit. dle 1. 7. 2005]. Krej!í, J. 2005. „Mezinárodní program sociálního výzkumu ISSP.“ SDA Info 7 (2005/1): 1 - 4. Lennon M. C., S. RosenÞeld 1994. „Relative Fairness and the Division of Housework: The Importance of Options.“ American Journal of Sociology 100 (1): 506 – 531. Ma$íková, H. 1999. Muž v rodin&: demokratizace sféry soukromé. Pracovní texty. WP 99:6. Praha: Sociologický ústav AV "R. Marini, M. M., B. A. Shelton 1993. „Measuring Household Work: Recent Experience in the United States.“ Social Science Research 22 (4): 361-382. Robinson, J. P., G. Godbey 1997. Time for Life: The Surprising Ways Americans Use Their Time. University Park: Pennsylvania State University. Shaw, S. M. 1998. „Gender differences in deÞnition and perception of household labor.“ Family Relations 37: 333 -– 337. Shelton, B. A., D. John 1996. „The Division of Household Labor.“ Annual Review of Sociology 22 (1): 299 – 322. Szinovacz, M., P. Harpster 1994. „Couples’ Employment/retirement Status and the Division of Household Tasks.“ Journals of Gerontology 49: 125 - 137. Thompson, L. 1991. „Family work: Women’s Sense of Fairness.“ Journal of Family Issues 12 (2): 181 – 96. White, J. M, D. M. Klein 2002. Family Theories. Thousand Oaks, London, New Delphi: Sage Publications.

výbor (ScientiÞc Advisory Board), což je mezinárodní výbor složený z odborník& na kvantitativní výzkumná šet$ení z ú!astnících se zemí, zástupce Evropské komise a zástupce Evropské nadace pro v#du. Panel pro výb#ry (Sampling Panel) je tým specialist&, kte$í s národními kordinátory konzultují a schvalují design výb#r& v ú!astnících se zemích. Národní koordináto$i jsou odborníci p&sobící v ú!astnických zemích, kte$í na sebe berou odpov#dnost za provedení šet$ení v dané zemi. K dispozici je jim také Komise pro p$eklady - tým specialist& na p$eklady výzkumných instrument& ze zdrojové verze do národních jazyk&. Krom# výše uvedených orgán& v rámci ESS p&sobí také metodologická skupina, která dohlíží na technické metodologické aspekty výzkumu. Podrobn#jší informace o tomto programu, orgánech a národních koordinátorech lze nalézt na webu projektu: http://www.europeansocialsurvey.org. V rámci projektu ESS probíhají šet$ení každé dva roky. V šet$eních jsou v jednotlivých zemích sbírána sociodemograÞcká a socio-strukturální data (podobn# jako v rámci European Household Panel Survey !i European Labour Force Survey) a data o sociálních, politických a kulturních postojích, mín#ních a orientacích (jako v rámci Eurobarometer, European Values Survey a ISSP). ESS však nenahrazuje žádný z dosavadních velkých mezinárodních výzkumných projekt& a jeho cílem je sloužit jiné klientele než zmín#né výzkumy. ESS se v#nuje výzkumu politických témat a problém& (kriminalita, nerovnosti, atd.), postoj&m k demokracii (spokojenost s demokracií, legitimita demokracie, d&v#ra v instituce, politická orientace, atd.), zapojení se do politiky (zájem o politiku, politická participace, volební chování, atd.), sociální a politické orientace (individualizace, viktimizace, postmaterialismus, atd.), využívání médií a komunikace (!tení novin a !asopis&, sledování TV, poslech rádia, užívání internetu, …), sociáln# politické identity (národní identita, etnocentrismus, xenofobie, patriotismus, atd.) a jiných témat. Samoz$ejmostí je zjiš'ování socio-demograÞckých a sociostrukturálních charakteristik dotázaných a jejich domácností. Dv# t$etiny tematického obsahu šet$ení z&stávají v každé vln# stabilní, jedna t$etina je prom#nlivá. Jde o rota!ní moduly, na které je každý druhý rok vypisován tendr. V rámci ESS I byl poskytnut prostor rota!ní modul&m Ob!anství, ob!anská angažovanost a demokracie a Imigrace. V druhé vln# ESS byly zahrnuty moduly Ekonomická morálka, Vyhledávání zdravotní pé!e a Rodina, práce a blahobyt. Pro t$etí vlnu ESS, která se uskute!ní v letech

- 14 -

SDA Info

2 / 2005

2006-2007, v tendru zvít#zily moduly Osobní a sociální blahobyt: vytvá$ení indikátor& pro prosperující Evropu a "asování života: organizace životní dráhy v Evrop#. ESS je navržen tak, aby byly dodrženy výjime!n# vysoké výzkumné standardy v oblasti kvantitativních šet$ení. Je zkoumána populace od 15 let výše. Výb#r šet$ených populací probíhá ve všech zemích striktn# pravd#podobnostní metodou. Minimální efektivní velikost výb#ru je speciÞkována na 1500 dotazovaných ve v#ku 15 a více let (resp. 800 v zemích s populací menší než 2 miliony obyvatel). Cílová návratnost je stanovena na 75 %. Sb#r dat probíhá za pomoci t$í typ& instrument& – kontaktního formulá$e, hlavního dotazníku a n#kolika variant metodologického dopl%kového dotazníku. Krom# hromadných dat sbíraných pomocí kontaktního formulá$e, hlavního dotazníku a dopl%kových dotazník& jsou b#hem doby terénního sb#ru dat v každé zemi shromaž*ována i tzv. „event data“ - data o d&ležitých událostech, která mohou ovlivnit výsledek šet$ení. První vlna výzkumu ESS prob#hla v letech 2002 - 2003, druhá v letech 2004 - 2005. První vlny se zú!astnilo 22 zemí, druhou dokon!ilo 24 zemí - Belgie, "eská republika, Dánsko, Estonsko, Finsko, Francie, Irsko, Itálie, Lucembursko, Ma*arsko, N#mecko, Nizozemí, Norsko, Polsko, Portugalsko, Rakousko, +ecko, Slovensko, Slovinsko, Špan#lsko, Švédsko, Švýcarsko a Spojené království Velké Británie a Severního Irska a Ukrajina. Za "eskou republiku p$ipravilo ob# vlny šet$ení ESS výzkumné odd#lení Hodnotové orientace ve spole!nosti SOÚ AV "R, národním koordinátorem byla Klára Plecitá - Vlachová. Terénní sb#r dat provedla v první vln# agentura STEM, v druhé vln# SC&C. ESS I Þnan!n# podpo$ilo MŠMT, ESS II GA "R. Datové soubory z obou vln a jejich dokumentaci pro mezinárodní archivaci p$ipravil Sociologický datový archiv SOÚ AV "R.

P$ístup k dat%m a datové dokumentaci z ESS Cílem ESS je, aby data z výzkum& byla co nejrychleji široce dostupná v#decké a další zainteresované ve$ejnosti. P$íprava

mezinárodního datového souboru, jeho archivace, dokumentace a distribuce jsou sv#$eny norskému datovému archivu NSD (Norwegian Social Science Data Services). Ten zve$ej%uje první verzi spojeného datového souboru vždy jeden rok po oÞciálním zahájení sb#ru dat dané vlny šet$ení. Data jsou dostupná ve$ejn# bez omezení na internetu. Podle pravidel ESS existuje jen jediný spole!ný zdroj pro distribuci dat ESS, a to jak mezinárodních, tak národních soubor&. Stejné podmínky v!etn# data zp$ístupn#ní platí pro všechny i pro autorské týmy. Na adrese http://ess.nsd.uib.no, která je p$ístupná též ze stránek projektu ESS, je možné získat data a dokumentaci dv#ma zp&soby, jednak prost$ednictvím stránek p$ipravených archivem NSD a jednak prost$ednictvím systému pro vyhledávání, distribuci a analýzu sociálních dat NESSTAR. Pro oba zp&soby je nutná registrace, která je spole!ná, takže pokud se n#kdo rozhodne zp&sob získávání dat zm#nit, nemusí se znovu registrovat. Odkaz „Register New User“ se nachází v levém panelu. Registrace je vázána na e-mailovou adresu uživatele a ten se p$i ní zárove% zavazuje dodržovat podmínky pro používání dat, které jsou na webu také ke stažení1.

P$ístup p$es stránky NSD P$ímo na domovské stránce datových služeb ESS lze nalézt odkaz na data a datovou dokumentaci z jednotlivých vln. V horní lišt# pod logem archivu NSD zvolíme, o kterou z prob#hlých vln šet$ení máme zájem. Pokud již máme zvolené šet$ení, m&žeme pokra!ovat výb#rem dat a dokumentace. Stažení jakýchkoli dat nebo dokumentace vyžaduje registraci, program nám tuto povinnost ale vždy p$ipomene a umožní registraci i dodate!n#. V sekci v#nované dokumentaci výzkumu (Survey documentation) m&žeme získat kompletní dokumentaci projektu v!etn# dodatk& o popula!ních statistikách jednotlivých zemí, klasiÞkacích a kódovacích standardech, seznamu prom#nných a p$ehledu prom#nných a použitých otázek. Dále jsou zde k dispozici dokumenty o vážení dat, výb#rových plánech, reliabilit# a validit# otázek, hodnocení kvality dat a další.

ZZZHXURSHDQVRFLDOVXUYH\RUJ  KWWSHVVQVGXLEQR

Zdroj: European Social Survey Data (NSD Web).

- 15 -

Obrázek 1. Analýza dat ESS v NESSTAR Web View.

SDA Info

2 / 2005

Ve stru!ném p$ehledu o sb#ru dat (Fieldwork summary) je uveden seznam zemí, doba sb#ru dat, po!et platných rozhovor& a návratnost. Pokud došlo v n#jaké zemi k odchylce !i chyb#, je u p$íslušné zem# ješt# uvedena poznámka, na kterou je možné kliknout a objeví se tak detailní informace o povaze této odchylky, jejích d&sledcích a o $ešení, které bylo zvoleno. V dokumentaci sb#ru dat (Fieldwork documents) nalezneme hlavní a dopl%kový dotazník, karty, instrukce a kontaktní formulá$. Tyto základní výzkumné instrumenty jsou v anglickém jazyce a je možné si je stáhnout ve formátu *.doc a *.pdf. Všechny dokumenty jsou navíc k dispozici ve všech použitých jazykových verzích. Dále jsou v p$íslušných jazykových verzích k dispozici i speciÞcké dokumenty, které byly použity jen v n#kterých zemích. V p$ípad# "eské republiky je to nap$íklad dopis pro tazatele. Výše uvedenou dokumentaci ješt# dopl%ují údaje o konstrukci indikátor& a souhrnné informace o jednotlivých zemích a jejich regionech (Contextual data and indices), které jsou vskutku podrobné. Není zde jen po!et obyvatel a HDP, ale i údaje o fertilit#, mí$e úmrtnosti, po!tu uprchlík& na jejich území atp., vše v tabulkách ve formátu *.xls. Dále je tu obsáhlý vý!et internetových adres, na kterých je možné dohledat další informace. V !ásti v#nované konstrukci indikátor& m&žeme zatím nalézt pouze Human values scale Shaloma Schwarze. Vedle konstrukce n#kolika variant této škály je zde i doporu!ení, jakou variantu škály zvolit v závislosti na typu úlohy a použitých statistických metodách. A kone!n# je zde sekce pro stažení dat (Data download), která nabízí data ve formátu SAS a SPSS. M&žeme tu získat spojený soubor za všechny zú!astn#né zem# z hlavního dotazníku, podsoubory za jednotlivé zem#, soubory testovacích prom#nných z dopl%kových dotazník&, data z kontaktních formulá$& a soubory s dotazníky pro tazatele. Národní podsoubory obsahují stejné prom#nné jako spojená databáze. SpeciÞcké národní prom#nné jsou samostatn#.

P$ístup p$es systém NESSTAR Do webového rozhraní systému NESSTAR se dostaneme kliknutím na odkaz „On-line browsing and analysis“. Procházení dokumentace výzkumu a popisu prom#nných nevyžaduje registraci. Ta je ovšem nutná pro analýzu dat a stahování soubor&. Soubory dokumentace jsou k dispozici v levém panelu tohoto rozhraní, kliknutím na ikonku vlevo vedle jejich názvu se nám

soubor rozev$e. Klikáním na ikonky m&žeme otevírat a procházet nižší úrovn# dokumentace. Struktura odpovídá standardu DDI [viz Kalvas 2005: 15] a obsahuje vše, co nabízejí ke stažení stránky NSD. Systém NESSTAR ji však umož%uje plynule procházet a efektivn# prohledávat. Další výhody nabízí systém NESSTAR pro práci s daty. Podobn# jako je možné procházet dokumentaci, je možné vyhledávat i vhodné prom#nné. Systém dále umož%uje analýzu dat - vytvá$ení tabulek, graf&, Þltrování dat a základní regresní analýzu, p$ímo ve webovém rozhraní, aniž by bylo t$eba data stahovat na pevný disk po!íta!e. Uživatel tak m&že získat o datech lepší p$edstavu ješt# p$edtím, než zahájí jejich stahování. Databáze ESS je výjime!ná svým rozsahem a uspo$ádáním. Zám#r je z pravidelných šet$ení vytvá$et kumulativní data, která umožní mezinárodní a !asová srovnání v rámci jednotlivých tematických celk& šet$ení. Tomu odpovídá i systém ozna!ení prom#nných a !len#ní souboru. Srovnatelné prom#nné si v jednotlivých vlnách ponechávají shodné názvy, které jsou vztaženy k jejich obsahu. Návaznost na konkrétní dotazníky je tak ale menší. Pokud p$istoupíme k dat&m ESS jako k b#žnému souboru stáhneme si data za jednotlivé zem# a za jednotlivé vlny, práce s t#mito rozsáhlými podsoubory se nám m&že jevit jako krajn# nep$ehledná. NESSTAR ovšem umož%uje komfortní práci i s takto uspo$ádaným kumulovaným souborem. Díky tematickému !len#ní prom#nných, rozsáhlým možnostem prohledávání podle témat, klí!ových slov, resp. fulltextového vyhledávání v širším ozna!ení prom#nných a v otázkách, se nemusíme složitými názvy prom#nných, jejich umíst#ním v souboru a hledáním p$íslušných otázek v dotaznících p$íliš zabývat. Následn# nám NESSTAR dovolí podrobn# deÞnovat datový podsoubor, který pot$ebujeme pro naši analýzu - vybrat jednotlivé prom#nné, které mají být obsaženy, uspo$ádat je podle naší pot$eby a dále vymezit podsoubor podle zemí a vln šet$ení (nap$. m&žeme deÞnovat blok prom#nných týkajících se užívání médií za "eskou republiku, Slovensko, Ma*arsko a Rakousko apod.). Uživatelem deÞnovaný soubor pak lze stáhnout ve zvoleném formátu (SPSS, SAS, Stata v. 8 nebo 7, Statistica, DIF, DBase, NSDstat) a pokra!ovat v práci na vlastním po!íta!i.

Poznámka: 1 http://ess.nsd.uib.no/Þles/ESSConditionsofUse.pdf Literatura: Kalvas, F. 2005. "NESSTAR a DDI pro uživatele datových služeb". SDA Info VII (1).

Archiv kvalitativních dat MEDARD v Sociologickém ústavu Archiv MEDARD vznikl v roce 2000 jako instituce zabývající se digitalizací a archivací kvalitativních dat. Podn!tem pro jeho vznik byl nápad poskytnout kvalitativn! orientovaným výzkumník"m podobnou instituci, jakou je Sociologický datový archiv a podpo#it myšlenku sekundární analýzy t!chto dat. Úkolem archivu však není data pouze zpracovávat a p#ipravovat k archivaci, ale mapovat a výzkumník"m zprost#edkovávat diskusi kolem kvalitativn! orientovaného výzkumu, etiky jeho vedení a problém" spojených práv! s archivací tohoto typu výzkumu. Nedílnou sou$ástí agendy archivu je technická a softwarová poradna, pomáhající výzkumník"m s digitalizací a zpracováním jejich dat pomocí nejnov!jších technologií. V za$átku byl projekt vybudování archivu podpo#en Grantovou agenturou %eské republiky a bylo tak možno vytvo#it základní infrastrukturu a technické zázemí. V sou$asnosti se otevírá nová kapitola života archivu MEDARD, který p#echází do správy Sociologického ústavu Akademie v!d %R, konkrétn! práv! pod pracovišt! Sociologického datového archivu. Zázemí respektované instituce a zkušenosti s archivací sociologických dat p#isp!jí k zlepšení a rozší#ení možností služeb jak archivu MEDARD, tak SDA. B!hem letošního podzimu dojde k institucionální integraci archivu a k inovaci všech jeho služeb. Od nového roku by pak archiv mel pln! fungovat a poskytovat všem zájemc"m své služby. Tomáš %ížek, Archiv MEDARD

SDA

SOCIOLOGICKÝ DATOVÝ ARCHIV SOÚ AV &R

Tel.: 221 183 231 Fax/tel.: 222 221 658 E-mail: [email protected]

http://archiv.soc.cas.cz/

SDA Info - Informa!ní bulletin Sociologického datového archivu vydává Sociologický ústav Akademie v#d "eské republiky s podporou Ministerstva školství, mládeže a t#lovýchovy v rámci programu Informa!ní infrastruktura výzkumu (reg. !. projektu 1N04192). Bulletin vychází dvakrát ro!n# a je distribuován zdarma. "íslo 2 sedmého ro!níku vyšlo v listopadu 2005. Vydání bulletinu p$ipravil tým Sociologického datového archivu: Jind$ich Krej!í, Yana Leontiyeva a František Kalvas. Korespondenci, prosím, posílejte na adresu: Sociologický ústav AV "R, Sociologický datový archiv, Jilská 1, Praha 1, 110 00, nebo na e-mail: [email protected].

ISSN 1212-995X