1.4. Социально-профессиональные категории и квалификация

В этом обзоре мы сознательно ограничиваемся показате­лями, касающимися поведения или ситуации, и можно заметить, что приводимые до сих пор примеры поведе­ния имеют, по крайней мере в совокупности, одну осо­бенность — они предполагают элементы намеренности или заданности, связанные с субъективностью действу­ющих лиц. Самоубийство отличается от смерти в резуль­тате несчастного случая своим добровольным характером и намерением убить себя (хотя можно было бы разрабо­тать дефиницию, в которой нет обращения к намерению, как предлагает Дюркгейм); безработица отличается от бездеятельности поиском работы или стремлением рабо­тать; контрацепция характеризуется как мера предосто­рожности, чтобы избежать возможных или вероятных — и внушающих страх — последствий сексуальных отноше­ний. Именно в этой отражающей намерение и субъекти­визм компоненте заложены трудности однозначного опре­деления, а также эффект влияния вопроса на результа­ты. Вот почему представляется интересным выбрать в качестве примера ситуацию, определение которой не предполагает желания или намерения агентов.

В этом смысле профессия выступает переменной, удобной для анализа. Во Франции всеобщий характер классификатора «социально-профессиональных катего­рий», разработанного INSEE, предопределяет одновремен­но силу и слабость этого понятия. С одной стороны, при­менение одних и тех же категорий в самых разнообраз­ных исследованиях способствует сопоставимости или сочетаемости получаемой информации, с другой сторо­ны, общий словарь может скрывать различия или расхож­дения в конструировании или применении понятия, что приводит к ошибкам в интерпретации. Как бы там ни было, важность использования социально-профессиональ­ных категорий обусловливает необходимость знания как их официальных дефиниций, так и возможного разнооб-

[169]

разия способов их практического применения и его веро­ятных последствий (классификатор социально-професси­ональных категорий в версии до 1982 г. и современная его версия представлены у Briand, Chaoulie, 1985 и у Desrosieres, Thevenot, 1988; в последней работе представ­лены также исследования и рассуждения, которые при­вели к современной версии классификатора).

Благодаря многочисленным опросам, в которых ис­пользуются социально-профессиональные категории, ред­ко возникает вопрос о процедуре их классификации. По­скольку эти категории встречаются повсюду, а их сло­варь является общеупотребительным, пользователи имеют ощущение, что смысл категорий самоочевиден и что каждый вкладывает в них одно и то же содержание. Достаточно, однако, присмотреться к «результатам», что­бы констатировать, что это не так.

В качестве примера можно взять анкетный опрос об идеологии студентов двух парижских универ­ситетов (Frances, 1980). Ответы на многочислен­ные вопросы, отсылающие к политическим, мо­ральным и т. д. установкам, анализируются в за­висимости от таких «объективных» критериев, как изучаемая специальность и социальное происхож­дение. Причем оказывается, что первый критерий всегда больше «объясняет» различия установок: «Выбранная специализация выступает на всех осях факторного анализа в качестве определя­ющей переменной, тогда как, например, внешний критерий, который считается основополагающим (социальное происхождение, устанавливаемое по профессии отца), появляется лишь в объяснитель­ном анализе II и III осей» (р. 198). Отсюда делает­ся заключение, что «идеология отражает скорее ситуацию выбора дисциплины, чем простое влия­ние социального происхождения» (р. 203). Не углубляясь в дискуссию о значении этого резуль­тата (здесь нет ничего удивительного, если учи­тывать, что рассматриваемая совокупность сту-

[170]

дентов имеет крайне слабый социально дифферен­цированный характер), заметим лишь, что по спо­собу вычленения сопоставляемые переменные су­щественно отличаются друг от друга. Поскольку вопросник заполнялся студентами, уже выбра­вшими специальность, определение их профессии не вызывало никаких затруднений. Иначе дело обстояло с социальным происхождением. Прежде всего, вопрос о профессии родителей был сформу­лирован с помощью подвопроса, включенного в тот раздел, который касался темы «влияние ваше­го окружения на выбор факультета», что задает направленность содержания или формулировку ответа. Различные формы неответа на этот вопрос (отсутствие ответа, а также ответы «пенсионер» и «без профессии», не дающие никакой информа­ции о социальном происхождении) составляют одну пятую опрошенных в первом и одну четвер­тую во втором университете, а на некоторых фа­культетах достигают еще больших долей. Нако­нец, вызывает удивление указанное в приложении распределение профессий, ибо оно содержит, в частности, весьма значительное число представи­телей «свободных профессий», что не соответству­ет данным других имеющихся статистических об­следований студентов, в том числе парижских. Можно предположить, следовательно, что способ вычленения этой переменной не был достаточно корректным и что он не соответствует «нормаль­ному» употреблению классификатора социально-профессиональных категорий. Этого достаточно для заключения, что переменная находится лишь в слабо выраженной статистической связи с дру­гими переменными вопросника или вообще ее лишена.

Весьма сомнительно, что условия, при которых собира­ется и анализируется информация, позволяющая класси­фикацию по социально-профессиональным категориям,

[171]

постоянны для различных исследований. Последствия этого особенно значимы, когда данные, получаемые из различных источников, комбинируются между собой. Так происходит при подсчете процентного отношения, в ко­тором числитель и знаменатель имеют разное происхож­дение: первый, например, взят из исследования какой-либо специфической популяции (например, «умершие», «разведенные», «учащиеся» и т. д.), а второй из данных о всей совокупности населения (включающей рассматри­ваемую популяцию). Часто, чтобы рассчитать степень охвата образованием по полу, возрасту или по социаль­но-профессиональной категории родителей, сопоставля­ют статистику, взятую из обследований или переписей в учебных заведениях, с совокупностью категорий населе­ния с теми же характеристиками (включая охваченных и не охваченных образованием), численность которой из­вестна из национальной переписи населения. Различные условия сбора информации, обнаруживаемые у данных двух источников, ставят под сомнение значение получен­ных процентных отношений. Иногда можно констатиро­вать такие различия (не «засекая» их напрямую), в част­ности, когда полученные проценты оказываются неправ­доподобными (исходя из того, что уже известно).

Так, охват образованием некоторых возрастов до­стигает иногда 105%: для такого результата нуж­но, чтобы численность учащихся этих возрастов была бы подсчитана с округлением в сторону уве­личения, а совокупность в переписи — в меньшую, или то и другое вместе. Интересна зависимость подсчета процентов от социально-профессиональ­ных категорий: охват образованием учащихся в четвертом классе в 70-е годы явно превосходил 100% для детей служащих, обслуживающего пер­сонала и предпринимателей; дети служащих луч­ше охвачены образованием, чем дети среднего персонала, а эти последние — чем дети высшего персонала. Это прямо противоположно тому, что показывают все «однородные» исследования (где

[172]

числитель и знаменатель имеют одно происхож­дение) (Briand, 1984).

Подобные результаты позволяют ощутить зна­чимость различий в условиях исследований. Из­быточная численность детей служащих или сред­него персонала в школьных опросах достаточно хорошо понятна, если принять во внимание весь­ма неточный характер подлежащих классифика­ции ответов, а также инструкций по кодированию (фактически несуществующих), передаваемых школьным работникам или административному персоналу учебных заведений. На самом деле школьные опросы, переписи населения или опро­сы, проводимые INSEE, по-разному распределяют население по социально-профессиональным кате­гориям, несмотря на их формальную идентичность. Если классификатор социально-профессиональных кате­горий INSEE применяется по-разному INSEE и другими административными органами или организациями, про­водящими исследования, можно ли полагать, что этот классификатор остается однородным в совокупности дан­ных, представляемых INSEE? Вряд ли. Проценты на ос­нове данных, извлекаемых из актов гражданского состо­яния (локально собираемых в мэриях, но обрабатыва­емых INSEE) и данных переписи также неправдоподобны (см., например, Briand, 1984, о проценте смертности по социально-профессиональным категориям). Точно так же социально-профессиональная структура наемных работ­ников, выводимая на основе «годовых деклараций о зара­ботной плате» (заполняемых предприятиями и обрабаты­ваемых INSEE), явно отличается от структуры, которая обнаруживается в результате опросов и переписей соб­ственно наемных работников. Можно предположить, что несоответствия зависят от точки зрения респондентов этих исследований: в частности, люди, стремясь поднять себя в глазах интервьюера, завышают иерархический уровень своего рабочего места, в то время как ответы, представляемые предприятиями, более реалистичны и

[173]

более «скромны». Но, если в отчетах о заработной плате обнаруживается больше служащих и меньше высшего персонала, чем в опросах по занятости, то прямо проти­воположное происходит с рабочими (Baudelot, 1981, см. табл. 4).

Таблица 4

Сравнительные социально-профессиональные структуры

наемных работников частного сектора

(по данным опросов по занятости и «Годовых

деклараций о заработной плате» (DAS)) в 1975 г.

	Мужчины		Женщины
	Опрос занятости	DAS	Опрос занятости	DAS
Кадры высшего звена	8,4	6,6	2,3	1,6
Кадры среднего звена Служащие	13,5 9,4	13,0 11,6	12,4 34,1	10,4 43,2
Рабочие; из них:
мастера	5,1	4,9	0,5	1,0
квалифицированные рабочие	7,7	33,9	6,8	8,4
специализированные рабочие	23,0	19,5	17,1	18,5
производственные ученики	1,5	2,2	0,1	1,6
разнорабочие	8,5	5,3	9,5	5,7
обслуживающий персонал	2,9	2,0	16,9	9,1
другие	0,6	0,2	0,2	0,1
Всего	100,0	100,0	100,0	100,0

Источник: INSEE. Archives et Documents. № 38. 1981. P. 177.

Особый случай оценки рабочей квалификации в зависимости от опрошенного лица можно обнару­жить на примере контрольного опроса, проведен­ного в 1964 г. связи с исследованием FQP (FQP — «Образование, профессиональная квалификация» представляет собой крупномасштабное исследо­вание, проводимое INSEE с 1964 г. в промежут­ках между переписями). Для определения квали-

[174]

фикационного уровня рабочих специальностей — кодировка квалификации по которым выглядела спорной¹ — были опрошены работодатели. Их ответы дали структуру квалификации сильно от­личающуюся и гораздо более высокую, чем отве­ты самих заинтересованных лиц (Pohl, Thelot, Jousset, 1974, p. 16).

Если исследования одного и того же учрежде-ния дают столь различные результаты в зависи­мости от того, к какому информатору апеллиру­ют, то что происходит в случае исследований, осуществляемых по схожим методикам? Приме­нительно к вопросу о квалификации были выявле­ны колебания ответов, полученных от одних и тех же лиц в зависимости от времени . в отношении рабочих, входящих в общую часть выборки иссле­дований занятости 1971 и 1972 г., были сопостав­лены квалификации, зафиксированные в марте 1971 г. и те, что получены в марте 1972 г. Про­цент совпадающих ответов варьирует от 81 % для мастеров до 64% для чернорабочих (ответ, следо­вательно, тем менее стабилен, чем ниже квали­фикация) (ibid, p. 15).

В случае социально-профессиональной классификации сличение вопросника исследования занятости 1975 г. с

¹ Если говорить точнее, речь шла о случаях, когда квалификация отличалась в зависимости от того, получали ли информацию о ней от носителя указанной профессии (в соответствии с практикой переписи 1954 г.) или из вопроса о квалификации, сформулированного в явной форме (как в переписи 1962 г.) (см. Гийо, 1979 г.)

² Лучше говорить «в отношении лица», а не «самим лицом», поскольку опрос о занятости проводился в «домохозяйствах» (то есть среди живущих в одном жилище), когда одно лицо может отвечать за других, если их несколько. В этом случае тот, по поводу которого спрашивают, и тот, кто дает ответ, не обязательно идентичны, и два сопоставляемых ответа могут, соответственно, быть даны разными лицами.

[175]

соответствующими вопросниками современной переписи обнаружило значительные классификационные отличия. Так, можно обнаружить вариативность самих ответов в зависимости от того, является ли их формулировка иден­тичной или различной в обоих исследованиях («неточ­ность наименования»), а при их кодировке — в зависи­мости от того, был или нет присвоен опрашиваемому один и тот же код («неточность шифровки») (Thevenot, 1981). Для детализированных профессий (являющихся одним из элементов, комбинация которых образует определенную социально-профессиональную категорию), расхождения в масштабе рассматриваемой выборки достигают 33,6% в случае «наименования» (различающиеся формулиров­ки ответов) и 31,2% — «шифровки» (различная в обоих исследованиях профессиональная классификация).

Различия наименования обусловливают различия классификации, но не всегда приводят к ним (только в 47% случаев), а различия классификации могут встре­чаться даже при идентичном ответе (в 21,2% случаев). Пример профессий в сфере здравоохранения позволяет проиллюстрировать это путем противопоставления про­фессий с небольшой расплывчатостью шифровки (несмот­ря на достаточно большую расплывчатость наименования этих профессий — например, врачи — имеют достаточ­но прочно устоявшийся социальный образ для идентифи­кации, несмотря на многообразие применяемых названий) другим (помощники медсестер), шифровка которых ис­пытывает сильное воздействие нестабильности наимено­ваний (Thevenot, 1981).

Этот опыт раскрывает меру колебаний, которые, ка­ково бы ни было исследование, влияли на вычленение социально-профессиональных категорий в номенклатуре ДО 1982 г. Хотя осуществленная тогда реформа и опира­лась на эти констатации, а процедуры постановки вопро­сов и кодировки были изменены, подобная «расплывча­тость» все же продолжает существовать.

Следует задать вопрос, означают ли выявленные ха­рактеристики «расплывчатости» лишь пределы точности

[176]

измерительного инструмента, или нужно придать им со­циологическое содержание и смысл. Пока же достаточно заметить, что они свидетельствуют не только о колеба­ниях измерения в различных исследованиях (как в пре­дыдущих примерах), но и о колебаниях внутри одного и того же опроса, по-разному влияющего на разные «объек­тивные» ситуации. Если допустить, что код достаточно точен, чтобы выступать в роли точного классификатора (в соответствии с определениями кода) для каждой «ре­альной» ситуации, то в каждом данном опросе (без «протокольного» колебания) вероятность быть «правиль­но» классифицированными для различных «реальных» си­туаций остается весьма изменчивой. Вариативность из­мерительного инструмента связана, следовательно, не только с изменчивостью технических условий его приме­нения в различных исследованиях, но в равной степени зависит от объектов, к которым его применяют.