Ελληνικό Στατιστικό Ινστιτούτο Πρακτικά 0 ου Πανελληνίου Συνεδρίου Στατιστικής (007), σελ 77-84 ΠΡΟΤΥΠΑ ΚΑΙ ΤΑΣΕΙΣ ΤΗΣ ΔΙΑΓΕΝΕΑΚΗΣ ΕΠΑΓΓΕΛΜΑΤΙΚΗΣ ΚΑΙ ΕΚΠΑΙΔΕΥΤΙΚΗΣ ΚΙΝΗΤΙΚΟΤΗΤΑΣ ΣΤΗΝ ΕΛΛΑΔΑ, 005 Θ. Μοσχονά 1, Μ. Χαλικιάς 1, Γ. Χελιδόνης, Γ. Ντούρος 3 1. Τμήμα Διοίκησης Επιχειρήσεων, ΤΕΙ Πειραιά themosch@teipir.gr, mchalikias@in.teipir.gr. Διεύθ. Αναλογιστικών Μελετών και Στατιστικής, ΙΚΑ ΕΤΑΜ gchelido@yahoo.gr 3. Τμήμα Ειδικών Ερευνών Νοικοκυριών, Γ.Γ. ΕΣΥΕ geodouro@statistics.gr ΠΕΡΙΛΗΨΗ Tα δεδομένα αναφέρονται στην έρευνα εισοδήματος και στις συνθήκες διαβίωσης των νοικοκυριών της Γ.Γ. ΕΣΥΕ και ειδικότερα στην έρευνα της διαγενεακής μεταβίβασης της οικονομικής επισφάλειας -φτώχειας-, στην Ελλάδα, το έτος 005. Στο επίκεντρο του ενδιαφέροντος είναι οι πίνακες συνάφειας της διαγενεακής επαγγελματικής και εκπαιδευτικής κινητικότητας και οι επιδράσεις του φύλου και του επιπέδου της οικονομικής επισφάλειας. Οι πίνακες αναλύονται με την προσαρμογή λογαριθμογραμμικών και πολυωνυμικών logit μοντέλων. 1. ΕΙΣΑΓΩΓΗ Η κοινωνική κινητικότητα έχει μελετηθεί από κοινωνιολογικής (Κασιμάτη Κ., 001) και στατιστικής πλευράς. Οι Dessens κ.ά. (003) κάνουν μια περιοδολόγηση των στατιστικών ερευνών ανάλογα με το εάν η κοινωνική στρωματοποίηση θεωρείται συνεχής ή διακριτή μεταβλητή. Αναφέρουν ως πρώτη γενιά ερευνών εκείνες που χρησιμοποιούν διακριτές μεθόδους στην ανάλυση πινάκων συνάφειας, ως δεύτερη γενιά τα μοντέλα διόδου σε συνεχείς μεταβλητές (Blau and Duncan, 1967), ως τρίτη τα λογαριθμογραμμικά μοντέλα (Goldthorpe κ.ά, 1980, Goodman, 1979, Xie, 199) και ως τέταρτη τα πολυωνυμικά και δεσμευμένα πολυωνυμικά μοντέλα λογιστικής παλινδρόμησης (Breen 1994, και άλλοι).. ΥΛΙΚΟ ΚΑΙ ΜΕΘΟΔΟΙ Τα δεδομένα της εργασίας αυτής προέρχονται από την δειγματοληπτική έρευνα της ΕΣΥΕ με θέμα τη Διαγενεακή Μεταβίβαση της Φτώχειας στην Ελλάδα. Η έρευνα αυτή αποτελεί μέρος της έρευνας Εισοδήματος και Συνθηκών Διαβίωσης των Νοικοκυριών, έτους 005, (European Union Statistics on Income and Living Conditions), με περίοδο αναφοράς το 004. Το ερωτηματολόγιο συμπληρώθηκε για όλα τα μέλη του νοικοκυριού που ήταν παρόντα κατά τη διάρκεια της συνέντευξης - 77 -
και είχαν γεννηθεί από το έτος 1939 μέχρι και το έτος 1979. Ο αριθμός των μελών, ηλικίας 5 έως και 65 ετών, που καταγράφηκε ήταν 7870. Για την στατιστική ανάλυση της διαγενεακής επαγγελματικής και εκπαιδευτικής κινητικότητας επιλέχθηκαν οι εξής μεταβλητές: το φύλο (1=άνδρας, =γυναίκα), η οικονομική επισφάλεια του ερωτώμενου (1=φτωχός, =μη φτωχός), το επάγγελμα του ερωτώμενου και το επάγγελμα του πατέρα του (1=ανώτερα διοικητικά και διευθυντικά στελέχη, =επιστημονικά και καλλιτεχνικά επαγγέλματα, 3=τεχνολόγοι, τεχνικοί βοηθοί και ασκούντες συναφή επαγγέλματα, 4=υπάλληλοι γραφείου, έμποροι, πωλητές, 5=απασχολούμενοι στην παροχή υπηρεσιών και πωλητές, 7=ειδικευμένοι τεχνίτες και ασκούντες συναφή επαγγέλματα, 8=χειριστές σταθερών βιομηχανικών εγκαταστάσεων, μηχανημάτων και εξοπλισμού 9=ανειδίκευτοι εργάτες, χειρώνακτες και μικροεπαγγελματίες), το εκπαιδευτικό επίπεδο του ερωτώμενου και το εκπαιδευτικό επίπεδο του πατέρα του (0=αναλφάβητοι ή μερικές τάξεις δημοτικού, 1=απόφοιτοι δημοτικού, =απόφοιτοι τριτάξιου γυμνασίου, 3=απόφοιτοι μέσης εκπαίδευσης, 4=πτυχιούχοι ανώτερης τεχν. επαγγελ. εκπαίδευσης, ΙΕΚ, 5=πτυχιούχοι τριτοβάθμιας εκπαίδευσης -ΑΕΙ,ΤΕΙ,μεταπτυχιακά, διδακτορικό-). Από το δείγμα εξαιρέθηκαν οι αλλοδαποί και οι γεωργοί. Σκοπός της εργασίας είναι η μελέτη της επαγγελματικής και εκπαιδευτικής κινητικότητας σε σχέση με το φύλο και το επίπεδο της οικονομικής επισφάλειας. Αρχικά, δημιουργήθηκε ο πίνακας εισροών (ποσοστών γραμμής) για την επαγγελματική και την εκπαιδευτική κινητικότητα. Για την ανάλυση του επαγγέλματος και του εκπαιδευτικού επιπέδου των ερωτηθέντων χρησιμοποιήθηκαν δύο μοντέλα πολυωνυμικής λογιστικής παλινδρόμησης. Για την εγκυρότητα των μοντέλων χρησιμοποιήθηκε ο έλεγχος της καλής προσαρμογής του Pearson και της Deviance X. Η ανάλυση συμπληρώθηκε με τη χρήση λογαριθμογραμμικών μοντέλων και έτσι εντοπίστηκαν οι στατιστικά σημαντικές αλληλεπιδράσεις μεταξύ της εξαρτημένης μεταβλητής και των υπολοίπων μεταβλητών των δύο προαναφερθέντων μοντέλων πολυωνυμικής λογιστικής παλινδρόμησης (Breen 1994, p.150). 3. ΑΠΟΤΕΛΕΣΜΑΤΑ Σχετικά με την επαγγελματική κινητικότητα, στον Πίνακα 1 παρουσιάζεται για τους μη φτωχούς και τους φτωχούς ο πίνακας εισροών (ποσοστά γραμμών). Οι πίνακες εισροών αναφέρονται στην κατανομή των προελεύσεων (π.χ. επάγγελμα πατέρα) για κάθε προορισμό (π.χ. επάγγελμα ερωτώμενου). Παρατηρούμε ότι η επαγγελματική στασιμότητα, στους φτωχούς είναι μεγαλύτερη στο επάγγελμα των ανειδίκευτων, ενώ στους μη φτωχούς είναι μεγαλύτερη στους επιστήμονες και στους υπαλλήλους γραφείου. Π.χ. στους φτωχούς το 3,3% των ατόμων με πατέρα ανειδίκευτο απασχολείται στο ίδιο επάγγελμα, ενώ στους μη φτωχούς το 1%. Αντίθετα, στους φτωχούς μόνο το 4% των ατόμων με πατέρα επιστήμονα ή καλλιτέχνη ακολουθεί το ίδιο επάγγελμα, ενώ στους μη φτωχούς το αντίστοιχο ποσοστό αυξάνεται σε 45,6%. - 78 -
Πίνακας 1. Κινητικότητα μετρούμενη σε % ανά επάγγελμα πατέρα για τους Μη Φτωχούς και τους Φτωχούς Επάγγελμα Πατέρα Οικον. Επισφ. Ερωτώμ. - 79 - Επάγγελμα Ερωτώμενου 1 3 4 5 7 8 9 μη φτωχοί 18,7 3,1 10,7 17, 1,1 8,8 3,6,9 100 1. Ανώτ.Διοικ. Διευθυντικά φτωχοί 1,0 7,4 6, 3,7 3,5 14,8 9,9 4,9 100 μη φτωχοί 8,8 45,6 11, 13,5 10, 5,6 1,4 1,9 100. Επιστήμον. Καλλιτέχνες, φτωχοί 4,0 4,0 0,0 8,0 16,0 4,0 0,0 8,0 100 μη φτωχοί 10,9 8,7 17,1 19,4 9,3 8,5 3,9,3 100 3. τεχνολόγοι, τεχν.βοηθοί φτωχοί 14,3 0,0 8,6 14,3 0,0 14,3 14,3 14,3 100 μη φτωχοί 5,9 7,9 17,4 0, 11,1 11,5,1,8 100 4. Υπάλληλοι γραφείου έμποροι, πωλητές φτωχοί 0,8 4, 4, 8,3 0,8 1,5 0,0 5,0 100 μη φτωχοί 9,4 15,4 10,7 15,0 3,1 9,8 6,4 7,3 100 5. Παροχή Υπηρεσιών φτωχοί 8,1 0,0 8,1,7 1,6 4,3,7 16, 100 μη φτωχοί 8,1 14,3 10,6 13,4 17,0 0,3 6,7 6,0 100 7. Ειδικευμένοι τεχνίτες φτωχοί 7,3 4,4 4,4 8,0 15,3 6,3 8,8 13,1 100 μη φτωχοί 9,6 13,9 8,7 1,8 14,5 13,0 16,5 7,5 100 8. Ημι- ειδικευμένοι φτωχοί 4,9 3,3 3,3 1,6 4,6 1,3 18,0 13,1 100 μη φτωχοί 7,7 8,6 10,6 13,3 18,0 17,0 9,1 1,1 100 9. Ανειδίκευτοι φτωχοί 10,5 7,0 3,5 4,7 16,3 19,8 1, 3,3 100 (N=6199, 5136 μη φτωχοί, 1063 φτωχοί) Σχετικά με την εκπαιδευτική κινητικότητα, στον Πίνακα, παρουσιάζεται για τους μη φτωχούς και τους φτωχούς, ο πίνακας εισροών. Στους μη φτωχούς το 6,4% των ατόμων με πατέρα δημοτικού είναι απόφοιτοι δημοτικού ενώ στους φτωχούς το 47,5%. Αντίθετα, στους μη φτωχούς το 66,1% των ατόμων με πατέρα τριτοβάθμιας εκπαίδευσης είναι πτυχιούχοι της ίδιας εκπαιδευτικής βαθμίδας, ενώ στους φτωχούς το 50%. Παρατηρούμε μεγαλύτερη κινητικότητα στους μη φτωχούς για χαμηλότερο εκπαιδευτικό επίπεδο του πατέρα. Πίνακας. Κινητικότητα μετρούμενη σε % ανά Εκπαιδευτικό Επίπεδο Πατέρα για τους Μη Φτωχούς και τους Φτωχούς Εκπαιδευτικό επίπεδο πατέρα Οικον. Εκπαιδευτικό Επίπεδο Ερωτώμενου Επισφ. Ερωτώμ. ΙΕΚ, ΤΕΙ,ΑΕΙ, Σύνολ Δημοτικό Γυμνάσιο Λύκειο Αν/τερη Μετ/κο ο μη φτωχοί 57,0 1,1 0,6 1,9 8,4 100,0 0. Αναλφάβητοι φτωχοί 79,3 7,9 9,7 0,8, 100,0 μη φτωχοί 6,4 13,0 35,7 5,5 19,5 100,0 1. Δημοτικό φτωχοί 47,5 15,7 9,3,9 4,6 100,0 μη φτωχοί 11,5 8,0 35,1 7, 38,1 100,0. Γυμνάσιο φτωχοί 7,5 11,6 36, 11,6 13,0 100,0 3. Λύκειο μη φτωχοί 5,5 4,1 35,3 9,0 46,1 100,0
φτωχοί 3,6 3,6 57,1 10,7 5,0 100,0 μη φτωχοί 3,6 4,3 31,7 1, 48, 100,0 4. ΙΕΚ, Αν/τερη φτωχοί 8,3 8,3 41,7 16,7 5,0 100,0 μη φτωχοί 5. ΤΕΙ, ΑΕΙ, 1,8 0,3 4, 7,6 66,1 100,0 Μετ/κο φτωχοί 0,0 3,3 40,0 6,7 50,0 100,0 (N=7051, 5768 μη φτωχοί, 183 φτωχοί) Κατόπιν εφαρμόσθηκαν τα μοντέλα πολυωνυμικής λογιστικής παλινδρόμησης. Για τη μελέτη της επαγγελματικής κινητικότητας, στο πρώτο μοντέλο πολυωνυμικής λογιστικής παλινδρόμησης χρησιμοποιήθηκε ως εξαρτημένη μεταβλητή η επαγγελματική κατηγορία του ερωτώμενου και ανεξάρτητες μεταβλητές το φύλο, το εκπαιδευτικό επίπεδο του ερωτώμενου, το επάγγελμα του πατέρα, και η οικονομική επισφάλεια (Pearson X =958,79, β.ε=94 p=0,08, Deviance X =874,75, β.ε.=94 p=0,875). Ως κατηγορία αναφοράς χρησιμοποιήθηκε η 5 η δηλαδή οι απασχολούμενοι στην παροχή υπηρεσιών. Οι συντελεστές των στατιστικά σημαντικών μεταβλητών παρουσιάζονται στον Πίνακα 3. Πίνακας 3. Εκτιμήτριες των παραμέτρων μοντέλου επαγγελματικής κινητικότητας (Ν=3407) Επάγγελμα β Τ.Σ. p-τιμή exp(β) φύλο=1,995,144,000,705 1. Ανώτ. διοκητικά, Διευθυντικά στελέχη φύλο= 0(b)... επάγγ. πατέρα=1 1,131,41,000 3,098 επάγγ. πατέρα =3,991,439,04,695 επάγγ. πατέρα =9 0(b)... επ.εκπαίδ =1 -,650,54,011,5 επ.εκπαίδ.= -,735,65,006,480 επ.εκπαίδ.=3 -,648,09,00,53 επ.εκπαίδ.=4-1,47,33,000,87. Επιστήμονες, Καλιτέχνες 3. Τεχνολόγοι, τεχν.βοηθοί φτωχός=1 -,611,84,031,543 μη φτωχός= 0(b)... επάγγ. πατέρα =1,708,8,01,030 επάγγ. πατέρα =3 1,079,441,015,941 επάγγ. πατέρα =9 0(b)... επ.εκπαίδ =1-5,340,53,000,005 επ.εκπαίδ.= -5,757,000. 0,000 επ.εκπαίδ.=3-4,014,,000,018 επ.εκπαίδ.=4 -,963,84,000,05 φτωχός=1 -,711,60,006,491 μη φτωχός= 0(b)... επ.εκπαίδ =1-3,65,404,000,07 επ.εκπαίδ.= -3,3,387,000,036-80 -
4. Υπάλληλοι γραφείου έμποροι, πωλητές 7. Ειδικευμένοι τεχνίτες 8. Ημιειδικευμένοι 9. Ανειδίκευτοι επ.εκπαίδ.=3-1,788,193,000,167 επ.εκπαίδ.=4 -,908,47,000,403 φτωχός=1-1,139,4,000,30 μη φτωχός= 0(b)... φύλο=1 -,59,13,000,589 φύλο= 0(b)... επάγγ. πατέρα =3,786,397,048,195 επ.εκπαίδ =1 -,100,304,000,1 επ.εκπαίδ.= -1,385,70,000,50 επ.εκπαίδ.=3 -,34,193,076,711 επ.εκπαίδ.=4 -,638,66,016,58 φύλο=1 1,55,138,000 4,595 φύλο= 0(b)... επάγγ. πατέρα =7,443,19,01 1,557 επάγγ. πατέρα =9 0(b)... επ.εκπαίδ =1 1,00,53,000,75 επ.εκπαίδ=5 0(b)... φύλο=1,895,69,000 18,081 φύλο= 0(b)... επάγγ. πατέρα =8 1,138,79,000 3,10 επάγγ. πατέρα =9 0(b)... επ.εκπαίδ =1 1,44,381,000 4,154 επ.εκπαίδ.= 1,05,39,007,865 επ.εκπαίδ.=3,704,359,050,0 φτωχός=1,50,196,008 1,68 μη φτωχός= 0(b)... επάγγ. πατέρα =1 -,865,300,004,41 επ.εκπαίδ =1 1,455,357,000 4,86 Τα συνοπτικά αποτελέσματα του Πίνακα 3 είναι τα εξής: Οι ανειδίκευτοι (επαγγελματική κατηγορία 9) έχουν μεγαλύτερη πιθανότητα να είναι φτωχοί κατά 1- exp(,05)=68% από τους αντίστοιχους απασχολούμενους στην παροχή υπηρεσιών. Οι επιστήμονες, καλλιτέχνες (επαγγελματική κατηγορία ) έχουν 46% μικρότερη πιθανότητα να είναι φτωχοί από τους αντίστοιχους απασχολούμενους στην παροχή υπηρεσιών. Η αντίστοιχη πιθανότητα για τους απασχολούμενους ως τεχνολόγους, τεχνικούς βοηθούς (επαγγελματική κατηγορία 3) είναι μικρότερη κατά 51% ενώ η αντίστοιχη πιθανότητα για τους απασχολούμενους ως υπάλληλους γραφείου, εμπόρους, πωλητές (επαγγελματική κατηγορία 4) είναι μικρότερη κατά 68% (να είναι φτωχοί σε σχέση με τους απασχολούμενους στη παροχή υπηρεσιών). Επίσης, οι απασχολούμενοι ως ανώτερα διοικητικά και διευθυντικά στελέχη - 81 -
(επαγγελματική κατηγορία 1) έχουν,7 φορές (170%) μεγαλύτερη πιθανότητα να είναι άντρες από τους απασχολούμενους στην παροχή υπηρεσιών. Η αντίστοιχη πιθανότητα για τους απασχολούμενους ως υπάλληλους γραφείου είναι μικρότερη κατά 41%, ενώ για τους απασχολούμενους ως ειδικευμένους είναι 4,5 φορές μεγαλύτερη (356%), και για τους απασχολούμενους ως ημιειδικευμένους (επαγγελματική κατηγορία 8) είναι 18 φορές μεγαλύτερη. Ακόμη, οι απασχολούμενοι ως ανειδίκευτοι ή ημιειδικευμένοι έχουν 4,9 και 4,15 φορές μεγαλύτερη πιθανότητα να είναι απόφοιτοι δημοτικού από την αντίστοιχη πιθανότητα στους απασχολούμενους στην παροχή υπηρεσιών. Σχετικά με το επάγγελμα του πατέρα, οι απασχολούμενοι ως επιστήμονες, καλιτέχνες έχουν μεγαλύτερη πιθανότητα κατά 100% να έχουν πατέρα απασχολούμενο ως ανώτερο διευθυντικό στέλεχος από τους αντίστοιχους απασχολούμενους στην παροχή υπηρεσιών και πιθανότητα κατά 00% μεγαλύτερη να έχουν πατέρα απασχολούμενο ως τεχνολόγο, τεχνικό βοηθό. Η επαγγελματική στασιμότητα φαίνεται στους απασχολούμενους ως ειδικευμένους ή ημιειδικευμένους (επαγγ. κατηγορίες 7, 9) οι οποίοι έχουν πιθανότητα μεγαλύτερη κατά 55% και 1% αντίστοιχα να έχουν πατέρα απασχολούμενο στην ίδια επαγγελματική κατηγορία από τους αντίστοιχους απασχολούμενους στην παροχή υπηρεσιών. Ακόμη, οι απασχολούμενοι ως ανώτερα διευθυντικά στελέχη έχουν 3 φορές μεγαλύτερη πιθανότητα να έχουν πατέρα της ίδιας επαγγελματικής κατηγορίας και,6 φορές μεγαλύτερη να έχουν πατέρα απασχολούμενο ως τεχνολόγο, από τους αντίστοιχους απασχολούμενους στην παροχή υπηρεσιών. Ο έλεγχος καλής προσαρμοστικότητας του αντίστοιχου λογαριθμογραμμικού μοντέλου έγινε με το λόγο πιθανοφάνειας, όπου δεν απορρίφθηκε η μηδενική υπόθεση της καλής προσαρμογής (likelihood ratio = 197,8, β.ε.=175, p=0,114). Οι στατιστικά σημαντικές αλληλεπιδράσεις ήταν οι εξής: φτώχεια*επαγγελματική κατηγορία ερωτώμενου, φτώχεια*φύλο, επαγγελματική κατηγορία ερωτώμενου*επαγγελματική κατηγορία πατέρα και φύλο*επαγγελματική κατηγορία ερωτώμενου. Για τη μελέτη της εκπαιδευτικής κινητικότητας, στο δεύτερο μοντέλο πολυωνυμικής λογιστικής παλινδρόμησης χρησιμοποιήθηκε το επίπεδο εκπαίδευσης του ερωτώμενου ως εξαρτημένη μεταβλητή και το φύλο, το εκπαιδευτικό επίπεδο του πατέρα και η οικονομική επισφάλεια ως ανεξάρτητες (Pearson X =79,6, β.ε=64 p=0,095 Deviance X =79,46, β.ε.=64 p=0,09). Ως κατηγορία αναφοράς χρησιμοποιήθηκε η 1 η δηλαδή οι απόφοιτοι του Δημοτικού. Οι συντελεστές των στατιστικά σημαντικών μεταβλητών παρουσιάζονται στον Πίνακα 4. Πίνακας 4. Εκτιμήτριες των παραμέτρων μοντέλου εκπαιδευτικής κινητικότητας (Ν=7051) Επίπεδο Εκπαίδευσης B Τ.Σ β.ε. p-τιμή Exp(B) Γυμνάσιο φτωχός -0,538 0,10 1 0,00 0,58 μη φτωχός 0,000. 0.. άνδρες 0,47 0,08 1 0,00 1,53-8 -
3. Λύκειο 4. ΙΕΚ, Αν/τερη 5. ΤΕΙ, ΑΕΙ, Μετ/κό γυναίκες 0,000. 0.. φτωχός -0,867 0,08 1 0,00 0,4 μη φτωχός 0,000. 0.. εκπαιδ. επ. πατέρα=0-3,98 0,43 1 0,00 0,0 εκπαιδ. επ. πατέρα=1 -,588 0,4 1 0,00 0,08 εκπαιδ επ. πατέρα= -1,777 0,44 1 0,00 0,17 εκπαιδ επ. πατέρα=5 0,000. 0.. άνδρες 0,338 0,06 1 0,00 1,40 γυναίκες 0,000. 0.. φτωχός -1,081 0,19 1 0,00 0,34 μη φτωχός 0,000. 0.. εκπαιδ. επ. πατέρα=0-5,10 0,48 1 0,00 0,01 εκπαιδ. επ. πατέρα=1-3,78 0,46 1 0,00 0,04 εκπαιδ επ. πατέρα= -,065 0,49 1 0,00 0,13 εκπαιδ επ. πατέρα=5 0,000. 0.. φτωχός -1,881 0,14 1 0,00 0,15 μη φτωχός 0,000. 0.. εκπαιδ. επ. πατέρα=0-5,854 0,4 1 0,00 0,00 εκπαιδ. επ. πατέρα=1-4,7 0,4 1 0,00 0,01 εκπαιδ επ. πατέρα= -,716 0,44 1 0,00 0,07 εκπαιδ. επ. πατέρα=3-1,6 0,48 1 0,00 0,0 εκπαιδ. επ. πατέρα=5 0,000. 0.. άνδρες 0,304 0,08 1 0,00 1,36 γυναίκες 0,000. 0.. Από την ερμηνεία των αντίστοιχων στατιστικά σημαντικών συντελεστών του μοντέλου προκύπτουν τα παρακάτω. Οι απόφοιτοι γυμνασίου έχουν 1-exp(-0,538)=41,6% μικρότερη πιθανότητα να είναι φτωχοί σε σχέση με τους απόφοιτους Δημοτικού. Οι αντίστοιχες πιθανότητες για τους απόφοιτους Λυκείου είναι 58%, για τους πτυχιούχους Ανώτερης, ΙΕΚ είναι 66% και για τους πτυχιούχους Τριτοβάθμιας εκπαίδευσης είναι 84,8%. Ακόμη, στους αποφοίτους Γυμνασίου η πιθανότητα να είναι ένα άτομο άντρας είναι 53% μεγαλύτερη από την αντίστοιχη πιθανότητα στους απόφοιτους Δημοτικού. Οι αντίστοιχες πιθανότητες για τους απόφοιτους λυκείου και τους πτυχιούχους Τριτοβάθμιας εκπαίδευσης είναι 40,3% και 35,6% αντίστοιχα. Σχετικά με το εκπαιδευτικό επίπεδο του πατέρα, η πιθανότητα ένας απόφοιτος Λυκείου να έχει πατέρα αναλφάβητο είναι μικρότερη κατά 98% σε σχέση με την αντίστοιχη πιθανότητα που έχει ο απόφοιτος Δημοτικού. Οι αντίστοιχες πιθανότητες για τους πτυχιούχους Ανώτερης και Τριτοβάθμιας εκπαίδευσης είναι 99%. Οι στατιστικά σημαντικές αλληλεπιδράσεις του αντίστοιχου λογαριθμογραμμικού μοντέλου (likelihood ratio = 85,88, β.ε.=70, p=0,095) ήταν οι εξής: - 83 -
φτώχεια*εκπαιδευτικό επίπεδο πατέρα, φτώχεια*φύλο*εκπαιδευτικό επίπεδο ερωτώμενου, εκπαιδευτικό επίπεδο ερωτώμενου* εκπαιδευτικό επίπεδο πατέρα. ΣΥΜΠΕΡΑΣΜΑΤΑ Φαίνεται ότι το επάγγελμα του ερωτώμενου καθορίζεται σε μεγάλο βαθμό από το επάγγελμα του πατέρα, το φύλο και την οικονομική επισφάλεια. Παρόμοια είναι η εικόνα για την εκπαιδευτική κινητικότητα και την εκπαιδευτική στασιμότητα ιδιαίτερα σε σχέση με την οικονομική επισφάλεια. ΕΥΧΑΡΙΣΤΙΕΣ Ευχαριστούμε τον κριτή και τον υπεύθυνο έκδοσης για τις εύστοχες παρατηρήσεις τους στην εργασία μας ABSTRACT This paper analyzes the trends and models of the intergenerational educational and professional mobility in Greece, 005. The data used in the analysis are derived from the survey of the Statistical Office in Greece, concerning the intergenerational transmission of poverty. Loglinear models and multinomial logit models were used for the study of educational and professional mobility and their dependence on gender and poverty. ΑΝΑΦΟΡΕΣ Blau, P.M. and Duncan, O.D. (1967). The American Occupational Structure. New York, Free Press Breen, R. (1994). Individual level models for mobility tables and other crossclassifications. Sociological Methods and Research 3, 147-173 Dessens, J., Jansen, W., Ganzeboom H., van der Heijden P. (003). Patterns and trends in occupational attainment of first jobs in the Netherlands, 1930-1995: ordinary least squares regression versus conditional multinomial logistic regression. J. R. Statist. Soc. A. 166, 63-84. Goldthorpe J.H., Llewellyn C., and Payne C. (1980). Social Mobility and Class Structure in Modern Britain. Oxford, Clarendon Goodman L.A. (1979). Multiplicative models for the analysis of occupational mobility tables and other kinds of cross-classification tables. Am. J. Sociol., 84, 804-819. Hosmer, D.W., Lemeshow, S. (1978): A computer program for stepwise logistic regression using maximum likelihood. Computer Programs in Biomedicine, 8,11-134 Κασιμάτη, Κ. (1991) Έρευνα για τα Κοινωνικά Χαρακτηριστικά της Απασχόλησης Η Επιλογή του Επαγγέλματος. Εθνικό Κέντρο Κοινωνικών Ερευνών, Αθήνα. Lemeshow, S. and Hosmer D.W. (198). The use of goodness-of fit statistics in the development of logistic regression models. American Journal of Epidemiology, 115, 9-106 Xie, Y. (199) The log-multiplicative layer effect for comparing mobility tables. Am. Sociol. Rev. 57, 380-395. - 84 -