EN MERITOKRATISK SKOLE? - sociologisk-notesblok
EN MERITOKRATISK SKOLE? - sociologisk-notesblok
EN MERITOKRATISK SKOLE? - sociologisk-notesblok
You also want an ePaper? Increase the reach of your titles
YUMPU automatically turns print PDFs into web optimized ePapers that Google loves.
<strong>EN</strong> <strong>MERITOKRATISK</strong> <strong>SKOLE</strong>?<br />
Social reproduktion og mobilitet gennem det danske<br />
FAG: Det danske samfund i <strong>sociologisk</strong> perspektiv II og kvantitative metoder<br />
UNDERVISER I DDS: Jørgen Elm Larsen<br />
VEJLEDER I DDS: Emil Magnus Bjerre<br />
UNDERVISER I KVANTITATIVE METODER: Lars Pico Geerdsen<br />
VEJLEDER I KVANTITATIVE METODER: Siri Dencker<br />
EKSAM<strong>EN</strong>SNR.: 884, 1112; 805, 1084; 901, 1049<br />
ANTAL TEGN INKL. MELLEMRUM: 93.297<br />
ANTAL TEGN I FODNOTER INKL. MELLEMRUM: 1701<br />
ANTAL SIDER INKL. BILAG: 84<br />
Københavns Universitet, 18. maj 2012.<br />
uddannelsessystem.
En meritokratisk skole? Sociologisk Institut, Københavns Universitet<br />
INDHOLDSFORTEGNELSE<br />
1. INTRODUKTION (884, 1112; 805, 1084; 901, 1049) 4<br />
1.1. INDLEDNING (884, 1112; 805, 1084; 901, 1049) 4<br />
1.2. MOTIVERET PROBLEMSTILLING (884, 1112; 805, 1084; 901, 1049) 5<br />
1.3. PROBLEMFORMULERING (884, 1112; 805, 1084; 901, 1049) 5<br />
1.4. LÆSEVEJLEDNING (884, 1112; 805, 1084; 901, 1049) 6<br />
2. UNDERSØGELS<strong>EN</strong>S TEORETISKE GRUNDLAG (884, 1112; 805, 1084; 901, 1049) 6<br />
2.1. LIVSCHANCER (884, 1112) 7<br />
2.2. SOCIAL MOBILITET (884, 1112) 7<br />
2.3. UDDANNELSESLØFTET I HISTORISK PERSPEKTIV (884, 1112) 8<br />
2.4. UDDANNELSESLØFTETS KARAKTERISTIKA (884, 1112) 8<br />
2.5. D<strong>EN</strong> SOCIALE MOBILITET SOM UNDERSØGELS<strong>EN</strong>S FOKUS (884, 1112) 9<br />
2.6. PIERRE BOURDIEU: SOCIAL REPRODUKTION (805, 1084) 10<br />
2.6.1. KAPITALFORMERNE (805, 1084) 10<br />
2.6.2. HABITUS (805, 1084) 11<br />
2.6.3. KULTUREL KAPITAL I DET DYSFUNKTIONELLE UDDANNELSESSYSTEM (805, 1084) 11<br />
2.6.4. REPRODUKTION<strong>EN</strong> AF SOCIALE FORSKELLE HOS BOURDIEU (805, 1084) 12<br />
2.7. NIKLAS LUHMANN: FRISÆTTELSE AF D<strong>EN</strong> SOCIALE MOBILITET (901, 1049) 13<br />
2.7.1. KRITIK AF LUHMANN (901, 1049) 14<br />
2.8. REPRODUKTION ELLER MOBILITET (901, 1049) 15<br />
3. OPERATIONALISERING OG VARIABLE (884, 1112; 805, 1084; 901, 1049) 16<br />
3.1. TEORETISKE HYPOTESER (884, 1112; 805, 1084; 901, 1049) 16<br />
3.2. OPERATIONALISERING AF SOCIAL MOBILITET (884, 1112; 805, 1084; 901, 1049) 17<br />
3.3. OPERATIONALISERING AF MOBILITET OVER TID (884, 1112; 805, 1084; 901, 1049) 22<br />
4. ANALYSESTRATEGI OG STATISTISK GRUNDLAG (884, 1112; 805, 1084; 901, 1049) 24<br />
4.1. OVERODNET METODEVALG (884, 1112) 24<br />
4. 2. STATISTISK VÆRKTØJSKASSE (884, 1112) 24<br />
4.2.1. STOKASTISKE VARIABLE (805, 1084) 24<br />
4.2.2. SANDSYNLIGHEDSMÅL (805, 1084) 25<br />
4.2.3 UAFHÆNGIGHED (901, 1049) 26<br />
4.2.4. MIDDELVÆRDI, VARIANS OG STANDARDAFVIGELSE (901, 1049) 26<br />
4.2.5. FORDELINGER (901, 1049) 27<br />
4.2.6 D<strong>EN</strong> C<strong>EN</strong>TRALE GRÆNSEVÆRDISÆTNING (884, 1112) 30<br />
4.2.7 HYPOTESETEST (805, 1084) 30<br />
4.2.8. Z-‐TEST (901, 1049) 32<br />
4.2.9. KONFID<strong>EN</strong>SINTERVALLER (884, 1112) 34<br />
4.2.10. χ 2-‐TEST (884, 1112) 35<br />
4.2.11. <strong>EN</strong>KELTCELLETEST (901, 1049) 38<br />
4.3 UNDERSØGELS<strong>EN</strong>S BORTFALD (884, 1112) 38<br />
4.4 REPRÆS<strong>EN</strong>TATIVITET (884, 1112) 39<br />
4.4.1. REPRÆS<strong>EN</strong>TATIVITET AF KØN (884, 1112) 40<br />
2/84
En meritokratisk skole? Sociologisk Institut, Københavns Universitet<br />
4.4.2 REPRÆS<strong>EN</strong>TATIVITET AF ALDER MED X2 −TEST (884, 1112) 41<br />
4.4.3. REPRÆS<strong>EN</strong>TATIVITET AF ALDER MED KONFID<strong>EN</strong>SINTERVAL (884, 1112) 44<br />
4.4.4. OPSUMMERING AF REPRÆS<strong>EN</strong>TATIVITETSTEST (901, 1049) 45<br />
5. ANALYSE (884, 1112; 805, 1084; 901, 1049) 45<br />
5.1. SAMM<strong>EN</strong>HÆNG MELLEM OPVÆKST OG UDDANNELSESNIVEAU (805, 1084) 46<br />
5.1.1 BETYDNING AF KULTUREL BAGGRUND (805, 1084) 46<br />
5.1.2. BETYDNING AF ØKONOMISK BAGGRUND (805, 1084) 52<br />
5. 2. <strong>EN</strong> UDVIKLING OVER TID? (901, 1049) 55<br />
5.2.1. ÆNDRING I KULTUREL KAPITALS BETYDNING (901, 1049) 56<br />
5.2.2. ÆNDRING I ØKONOMISK KAPITALS BETYDNING (901, 1049) 59<br />
6. DISKUSSION (884, 1112; 805, 1084; 901, 1049) 63<br />
6.1. POSITIV SOCIAL MOBILITET I DANMARK? (805, 1084) 63<br />
6.2. MOD <strong>EN</strong> ØGET MOBILITET? (901, 1049) 64<br />
6.3. TILBAGE MOD REPRODUKTION<strong>EN</strong>? (884, 1112) 65<br />
6.4. METODOLOGISKE OVERVEJELSER (805, 1084) 66<br />
7. KONKLUSION (884, 1112; 805, 1084; 901, 1049) 67<br />
8. ANV<strong>EN</strong>DT LITTERATUR 70<br />
BILAGSFORTEGNELSE 72<br />
BILAG 1: FOLKETAL TIL REPRÆS<strong>EN</strong>TATIVITETSTEST 73<br />
BILAG 2: ELEVSAMM<strong>EN</strong>SÆTNING<strong>EN</strong> I FOLKE-‐ SAMT PRIVAT-‐ OG FRI<strong>SKOLE</strong>R 74<br />
BILAG 3: NYT FRA DANMARKS STATISTIK, 30. APRIL 2001 75<br />
BILAG 4: NYT FRA DANMARKS STATISTIK, 22. DECEMBER 2011 77<br />
BILAG 5: STATA .DO-‐FILE 79<br />
3/84
En meritokratisk skole? Sociologisk Institut, Københavns Universitet<br />
1. INTRODUKTION<br />
1.1. INDLEDNING<br />
I perioden fra 1960’erne til i dag har Danmark oplevet et uddannelsesløft, hvor-‐<br />
med uddannelsessystemet i stadig højere grad synes at tage skikkelse af en social<br />
omfordelingsmekanisme. Modsat aforismen om æblet, der falder nær stammen,<br />
er murerarbejdsmandens søn nu ikke længere nødvendigvis prædisponeret til<br />
en fremtid i sin fars fodspor. Den universelle velfærdsstats uddannelsessystem<br />
har skabt en generation af potentielle mønsterbrydere. Det er dog alligevel svært<br />
at tale om baggrund og opvækst som værende fuldstændig arbitrære for indivi-‐<br />
ders karriere i uddannelsessystemet. Hermed tegnes billedet af en diskussion af<br />
uddannelsessystemets funktion i forhold til mobilitet eller reproduktion i sam-‐<br />
fundet.<br />
Det er interessant, hvis uddannelsessystemet, trods uddannelsesløft og nationalt<br />
fokus på fri og lige adgangsvilkår, stadig bidrager til reproduktion af sociale<br />
strukturer -‐ dette er blandt andet, hvad sociologen Pierre Bourdieu argumente-‐<br />
rer for i sin reproduktionsteori. I et åbent samfund har skoleelever på Morsø og i<br />
4/84
En meritokratisk skole? Sociologisk Institut, Københavns Universitet<br />
Hellerup givetvis potentielt lige muligheder for succes, og disse muligheder er i<br />
høj grad betingede af en lang og frugtbar uddannelseskarriere. Men realiseres<br />
disse lige muligheder, eller er opvækst og baggrund fortsat en afgørende faktor<br />
for resultatet af individernes udbytte af et universelt uddannelsessystem? Et<br />
modstykke til den bourdieuske anskuelse fremlægges af sociologen Jørgen Elm<br />
Larsen, som anvender Niklas Luhmanns systemteori til en udlægning af en po-‐<br />
tentielt frisat social mobilitet i samfundet, gennem det uddifferentierede uddan-‐<br />
nelsessystem. Der er således flere alternative måder at anskue uddannelsessy-‐<br />
stemets funktion i samfundet på.<br />
1.2. MOTIVERET PROBLEMSTILLING<br />
På baggrund af disse indledende betragtninger tilsigter vi med empirisk under-‐<br />
støttelse at beskrive mobilitetsmønstrene i det danske samfund. Vi ønsker yder-‐<br />
mere at koble den empirisk synliggjorte mobilitet til en diskussion om uddannel-‐<br />
sessystemets funktion. Kan det danske uddannelsessystem placeres på et teore-‐<br />
tisk udspændt kontinuum mellem den fuldstændige sociale reproduktion og den<br />
tilsvarende fuldstændige mobilitet? Vi undersøger derfor, om danskernes kultu-‐<br />
relle og økonomiske baggrund har en betydning for deres uddannelseskarriere<br />
og herunder, om denne betydning har ændret sig over tid. Hermed går vi uddan-‐<br />
nelsesløftet efter i krogene og stiller spørgsmålstegn ved forestillingen om en<br />
meritokratisk skole, med ønske om at bidrage til den fortsatte forståelse og dis-‐<br />
kussion af det danske uddannelsessystems bidrag til den sociale mobilitet.<br />
1.3. PROBLEMFORMULERING<br />
På baggrund af dette lyder vores problemformulering således:<br />
Gør social mobilitet sig gældende i det danske samfund, og kan man ud fra mobili-‐<br />
tetsmønstret tale om uddannelsessystemet som bidragende til eller hæmmende for<br />
denne.<br />
5/84
En meritokratisk skole? Sociologisk Institut, Københavns Universitet<br />
1.4. LÆSEVEJLEDNING<br />
Vi har nu indkredset undersøgelsens fokus og vil kort gennemgå indhold og op-‐<br />
bygning for denne. Vi vil indledningsvis redegøre og analysere vores teoretiske<br />
grundlag, hvorefter vi vil operationalisere dette til empirisk brugbare hypoteser,<br />
med fokus på kernebegrebet social mobilitet. For derefter statistisk at kunne<br />
analysere de empiriske hypoteser, redegøres der for de centrale statistiske værk-‐<br />
tøjer der vil blive benyttet i repræsentativitets-‐ og hypotesetests. De statistiske<br />
resultater vil blive bundet sammen med den teoretiske ramme og diskuteret i<br />
lyset af vores metodologiske overvejelser. Afslutningsvis konkluderes der på de<br />
problemstillinger, som vi har opridset i vores indledende betragtninger.<br />
2. UNDERSØGELS<strong>EN</strong>S TEORETISKE GRUNDLAG<br />
Vi fokuserer på uddannelsessystemet i denne undersøgelse af social mobilitet i<br />
Danmark. Dette er det ud fra en antagelse om uddannelsessystemet som i stadig<br />
højere grad den dominerende vej til social mobilitet, jævnfør Erik Jørgen Han-‐<br />
sens redegørelse i Uddannelsessystemerne i <strong>sociologisk</strong> perspektiv. Han ræsonne-‐<br />
rer, at individer vil søge at placere sig bedst muligt i den eksisterende samfunds-‐<br />
struktur. Som følge heraf vil man i de fleste familier stile mod, at børnene får en<br />
bedre uddannelse end deres forældre, da uddannelse forbedrer individernes så-‐<br />
kaldte livschancer. Når børnene får en højere uddannelse end forældrene, kan<br />
det betragtes som social mobilitet (Hansen 2003: 44f).<br />
Indledningsvis vil vi her afklare vores anvendelse af begreberne ”livschancer” og<br />
”social mobilitet”. For at undersøge uddannelsessystemets funktion i det danske<br />
samfund vil vi dernæst kort gennemgå systemets udvikling over det seneste hal-‐<br />
ve århundrede, en periode hvor det såkaldte uddannelsesløft har fundet sted. En<br />
stor del af den danske befolkning har gjort karriere i uddannelsessystemet i den-‐<br />
ne periode, og udviklingen er derfor central for forståelsen af samme systems<br />
funktion i forhold til social mobilitet. Vi vil ligeledes kort opridse uddannelsesløf-‐<br />
tets karakteristika. Herefter vil vi redegøre for forskellige opfattelser af uddan-‐<br />
nelsessystemets funktion. Vi vil tage udgangspunkt i Pierre Bourdieus teori om<br />
reproduktion af det sociale rum, og perspektivere til Niklas Luhmanns funktiona-‐<br />
6/84
En meritokratisk skole? Sociologisk Institut, Københavns Universitet<br />
listiske syn på den meritokratiske skole. Hermed vil vi lægge et teoretisk funda-‐<br />
ment til vores empiriske analyse.<br />
2.1. LIVSCHANCER<br />
Vi taler konsekvent om ”livschancer” frem for ”social arv”, inspireret af Hansens<br />
kritik af sidstnævnte begreb. Han problematiserer ”social arv” med hjælp fra un-‐<br />
dersøgelsen En generation blev voksen, som han selv var forskningsleder på. 1<br />
Denne viser ifølge Hansen ikke en ”ubrydelig social arv”. Individernes oprindel-‐<br />
sesklasse giver imidlertid udslag i store forskelle i sandsynlighederne, eller med<br />
andre ord chancerne, for bestemte placeringer i stillingskategorier. Livschancer<br />
er altså beskrivende for få eller mange valgmuligheder gennem livsforløbet, sna-‐<br />
rere end selve eksistensen af valgmulighederne (Hansen 2003: 115-‐119).<br />
2.2. SOCIAL MOBILITET<br />
Begrebet ”mønsterbrud” har længe nydt anerkendelse som gængs begreb for so-‐<br />
cial opstigning. I vores øjne har dette begreb dog en fejlagtig karakter. Som resul-‐<br />
tat af uddannelsesløftet i Danmark, er social opstigning snarere et mønster end<br />
en undtagelse, og det giver derfor ikke mening at karakterisere denne opstigning<br />
som mønsterbrud (Hansen 2003: 119f). Vi anvender derfor i stedet betegnelsen<br />
”social mobilitet” som et udtryk for ændring i social status eller klasse. Absolut<br />
social mobilitet betragter vi som en generel forrykning af samfundet opad, mens<br />
relativ social mobilitet beskriver en forrykning i forholdet mellem forskellige so-‐<br />
ciale grupper i samfundet. Markant positiv social mobilitet betragtes som en for-‐<br />
udsætning for et ”åbent samfund”, hvor alle potentielt kan bevæge sig opad i de<br />
sociale lag (ibid.: 94).<br />
1 Der er her tale om en prospektiv longitudinal interviewundersøgelse foretaget i perioden 1968-‐<br />
1992 over adskillige gange. Respondenterne gik alle i 7. klasse ved undersøgelsens start. (Hansen<br />
7/84
En meritokratisk skole? Sociologisk Institut, Københavns Universitet<br />
2.3. UDDANNELSESLØFTET I HISTORISK PERSPEKTIV<br />
Uddannelsesløftet er et fænomen uden historisk præcedens. Hansen beskriver,<br />
hvordan Danmark førhen har været præget af såvel op-‐ som nedgange i uddan-‐<br />
nelsessøgningen. I modsætning hertil står perioden fra 1960’erne til i dag, hvor<br />
andelen af hver ungdomsårgang, der befolker uddannelsessystemet, er konstant<br />
stigende. I historiens lys en exceptionel vækst, som ofte benævnes ”uddannelses-‐<br />
eksplosionen” 2 (Hansen 2003: 34f).<br />
2.4. UDDANNELSESLØFTETS KARAKTERISTIKA<br />
Begrebet uddannelsesløft beskriver en absolut mobilitet i samfundet, og dækker<br />
over en sammenstilling af en række nært beslægtede samfundsudviklinger, som<br />
vi kort vil redegøre for 3 .<br />
For det første er der tale om en vertikal og horisontal ekspansion af uddannelses-‐<br />
systemet, som inkluderer såvel den øgede andel af studerende som det øgede ud-‐<br />
dannelsesudbud. 4 Der er en stigning i andelen af hver ungdomsårgang, som fort-‐<br />
sætter stadig længere ind i uddannelsessystemet. Samtidig øges antallet af ud-‐<br />
dannelser på hvert niveau, og mange uddannelsesretninger ”bygges højere” ved<br />
øget antal normerede studieår (Hansen 2003: 33).<br />
Arbejdsmarkedet har oplevet en øgning af formelle uddannelseskrav. Flere og fle-‐<br />
re jobfunktioner besættes af akademikere, og generelt er de ønskede, og kræve-‐<br />
de, uddannelseskvalifikationer ved indgangen til job øget (ibid.). Uddannelsespe-‐<br />
rioden forlænges ofte af de studerende selv, for eksempel ved supplerende-‐ og<br />
dobbeltuddannelse og forlænget uddannelsestid, og uddannelsessystemet spiller<br />
en stadig større rolle i voksenalderen gennem et øget fokus på efter-‐ og videreud-‐<br />
dannelser (ibid.).<br />
2 Vi vælger dog i det følgende at bibeholde anvendelsen af begrebet uddannelsesløft.<br />
3 Vi uddrager udviklingerne fra Erik Jørgen Hansens gennemgang, men sammenfatningen af disse<br />
udviklinger i begrebet ”uddannelsesløft” er vores egen (Hansen 2003: 33).<br />
4 Hos Hansen beskrives hhv. det øgede antal studerende og ekspansionen af uddannelsessyste-‐<br />
met som selvstændige udviklinger (Hansen 2003: 33). Vi betragter dem dog under ét, da ekspan-‐<br />
sionen af uddannelsessystemet i høj grad kan ses som et produkt af et højere antal studerende.<br />
8/84
En meritokratisk skole? Sociologisk Institut, Københavns Universitet<br />
Disse fire samfundsudviklinger bidrager således til et generelt uddannelsesløft i<br />
det danske samfund, som illustreret i Figur 2.1.<br />
Vertikal og horisontal<br />
ekspansion af<br />
uddannelsessystemet<br />
Øgede formelle<br />
uddannelseskrav på<br />
arbejdsmarkedet<br />
Sammenfattende kan det altså betragtes, at de fleste af nutidens voksne er højere<br />
uddannede end deres forældre (Larsen 2000: 70).<br />
2.5. D<strong>EN</strong> SOCIALE MOBILITET SOM UNDERSØGELS<strong>EN</strong>S FOKUS<br />
Opfattelsen af uddannelse som den dominerende vej til social mobilitet er i vores<br />
øjne i høj grad ideologisk betinget. Som Hansen fremhæver, legitimerer den soci-‐<br />
ale mobilitet det vestlige samfund som et ”åbent samfund”, hvor alle i princippet,<br />
ved evner og ihærdighed, har mulighed for at nå de højeste positioner, og ud-‐<br />
dannelsessystemet fungerer dermed meritokratisk Den ideologisk funderede<br />
selvforståelse af et frit og lige samfund tydeliggøres også af Jørgen Elm Larsen.<br />
Samtidig understreger såvel Hansen som Larsen dog, at sociale klasser stadig<br />
påvirker succes i uddannelsessystemet, og dermed individernes livschancer<br />
(Hansen 2003: 44f; Larsen 2000: 57).<br />
Uddannelsesløft<br />
i det danske<br />
samfund<br />
Figur 2.1.: Uddannelsesløftet i det danske samfund<br />
Dobbeltuddannelse,<br />
supplerende<br />
uddannelse og<br />
forlænget<br />
uddannelsestid.<br />
Øget efter-‐ og<br />
videreuddannelse<br />
Der kan altså argumenteres for, at individernes succes i uddannelsessystemet i<br />
sig selv er betinget af sociale klasser. Som Larsen fremhæver, er der en besynder-‐<br />
lighed at spore i, at klassesamfundet hævdes forsvundet, samtidig med at klas-‐<br />
semobiliteten i Vesten stort set ikke er øget i nyere tid (Larsen 2000: 60). En<br />
9/84
En meritokratisk skole? Sociologisk Institut, Københavns Universitet<br />
primær eksponent for teorien om klasser som betingende for en succesfuld ud-‐<br />
dannelseskarriere er Pierre Bourdieu, der agiterer for uddannelsessystemet som<br />
socialt reproducerende. For at undersøge eksistensen og udviklingen af social<br />
mobilitet i Danmark er det derfor nødvendigt at dykke dybere ned i Bourdieus<br />
teoriapparat.<br />
2.6. PIERRE BOURDIEU: SOCIAL REPRODUKTION<br />
Vi har i det ovenstående talt om, at sociale klasser betinger individernes succes i<br />
uddannelsessystemet, hvilket påvirker deres livschancer. Inden vi beskæftiger os<br />
grundigere med Pierre Bourdieus teoriapparat, må vi dog tage hans forhold til<br />
klassebegrebet i skue. Ifølge Bourdieu eksisterer klasser alene på papiret. I ste-‐<br />
det for klasser opererer han med distinktion i det sociale rum, skabt af to dimen-‐<br />
sioner. Dels individernes overordnede kapitalbeholdning, og dels deres relative<br />
distribution af henholdsvis økonomisk og kulturel kapital (Bourdieu 1997: 21ff;<br />
Larsen 2000: 60f). I denne distinktion, eksisterer klasser i en form for mulig til-‐<br />
stand (Bourdieu 1997: 26-‐37). Når vi i det efterfølgende redegør for og anvender<br />
Bourdieus teori om social reproduktion, må vi derfor have in mente, at der er ta-‐<br />
le om en reproduktion af det sociale rums distinktion, snarere end en reproduk-‐<br />
tion af sociale klasser. Først vil vi dog kort redegøre for Bourdieus teori om kapi-‐<br />
tal og habitus, som er central for forståelsen af reproduktionsteorien.<br />
2.6.1. KAPITALFORMERNE<br />
Det sociale hæves ifølge Bourdieu fra et simpelt tilfældighedsspil ved eksistensen<br />
af forskellige kapitalsammensætninger hos individer. Overordnet anvender<br />
Bourdieu tre hovedkapitalformer: Økonomisk, kulturel og social kapital. Den<br />
økonomiske kapital er direkte konvertibel til penge, mens den kulturelle og soci-‐<br />
ale kapital såvel kan konverteres til som udledes fra økonomisk kapital, med<br />
større eller mindre omkostninger (Bourdieu 1986:243-‐52). Idet vi anser uddan-‐<br />
nelsessystemet som den dominerende vej til social mobilitet, er det relevant at<br />
redegøre for de tre typer kulturel kapital, som Bourdieu arbejder med.<br />
De fleste egenskaber ved den kulturelle kapital deduceres til kropsliggjort kultu-‐<br />
rel kapital, der omfatter den kulturelle kapital, der er situeret i det enkelte indi-‐<br />
10/84
En meritokratisk skole? Sociologisk Institut, Københavns Universitet<br />
vids krop. Den kropsliggjorte kulturelle kapital kan ikke overføres i en isoleret<br />
situation, men er genstand for en arvelig overførsel.<br />
Visse objekter, for eksempel kulturelle genstande, udtrykkes i en tingsliggjort<br />
kulturel kapital. Det være sig symboler eller genstande, hvis forståelses-‐ eller<br />
nydelsespotentiale kræver vis kulturel kapital. Genstandene er materielt set<br />
umiddelbart overførbare, men den tingsliggjorte kulturelle kapital, der for ek-‐<br />
sempel ligger i en fyldt bogreol, tilegnes langsommere hos aktører med util-‐<br />
strækkelig kropsliggjort kulturel kapital (ibid.: 246).<br />
Den institutionaliserede kulturelle kapital består blandt andet af formaliserede<br />
akademiske kvalifikationer, og er institutionaliseret ved en ”kollektiv magi”, eller<br />
fælles forståelse i samfundet af en akademisk kvalifikation som et certifikat på<br />
kulturel kompetence. Uddannelsessystemet er således den primære producent<br />
og distributør af institutionaliseret kulturel kapital (ibid.: 247f).<br />
2.6.2. HABITUS<br />
Kapitalen bestemmer individets relationelle positionering i det sociale rums dis-‐<br />
tinktion, og til hver position heri svarer et habitus. Dette er individets handlings-‐<br />
strukturerende disposition, og genererer valg af praktikker, prædisponeret af<br />
tidligere erfaret succes (Bourdieu 1997: 21fff; Larsen 2000: 65). Habitus skaber<br />
et kollektivt individ, hvor de fælles objektive strukturer kropsliggøres til en soci-‐<br />
aliseret subjektivitet (Bourdieu 2005: 84).<br />
2.6.3. KULTUREL KAPITAL I DET DYSFUNKTIONELLE UDDANNELSESSYSTEM<br />
Ved første øjekast er uddannelsessystemet relevant i forhold til den institutiona-‐<br />
liserede kulturelle kapital. I hensigten er distributionen af denne form for kapital<br />
meritokratisk. Kulturel kapital institutionaliseret ved formaliserede akademiske<br />
kvalifikationer distanceres fra det, Bourdieu beskriver som ”de autodidaktes ka-‐<br />
pital”. Vi mener, at autodidaktik her skal forstås som en egenskab, der hovedsa-‐<br />
gelig er forbeholdt individer med relativt høj kropsliggjort kulturel kapital. Såle-‐<br />
des har uddannelsessystemet tilsyneladende som funktion at devaluere den<br />
kropsliggjorte autodidaktik, ved certificering og distribution af institutionaliseret<br />
kulturel kapital. Dermed bidrager uddannelsessystemet, ifølge hensigten, til den<br />
meritokratiske distribution af kulturel kapital (Bourdieu 1986: 247f).<br />
11/84
En meritokratisk skole? Sociologisk Institut, Københavns Universitet<br />
Bourdieu er imidlertid yderst kritisk overfor opfattelsen af uddannelsessyste-‐<br />
mets meritokrati. I The Forms of Capital indleder han sin redegørelse for kulturel<br />
kapital med at fremhæve, at begrebet ”kulturel kapital” oprindeligt materialise-‐<br />
rede sig for ham i en forklaring af forskelligartede uddannelsesmæssige resulta-‐<br />
ter, der gjorde sig gældende for børn fra forskellige sociale klasser. Her distance-‐<br />
rer Bourdieu sig fra det funktionalistiske perspektiv på uddannelsessystemet<br />
som institution, der tildeler akademisk succes og fiasko på basis af færdigheder.<br />
Uddannelsessystemet skal i stedet ses som bidragende til reproduktionen af den<br />
sociale struktur, ved at sanktionere den arvelige overførsel af kulturel kapital<br />
(ibid.: 243f).<br />
Der tegner sig således et billede af et dysfunktionelt uddannelsessystem. Som vi<br />
kort benævnte i ovenstående kan alle i teorien opbygge autodidakte egenskaber,<br />
men i praksis må autodidaktik forekomme hyppigere hos individer med relativt<br />
meget kropsliggjort kulturel kapital, da autodidaktik fordrer et kapitalstærkt ha-‐<br />
bitus. Vi kan ikke sætte lighedstegn mellem autodidaktik og kropsliggjort kultu-‐<br />
rel kapital, men det er sandsynligt, at der er en sammenhæng mellem de to. Hvis<br />
succes i uddannelsessystemet afhænger af den kropsliggjorte kulturelle kapital,<br />
som der argumenteres for ovenfor, må et uddannelsessystem, hvis intenderede<br />
funktion er at devaluere selvsamme kapital, således være dysfunktionelt.<br />
Uddannelsessystemet certificerer altså ifølge Bourdieu institutionaliseret kultu-‐<br />
rel kapital, mens det samtidig reproducerer den kropsliggjorte kulturelle kapital<br />
og med den tilegnelsen af den tingsliggjorte kulturelle kapital. Herimedens sker<br />
en reproduktion af det sociale rum, hvilket gør Bourdieus teori umiddelbart<br />
brugbar i en undersøgelse af den sociale mobilitet i det danske samfund (Bourdi-‐<br />
eu 1997: 37).<br />
2.6.4. REPRODUKTION<strong>EN</strong> AF SOCIALE FORSKELLE HOS BOURDIEU<br />
Reproduktionen af de sociale forskelle foregår i et relationelt møde mellem ud-‐<br />
dannelsessystemet og individ, som er bærer af en nedarvet kropsliggjort kulturel<br />
kapital, og en derudfra defineret habitus. Jo mere betydningsfuld den kulturelle<br />
kapital er for en familie, og jo større relativ vægt den kulturelle kapital har i kapi-‐<br />
talstrukturen, jo mere vil familien ifølge Bourdieu investere i uddannelse, hvilket<br />
er at ligne med Erik Jørgen Hansens betragtning om øgede livschancer som mo-‐<br />
12/84
En meritokratisk skole? Sociologisk Institut, Københavns Universitet<br />
tivation for stilen mod positiv social mobilitet (Bourdieu 1997: 37f; Hansen<br />
2003: 44f).<br />
Uddannelsessystemet bidrager ifølge Bourdieu til reproduktionen af den eksiste-‐<br />
rende struktur i det sociale rum igennem dette relationelle møde, gennem en<br />
række selektionsprocesser. Disse udføres af lærere, der anvender opfattelses-‐ og<br />
vurderingskriterier, som er i overensstemmelse med deres egen position i det<br />
sociale rum, altså deres egen kapitalstruktur og habitus. Disse selektionsproces-‐<br />
ser adskiller de individer, der henholdsvis besidder eller ikke besidder en vis<br />
nedarvet kulturel kapital. Således bidrager uddannelsessystemet til at oprethol-‐<br />
de allerede eksisterende sociale forskelle, trods, som Hansen udtrykker det, et<br />
”upåklageligt ydre skin af retfærdighed og meritokrati” (Bourdieu 1997: 39;<br />
Bourdieu 1986: 243f; Hansen 2003: 44).<br />
2.7. NIKLAS LUHMANN: FRISÆTTELSE AF D<strong>EN</strong> SOCIALE MOBILITET<br />
En anden opfattelse af uddannelsessystemets bidrag til positiv social mobilitet<br />
kan udledes fra artiklen Fra klassebiografi til individuel biografi, hvori den dan-‐<br />
ske sociolog Jørgen Elm Larsen beskriver samfundets individualisering. Larsen<br />
opstiller en diskussion mellem Bourdieu på den ene side, og hans egen læsning af<br />
den tyske systemteoretiker Niklas Luhmann på den anden side. Det skal her no-‐<br />
teres, at ulighed egentlig ikke står centralt i Luhmanns teoriapparat, men ud-‐<br />
mærket kan tematiseres herigennem (Larsen 2000: 56).<br />
Larsen beskriver, hvordan det individualiserede samfund, Luhmann skildrer,<br />
tvinger individet til at gøre sig selv til målestok for alting, hvorfor tidligere klas-‐<br />
sebestemte sociale problemer nu fremstår som individuel dysfunktionalitet<br />
(ibid.: 57).<br />
Den funktionelle uddifferentiering, der ifølge Luhmann karakteriserer senmo-‐<br />
derniteten, hævdes at medføre en frisættelse af den sociale mobilitet (ibid.: 49f).<br />
Menneskers position indenfor ét system betinger ikke deres position indenfor<br />
andre systemer. Uddifferentieringen af uddannelsessystemet medfører således,<br />
at selektionsmekanismer baseret på opvækst og social baggrund, altså de selek-‐<br />
tionsmekanismer der gør sig gældende i forhold til kapitalstruktur og habitus<br />
13/84
En meritokratisk skole? Sociologisk Institut, Københavns Universitet<br />
hos Bourdieu, må vige til fordel for meritokratiet. Luhmann anerkender dog, at<br />
den sociale mobilitet fortsat begrænses af social baggrund. Dette mobilitetens<br />
ratslør skyldes, at uddannelsessystemet endnu ikke er fuldt uddifferentieret og<br />
autopoietisk, hvorfor andre sociale systemer fortsat irriterer uddannelsessyste-‐<br />
met. I takt med den fortsatte uddifferentiering af uddannelsessystemet vil det<br />
åbne samfunds systemiske meritokrati gøre sig stadig mere gældende, og trænge<br />
den sociale reproduktion i baggrunden over tid. Uddannelsessystemet vil altså<br />
bevæge sig fra social reproduktionsbidrager til meritokratisk mobilitetsskaber<br />
(ibid.: 57, 67f).<br />
2.7.1. KRITIK AF LUHMANN<br />
Jørgen Elm Larsen stiller sig af flere omgange kritisk overfor den fremlagte fri-‐<br />
sættelse af den sociale mobilitet, med anknytning til Bourdieus funktionalisme-‐<br />
kritiske synspunkt. Det åbne samfunds funktionalitet fordrer, at mennesket fø-‐<br />
des med en renvasket tavle, hvilket synes yderst tvivlsomt. Sociale systemers se-‐<br />
lektionskriterier er habituelt betingede. Det åbne samfund er altså i virkelighe-‐<br />
den et ekskluderende samfund i forklædning, idet de forskellige sociale systemer<br />
opererer ud fra selektionskriterier, der skaber ulige adgangsmuligheder (Larsen<br />
200: 57f). I forbindelse med selve udredningen af det luhmannianske mobilitets-‐<br />
perspektiv finder Larsen det tvivlsomt, om der kan ske en fuldstændig frakobling<br />
af uddannelsessystemet fra social baggrund (ibid.: 67f). Sidst betvivler han, om<br />
en absolut mobilitet i samfundet indebærer, at afstanden mellem klasserne bli-‐<br />
ver mindre eller forsvinder, og at samfundet bevæger sig mod meritokrati. Sna-‐<br />
rere tegner Larsen et billede af, at middelklassens og elitens bedre forudsætnin-‐<br />
ger for at sikre deres børn en uddannelse medvirker, at klasseforskelle har en<br />
konstant eller endog stigende betydning for livschancerne (ibid.: 70ff).<br />
Vi vælger at anerkende det luhmannianske perspektiv som en alternativ tolkning<br />
af uddannelsessystemets bidrag til social mobilitet eller reproduktion, trods Lar-‐<br />
sens grundige kritik. Vi kan hermed optegne et kontinuum, hvor uddannelsessy-‐<br />
stemet, alt efter teoretisk overbevisning, placerer sig et sted mellem to yderlig-‐<br />
heder: Reproduktion eller mobilitet. Dette illustreres i figur 2.2.<br />
14/84
En meritokratisk skole? Sociologisk Institut, Københavns Universitet<br />
Socialt reproducerende<br />
uddannelsessystem:<br />
-‐ Dysfunktionelt: Sanktionerer<br />
nedarvet kulturel kapital<br />
-‐ Selekterer ud fra habituelle<br />
kriterier<br />
-‐ Opretholder den sociale orden.<br />
Figur 2.2.: Kontinuum over uddannelsessystemets funktion<br />
2.8. REPRODUKTION ELLER MOBILITET<br />
Hos Pierre Bourdieu finder vi et socialt reproducerende uddannelsessystem. Det<br />
sanktionerer arvelig overførsel af kropsliggjort kulturel kapital, og igennem sine<br />
selektionsprocesser bidrager uddannelsessystemet, trods sit meritokratiske yd-‐<br />
re, til at reproducere sociale forskelle. Uddannelsesløftets absolutte mobilitet<br />
medfører dermed ikke en relativ mobilitet, hvor distinktionen i det sociale rum<br />
omskrives. Hvis uddannelsessystemets funktion er at devaluere den nedarvede,<br />
kropsliggjorte kapital til fordel for den institutionaliserede, må uddannelsessy-‐<br />
stemet i Bourdieus perspektiv betragtes som dysfunktionelt.<br />
Modsat står Niklas Luhmanns funktionalistiske betragtning af det socialt mobili-‐<br />
tetsskabende uddannelsessystem, som et tiltagende meritokratisk system. Selvom<br />
der stadig er antydninger af andre systemers interferens, bevæger uddannelses-‐<br />
systemet sig mod en tilstand som autopoietisk og uddifferentieret system, hvortil<br />
individet ankommer med en renvasket tavle. Hermed skabes mulighed for relativ<br />
mobilitet. Sociale problemer, som for eksempel manglende mobilitet, der førhen<br />
blev forklaret med baggrund i klasser, fremtræder nu som individuel dysfunkti-‐<br />
onalitet, alt imens det uddifferentierede uddannelsessystem udfylder sin funkti-‐<br />
on som mobilitetsskabende meritokratisk institution.<br />
Socialt mobilitetsskabende<br />
uddannelsessystem:<br />
-‐ Fungerer meritokratisk<br />
-‐ Selekterer ud fra individuelle<br />
kriterier<br />
-‐ Omskriver den sociale orden<br />
15/84
En meritokratisk skole? Sociologisk Institut, Københavns Universitet<br />
Vi formoder, at uddannelsesløftet i det danske samfund har skabt en absolut so-‐<br />
cial mobilitet. Men reproduceres samfundets strukturer og stratifikationer fort-‐<br />
sat af et dysfunktionelt uddannelsessystem, eller gør der sig ligeledes en relativ<br />
mobilitet gældende, som ved et meritokratisk uddannelsessystems hånd, over tid<br />
forrykker samfundets sociale struktur?<br />
Vi vil nu operationalisere vores teoretiske overvejelser, for empirisk at kunne<br />
beskrive, hvilke mønstre der gør sig gældende for den sociale mobilitet i Dan-‐<br />
mark.<br />
3. OPERATIONALISERING OG VARIABLE<br />
3.1. TEORETISKE HYPOTESER<br />
Når man beskæftiger sig med social mobilitet, er det i første instans interessant<br />
at kortlægge eksistensen af den sociale mobilitet i samfundet. Social mobilitet<br />
kan være såvel positiv som negativ, men vi antager, at den i Danmark er positiv.<br />
Dette er en antagelse, der i rigt mål understøttes af det generelle uddannelsesløft<br />
i samfundet, som vi har omtalt i kapitel 2.4. Vores teoretiske hypotese 1 lyder<br />
således:<br />
!"! !"#$#%!&!& !" !"#$%$& !"#$%& !"#$%$&'& ! !"#$"%&.<br />
Det er imidlertid også interessant at undersøge, om den sociale mobilitet er ble-‐<br />
vet svækket eller styrket over tid. Et stort antal samfundsforandringer kan være<br />
bidragende til, at graden af positiv social mobilitet ændrer sig. Som vi har rede-‐<br />
gjort for, betragtes uddannelsessystemet i Danmark som den dominerende vej til<br />
mobilitet. I den forbindelse er det yderst interessant, at der i sociologien hersker<br />
forskellige opfattelser af uddannelsessystemets funktion i forhold til den sociale<br />
mobilitet. Snart sagt enhver udvikling i graden af mobilitet over tid kan således<br />
bidrage til diskussionen af uddannelsessystemet som socialt reproducerende el-‐<br />
ler mobilitetsskabende. Vores antagelse er, at der med uddannelsesløftet, kvin-‐<br />
dernes ankomst på arbejdsmarkedet og en generelt øget velstand i det danske<br />
16/84
En meritokratisk skole? Sociologisk Institut, Københavns Universitet<br />
samfund, er tale om en stigende grad af social mobilitet. Vores teoretiske hypote-‐<br />
se 2 lyder således:<br />
!"#$%& !" !"#!"!# !"#$%& !"#$%$&'& !" !"#$%&'% !"#$ !"#.<br />
Det er nærliggende at analysere forskellen mellem uddannelsesniveauet i to ge-‐<br />
nerationer. Da uddannelsesniveau samtidig er en af de få informationer, vi har<br />
om vores respondenters forældre, er det oplagt at arbejde ud af denne tangent.<br />
Ved blot at sammenligne opnået uddannelsesniveau med respondenternes alder,<br />
ville vi i langt højere grad dokumentere selve uddannelsesløftets absolutte mobi-‐<br />
litet, end danne os et billede af, hvordan selvsamme uddannelsesløft har fordelt<br />
sig socialt.<br />
Efter vores teoretiske afgrænsning er det nu nødvendigt at få en operationel de-‐<br />
finition, der fastlægger, hvordan vores teoretiske begreber kan måles samt over-‐<br />
sættes til variable.<br />
3.2. OPERATIONALISERING AF SOCIAL MOBILITET<br />
Det helt centrale begreb at få operationaliseret er social mobilitet, hvilket er et<br />
abstrakt begreb med et bredt teoretisk felt. Vi bliver derfor nødt til at specificere,<br />
hvilke aspekter af den sociale mobilitet vi gør til genstand for måling (Andersen<br />
et al 2009: 48f). Vi vælger at fokusere på den positive sociale mobilitet, og man<br />
skal således holde sig for øje, at de processer der beskrives, også kan finde sted i<br />
negativ forstand.<br />
Når vi måler på den positive sociale mobilitet i forhold til succes i uddannelses-‐<br />
systemet, må vi af empirien udlede, om vores respondenter generelt har et høje-‐<br />
re uddannelsesniveau end deres far. Hvis det er tilfældet, er der tale om en posi-‐<br />
tiv social mobilitet i forhold til uddannelse. Idet succes i uddannelsessystemet er<br />
en afgørende faktor for individets livschancer, må en positiv social mobilitet i<br />
uddannelsessystemet være en væsentlig indikator for eksistensen af social mobi-‐<br />
litet i det hele taget.<br />
17/84
En meritokratisk skole? Sociologisk Institut, Københavns Universitet<br />
Vi har valgt alene at arbejde med uddannelsesniveauet for respondenternes fæd-‐<br />
re. Det er en udbredt betragtning, at man slægter sin forælder af samme køn på,<br />
og ud fra den sondring kunne man have valgt at sammenligne vores kvindelige<br />
respondenter med deres mødre. Imidlertid har vi at gøre med en forældregene-‐<br />
ration, hvorom det for hovedparten gælder, at væsentligt færre kvinder end<br />
mænd fik en uddannelse. Uddannelsesforskellen imellem respondenterne og de-‐<br />
res mødre kan således i lige så høj grad tilskrives kvindernes ankomst til ar-‐<br />
bejdsmarkedet, hvorved effekten af et mobilitetsskabende uddannelsessystem<br />
udviskes markant.<br />
Vi har valgt at fokusere på, om respondenternes far fik en erhvervsfaglig uddan-‐<br />
nelse, snarere end fædrenes skoleuddannelsesniveau, selvom en gymnasial ud-‐<br />
dannelse certificerer en højere grad af institutionaliseret kulturel kapital. Vores<br />
afvejning er, at det er stort set umuligt at generalisere fædre, der er gået ud af<br />
skolesystemet efter folkeskolen. Nogen af dem har givetvis aldrig taget en ud-‐<br />
dannelse, men andre har taget erhvervsfaglige uddannelser, som kan have bragt<br />
dem på omgangshøjde med de fædre, der har gået i gymnasiet i forhold til kapi-‐<br />
talstruktur. Derudover er andelen af danskere der går i gymnasiet steget gene-‐<br />
relt, jævnfør uddannelsesløftet, og således vil en sammenligning mellem respon-‐<br />
denter og fædres studentereksamen nok engang snarere kortlægge uddannelses-‐<br />
løftets absolutte mobilitet som samfundsmæssig tendens, end den sociale distri-‐<br />
bution af dette løft. Variablen for fædrenes uddannelse ser i en envejstabel såle-‐<br />
des ud:<br />
Tabel 3.1.<br />
Fik Deres far en erhvervs-‐<br />
mæssig uddannelse?<br />
Frekvens Procent Kumuleret procent<br />
Ja 1.523 73,86 73,86<br />
Nej 539 26,14 100<br />
I alt 2062 100<br />
18/84
En meritokratisk skole? Sociologisk Institut, Københavns Universitet<br />
Tabellen viser os, at 73,86% af respondenterne rapporterer, at deres far har ta-‐<br />
get en erhvervsmæssig uddannelse, mens 26,14% ikke gør.<br />
Hvad angår vores analyseudvalg har vi haft mulighed for at uddifferentiere, hvil-‐<br />
ken erhvervsmæssig uddannelse respondenterne har gennemført. I vores an-‐<br />
vendte undersøgelse, levekårsundersøgelsen, som beskrives nærmere i kapitel<br />
4.3., havde respondenterne mulighed for at anføre op til tre erhvervsuddannel-‐<br />
ser, og der er ikke udspecificeret rækkefølge på disse. Vi har således ingen mu-‐<br />
lighed for at vide, om den først anførte erhvervsuddannelse er respondenternes<br />
først, sidst, lavest eller højest gennemførte. I mangel på system i disse anførte<br />
erhvervsuddannelser, må vi antage, at de 15,23% af vores analyseudvalg, der har<br />
anført mere end en erhvervsuddannelse, har anført deres ud fra egen vurdering<br />
væsentligste eller mest aktuelle uddannelse som nummer ét, og på den baggrund<br />
er det konsekvent denne, vi anvender. Tabuleret ser denne variabel ud som vist i<br />
Tabel 3.2.:<br />
Tabel 3.2.<br />
Respondentens erhvervsuddannelse<br />
Frekvens Procent Kumuleret pro-‐<br />
cent<br />
Ingen erhvervsuddannelse 581 28,18 28,18<br />
Specialarbejderuddannelse 28 1,36 29,53<br />
Lærlinge-‐ eller EFG-‐uddannelse 744 36,08 65,62<br />
Anden faglig uddannelse 177 8,58 74,2<br />
Kort videregående uddannelse 161 7,81 82,01<br />
19/84
En meritokratisk skole? Sociologisk Institut, Københavns Universitet<br />
Mellemlang videregående uddannelse 231 11,2 93,21<br />
Lang videregående uddannelse 140 6,79 100<br />
I alt 2062 100<br />
Tabellen viser, at 28,18% af vores analyseudvalg ikke har gennemført en er-‐<br />
hvervsuddannelse, mens 71,82% har. Andelen uden erhvervsuddannelse i analy-‐<br />
seudvalget er altså ikke signifikant forskellig fra andelen i forældregenerationen.<br />
Den største gruppe er respondenter, der har gennemført en lærlinge-‐ eller EFG-‐<br />
uddannelse, mens cirka en fjerdedel, 75,8%, har taget en videregående uddan-‐<br />
nelse.<br />
Det er en stor fordel for os at kunne belyse ikke blot sammenhængen mellem<br />
fædrenes erhvervsuddannelse og eksistensen af respondenternes, men også ty-‐<br />
pen af respondenternes erhvervsuddannelse. Hvis Bourdieu har ret i, at der på-‐<br />
går en social reproduktion i uddannelsessystemet, bør det i empirien tydeliggø-‐<br />
res ved, at de respondenter, hvis far havde en erhvervsfaglig uddannelse, vil bli-‐<br />
ve mere og mere overrepræsenterede, jo længere vi kommer opad i uddannel-‐<br />
sessystemet.<br />
Når Bourdieu taler om reproduktion er det vigtigt at holde sig for øje, at der er<br />
tale om en reproduktion af distinktionen i det sociale rum, en distinktion, der<br />
både inkluderer kulturel og økonomisk kapital. Vi har valgt at supplere med det<br />
økonomiske kapitalperspektiv ud fra variablen, der udtrykker respondenternes<br />
svar på spørgsmålet: ”Havde Deres familie det økonomisk svært under Deres op-‐<br />
vækst?” Denne variabel er vores bedste billede af de økonomiske kår i analyse-‐<br />
udvalgets barndom, men vi må have in mente, at den er behæftet med usikker-‐<br />
heder. For det første er der ingen tidsangivelse i spørgsmålet, og vi har derfor<br />
ingen mulighed for at vide, om der bag de positive tilkendegivelser ligger gene-‐<br />
relle økonomiske vanskeligheder, eller blot en periode med livremmen spændt<br />
ind. Derudover spiller respondenternes opvækstmiljø ind på deres egen opfattel-‐<br />
se af reelt økonomisk svære kår. Sidst kan man også, selv i en anonymiseret un-‐<br />
dersøgelse, forestille sig en uvilje til at beskrive egne opvækstkår som økono-‐<br />
misk svære, baseret på en generel opfattelse af fattigdom som noget negativt. Vi<br />
20/84
En meritokratisk skole? Sociologisk Institut, Københavns Universitet<br />
kan anvende variablen som en indikation af de økonomiske vilkår i responden-‐<br />
ternes opvæksthjem, men grundet disse usikkerheder må vi være varsomme<br />
med at konkludere alt for store sammenhænge herudfra. Tabuleret ser denne<br />
sammenhæng ud som i Tabel 3.3.:<br />
Tabel 3.3.<br />
Havde Deres familie det økonomisk<br />
svært under Deres opvækst?<br />
Frekvens Procent Kumuleret procent<br />
Ja 533 25,85 25,85<br />
Nej 1.529 74,15 100<br />
I alt 2062 100<br />
Vi kan se, at 25,85% tilkendegiver økonomiske besværligheder under deres op-‐<br />
vækst.<br />
På teoretisk baggrund antager vi således at en kausalsammenhæng gør sig gæl-‐<br />
dende for variablene ”eget uddannelsesniveau”, ”Fars uddannelsesniveau” og<br />
”økonomiske vilkår i barndommen”, hvoraf de to sidstnævnte påvirker den første.<br />
Således operationaliserer vi vores teoretiske hypotese om eksistensen af social<br />
mobilitet i det danske samfund til følgende empiriske hypotese 1:<br />
!"#$ !""#$$%&'%'$()%#! !"#$ !" ø!"#"$%&!' !"#$å! ! !"#$%&''($<br />
!å!"#$%# !"!# !""#$$%&'%'$()%#!.<br />
Empirisk hypotese og kausalforhold mellem variable er illustreret i nedenståen-‐<br />
de figur:<br />
21/84
En meritokratisk skole? Sociologisk Institut, Københavns Universitet<br />
3.3. OPERATIONALISERING AF MOBILITET OVER TID<br />
Det er en større udfordring at lægge empirisk grund for vores hypotese om, at<br />
graden af den positive sociale mobilitet er stigende over tid, al den stund vi har<br />
at gøre med ét datasæt, indsamlet af én omgang. 5 Vi har valgt at løse denne pro-‐<br />
blematik ved at opdele vores analyseudvalg i to halvdele, delt ved gennemsnits-‐<br />
alderen. Således får vi mulighed for at sammenligne mønstret for den sociale<br />
mobilitet hos den ældre og yngre generation af analyseudvalget. Vi har valgt at<br />
opdele efter gennemsnit, snarere end efter et historisk-‐samfundsmæssigt be-‐<br />
grundet årstal, for at få to omtrent lige store grupper at arbejde med. Således de-‐<br />
les vores analyseudvalg mellem aldrene 32 og 33 på undersøgelsestidspunktet,<br />
hvorfor skillelinjen ligger hos de, der er født i 1967, hvoraf langt hovedparten<br />
tilhører den ”yngre” generation. Gennemsnittene for alder og fødeår ses i Tabel<br />
3.4.<br />
Fars uddannelsesniveau<br />
Økonomiske kår i opvæksten<br />
Figur 3.1.: Empirisk hypotese 1 samt kausalforhold<br />
Tabel 3.4.<br />
Beskrivende mål for analyseudvalgets alder<br />
Respondenternes<br />
uddannelsesniveau<br />
Gennemsnitligt fødeår i analyseudvalget 1967,074<br />
Analyseudvalgets gennemsnitsalder 32,9258<br />
Den ”yngre” generation er uddannelsesmæssigt en relativt homogen gruppe, idet<br />
alle er vokset op efter uddannelsesløftet. Den ”ældre” generation er mindre ho-‐<br />
5 Vi er opmærksomme på, at levekårsundersøgelsen har haft tre indsamlingsrunder. Som vi rede-‐<br />
gør for i kapitel 4.3. er vores variable imidlertid kun inkluderet i den tredje undersøgelsesrunde i<br />
år 2000, hvorfor vi kun beskæftiger os med denne.<br />
22/84
En meritokratisk skole? Sociologisk Institut, Københavns Universitet<br />
mogen. Hvis vi antager, at uddannelsesløftet tager fart i 1960’erne må vi erken-‐<br />
de, at en relativt stor procentdel af de ”ældre” ligeledes har gjort i hvert fald no-‐<br />
get af deres uddannelseskarriere efter 1960, hvilket naturligvis tilslører forskel-‐<br />
len mellem de to generationer. Der vil således næppe være tale om lige så stor en<br />
forskel som hvis vi havde delt ved et historisk begrundet årstal. Vores empiri gi-‐<br />
ver os imidlertid ikke mulighed herfor, hvis den ældre generation skal være en<br />
relevant analysérbar enhed.<br />
Vi forventer dog trods ovennævnte tilsløring, at der alligevel tegner sig et billede<br />
af, at sammenhængen mellem fædrenes uddannelsesniveau samt de økonomiske<br />
kår i opvæksten, og respondenternes uddannelsesniveau, som vi har illustreret i<br />
Figur 3.1., er mindre for den ”yngre” generation end for den ”ældre”. Dette vil gi-‐<br />
ve belæg for det luhmannianske perspektiv, at uddannelsessystemet, efterhån-‐<br />
den som det uddifferentieres funktionelt, vil blive stadig mere meritokratisk. Ud-‐<br />
trykt statistisk er vores antagelse således, at uafhængighed mellem henholdsvis<br />
fars uddannelsesniveau og de økonomiske kår i opvæksten, og respondenternes<br />
uddannelsesniveau vil gøre sig gældende.<br />
Dette kan udtrykkes i følgende empiriske hypotese 2:<br />
Der er ikke uafhængighed mellem opvækst 6 og uddannelsesniveau for re-‐<br />
spondenter født til og med 1966 7 , men uafhængighed for respondenter<br />
født efter samme år.<br />
Denne empiriske hypotese er visualiseret i nedenstående figur, som viser, at in-‐<br />
dividernes fødeår svækker kausalforholdet mellem deres forældres kulturelle og<br />
økonomiske kapital og deres eget opnåede uddannelsesniveau.<br />
6 Fars uddannelse samt økonomiske kår i opvæksthjemmet.<br />
7 Vi deler vores analyseudvalg efter beregnet alder snarere end fødeår, men for at opskrive en<br />
positiv påvirkning, vælger vi at formulere alder som fødeår i vores hypotese. Det er dog vigtigt at<br />
være opmærksom på, at enkelte respondenter født i 1967 vil placere sig i den ”ældre” generation.<br />
23/84
En meritokratisk skole? Sociologisk Institut, Københavns Universitet<br />
Fødeår<br />
Figur 3.2.: Empirisk hypotese 2 samt kausalforhold<br />
Således bevæbnede med empiriske hypoteser på et teoretisk fundament, vil vi nu<br />
vende blikket mod datamaterialet, vi vil teste disse hypoteser på.<br />
4. ANALYSESTRATEGI OG STATISTISK GRUNDLAG<br />
4.1. OVERODNET METODEVALG<br />
I denne undersøgelse arbejder vi kvantitativt frem for kvalitativt, da vi ønsker at<br />
tegne et overordnet billede af den danske befolknings mobilitet i uddannelsessy-‐<br />
stemet. Vi ønsker altså ikke at udtale os om en specifik gruppes oplevelser af, el-‐<br />
ler muligheder indenfor, dette system (Andersen et al 2009: 22f).<br />
Formålet med den videre statistiske analyse er at kunne udtale os om en ukendt<br />
fordeling i populationen ud fra resultater fra vores stikprøve. Vi vil altså arbejde<br />
induktivt, idet vi ved hjælp af viden om det specifikke kan udtale os om det gene-‐<br />
relle (Malchow-‐Møller et al 2010: 20).<br />
4. 2. STATISTISK VÆRKTØJSKASSE<br />
For statistisk at teste og analysere vores empiriske hypoteser, er det nødvendigt<br />
at redegøre for udvalgte centrale begreber i statistikken. I det følgende vil vi så-‐<br />
ledes danne os et overblik over de statistiske værktøjer, vi vil benytte i vores<br />
empiriske analyse.<br />
Øget uanhængighed mellem<br />
opvækst og<br />
uddannelsesniveau.<br />
4.2.1. STOKASTISKE VARIABLE<br />
For at kunne bearbejde de mulige udfald i vores datasæt benyttes funktionen<br />
stokastisk variabel, X, som gør arbejdet med hændelser og sandsynligheder mere<br />
overskueligt. Den stokastiske variabel forbinder en talværdi til ethvert udfald i<br />
eksperimentet, hvilket betyder at vi kan sammenholde mange forskellige hæn-‐<br />
24/84
En meritokratisk skole? Sociologisk Institut, Københavns Universitet<br />
delser indenfor udfaldsrummet, Ω (Malchow-‐Møller et al 2010: 75). Det smarte<br />
ved den stokastiske variable er, at vi ikke kender det endelige udfald, men i ste-‐<br />
det de mulige udfald. Derudover kan stokastiske variable opdeles i to typer: Dis-‐<br />
krete og kontinuerte. En diskret variabel beskriver et tælleligt udfaldsrum, hvor-‐<br />
imod den kontinuerte variabels udfaldsrum er utælleligt, da udfaldene kan anta-‐<br />
ge værdier med et uendeligt antal decimaler (ibid.: 77). I denne undersøgelse<br />
benyttes diskrete variable, da de er grupperede og derfor tællelige. Når vi arbej-‐<br />
der med diskrete variable, anvender vi sandsynlighedsmål (ibid.: 79f; 94ff).<br />
4.2.2. SANDSYNLIGHEDSMÅL<br />
Når vi skal teste vores empiriske hypoteser er det nødvendigt at kunne udregne<br />
sandsynligheden for en bestemt variabels udfald. I det følgende redegør vi for<br />
simultan, marginal og betinget sandsynlighed, da disse er byggesten i opstillin-‐<br />
gen af en χ 2 -‐test.<br />
Den simultane sandsynlighedsfunktion for diskrete variable defineres ved:<br />
! !, ! = !(! = ! !" ! = !)<br />
En simultan sandsynlighed repræsenterer altså sandsynligheden for en given<br />
hændelse med egenskaberne X og Y. Vi finder de simultane sandsynligheder ved<br />
at dividere antallet of observationer i den enkelte celle med stikprøvens størrel-‐<br />
se (Malchow-‐Møller et al 2010: 84f).<br />
Den marginale sandsynlighed betegner række-‐ og kolonnesandsynligheder, og<br />
defineres ved:<br />
!!<br />
! !(!) !(!, ! ! ) = !(!, ! !) + !(!, ! !) + ⋯ + (!, ! !! )<br />
!!!<br />
Den marginale sandsynlighed findes altså ved at summere de simultane sandsyn-‐<br />
ligheder for mulige x-‐ eller y-‐værdier ved en bestemt henholdsvis y-‐ eller x-‐<br />
værdi. Gældende for både de simultane og marginale sandsynligheder er, at<br />
sandsynligheden for alle værdier af de stokastiske variable skal summere til 1<br />
(ibid.: 85f).<br />
Sidst er sandsynlighedsfunktionen for den betingede sandsynlighed givet ved:<br />
25/84
En meritokratisk skole? Sociologisk Institut, Københavns Universitet<br />
! !|! ! ! =<br />
!(!, !)<br />
! !(!) , ℎ!"# ! ! ! > 0<br />
Den betingede sandsynlighed for x givet y er altså lig den simultane sandsynlig-‐<br />
hed divideret med den marginale sandsynlighed for y (ibid.:87f). Den betingede<br />
sandsynlighed beskriver således sandsynligheden for, at en hændelse, x, indtræf-‐<br />
fer under forudsætning af, at hændelse, y, er indtruffet.<br />
4.2.3 UAFHÆNGIGHED<br />
Overordnet set arbejder vi med uafhængighed frem for afhængighed, idet kun<br />
uafhængighed kan be-‐ eller afkræftes i vores tests (Malchow-‐Møller et al 2010:<br />
69f). To diskrete stokastiske variable, X og Y, er uafhængige, hvis:<br />
! ! ! = ! !|! ! ! !"# !""# !æ!"#$! !" ! !" !<br />
Man taler altså om uafhængighed, når informationen om Y ikke ændrer fordelin-‐<br />
gen af X. Under uafhængighed vil den simultane sandsynlighed dermed være lig<br />
med produktet af de marginale sandsynligheder (ibid.: 90f).<br />
4.2.4. MIDDELVÆRDI, VARIANS OG STANDARDAFVIGELSE<br />
Når vi udtaler os om kvantitative målinger, udregner vi nøgletal til at karakteri-‐<br />
sere populationens centrale egenskaber. Det er derfor relevant kort at redegøre<br />
for momenterne middelværdi, varians og standardafvigelse idet disse benyttes<br />
til at forstå normalfordelingen og den centrale grænseværdisætning.<br />
Middelværdi defineres som:<br />
1<br />
! !"!<br />
!!"!<br />
!!!<br />
I ovenstående formel summeres alle værdier og divideres med antallet af obser-‐<br />
vationer, n. Således er middelværdien et udtryk for den gennemsnitlige værdi af<br />
et karakteristikum i populationen (Malchow-‐Møller et al 2010: 37).<br />
Det er vigtigt at have øje for, at to populationer med samme middelværdi kan<br />
være meget forskelligt fordelt. Middelværdien kan derfor ikke stå alene i en ud-‐<br />
tømmende beskrivelse af en population, hvorfor varians anvendes til at beskrive<br />
spredningen i en population (Malchow-‐Møller et al 2010: 38).<br />
! !<br />
26/84
En meritokratisk skole? Sociologisk Institut, Københavns Universitet<br />
Variansen defineres som:<br />
1<br />
! !"!<br />
!!"!<br />
!!!<br />
! ! (! ! − ! !)<br />
Vi fratrækker gennemsnittet fra hver enkelt observation og sætter dette i anden<br />
potens. Hernæst summeres disse tal, hvorved vi kan se, hvordan observationerne<br />
i vores stikprøve spreder sig omkring middelværdien (ibid.).<br />
Standardafvigelsen beregner den gennemsnitlige afvigelse fra middelværdien i<br />
populationen, og defineres ved:<br />
! = !"#(!)<br />
4.2.5. FORDELINGER<br />
I den indledende redegørelse for stokastiske variable så vi, hvordan disse repræ-‐<br />
senterer mulige udfald i vores stikprøve. Vi vil i det følgende redegøre for<br />
bernoulli-‐ og normalfordelingen, da vi senere vil benytte netop disse fordelinger<br />
i tests.<br />
Bernoullifordeling: En bernoullifordelt stokastisk variabel, X, fordeler sig efter<br />
! ~ !"#(!). Den har to mulige udfald, som tildeles de numeriske værdier 1 for<br />
succes og 0 for fiasko 8 .<br />
Sandsynligheden for de to udfald vil henholdsvist være p og 1 – p, hvorfor mid-‐<br />
delværdi og varians defineres som:<br />
! ! = ! og ! ! = ! ∗ (1 − !)<br />
Altså er middelværdien lig sandsynligheden for at X = 1, mens variansen er mid-‐<br />
delværdien multipliceret med 1 minus middelværdien (Malchow-‐Møller et al<br />
2010: 136f).<br />
Normalfordeling: Normalfordeling gør sig gældende for kontinuerte stokastiske<br />
variable, og vi arbejder derfor med tæthed frem for sandsynlighed. Normalforde-‐<br />
8 Herved skal det ikke forstås, at det ene udfald er mere ønskeligt end det andet, men blot at de to<br />
betegnelser optegner en klar skillelinje imellem de to muligheder.<br />
27/84
En meritokratisk skole? Sociologisk Institut, Københavns Universitet<br />
lingens genialitet ligger i, at både virkelige populationer, estimatorer og teststati-‐<br />
stikker normalfordeler sig. Kendskabet til normalfordelingen er en forudsætning<br />
for forståelsen af, hvordan vores stikprøvegennemsnit approksimativt vil fordele<br />
sig. Figur 4.1. illustrerer, hvordan en normalfordeling ser ud.<br />
Figur 4.1. Normalfordelingen<br />
Den sande middelværdi er sammen med tæthedsfunktionens varians, ! ! , afgø-‐<br />
rende for funktionens graf. Normalfordelingskurven samler sig symmetrisk om<br />
middelværdien, der udgør toppunktet for kurven, mens variansen illustreres ved<br />
kurvens bredde. Hvis middelværdien stiger, forskydes kurven mod højre, mens<br />
en stigning i varians giver en bredere kurve, hvilket fremgår af Figur 4.2.<br />
28/84
En meritokratisk skole? Sociologisk Institut, Københavns Universitet<br />
Figur 4.2. Normalfordeling ved stigende ! og normalfordeling med stigende varians<br />
For at finde sandsynligheder i en normalfordeling må man se på den kumulative<br />
sandsynlighedsfunktion for den stokastiske variabel, F(x). Rent visuelt vil F(x)<br />
være det areal under tæthedsfunktionen, som ligger til venstre for den givne x-‐<br />
værdi. Arealet af F(x) vil naturligvis afhænge af de to momenter ! og ! ! . Er ! høj,<br />
og dermed ! ! lav, vil arealet være mindre (Malchow-‐Møller et al 2010: 148f).<br />
For at kunne udregne arealet af den kumulative sandsynlighed må den kontinu-‐<br />
erte normalfordeling integreres. Dette gøres ved at benytte en specifik normal-‐<br />
fordeling, standardnormalfordelingen, med ! = 0 og ! ! = 1. Denne fordelings<br />
kumulative sandsynlighed har symbolet ! (!), og kan tabuleres (ibid.: 434).<br />
29/84
En meritokratisk skole? Sociologisk Institut, Københavns Universitet<br />
Før standardnormalfordelingen kan blive et brugbart værktøj i vores undersø-‐<br />
gelse må der etableres en sammenhæng mellem denne og andre normalfordelin-‐<br />
ger. Dette sker ved en standardisering af den normalfordeling, vi ønsker at udtale<br />
os om. Formlen ses nedenfor, og omformer den givne stokastiske variabel til den<br />
nye variabel, Z, med ! = 0 og ! ! =1 (ibid.: 151).<br />
! =<br />
! − !<br />
!<br />
Z udtrykker den etablering vi behøver for at kunne generalisere standardnor-‐<br />
malfordelingen til vores normalfordelinger, hvilket benyttes i vores Z-‐tests.<br />
4.2.6 D<strong>EN</strong> C<strong>EN</strong>TRALE GRÆNSEVÆRDISÆTNING<br />
Den centrale grænseværdisætning er en funktion, hvis styrke består i at vise, at<br />
stikprøvegennemsnittet vil være approksimativt normalfordelt omkring det san-‐<br />
de populationsgennemsnit uanset stikprøvens fordeling, hvis altså stikprøven er<br />
stor nok og simpelt tilfældigt udtrukket (Malchow-‐Møller et al 2010: 232f).<br />
Vi benytter altså værktøjet normalfordeling til en generel beskrivelse af vores<br />
egne stikprøvegennemsnit. Den centrale grænseværdisætning lyder som følger:<br />
! ~ ! ! (!, ! ! /!)<br />
Stikprøvegennemsnittet, X, vil være approksimativt normalfordelt med middel-‐<br />
værdi ! og varians ! ! / n.<br />
Uanset om fordelingen af observationer er kendt eller ej, kan vi altså finde den<br />
approksimative fordeling af stikprøvegennemsnittet. Dette er afgørende, når vi<br />
ved induktion vil fortælle om populationen ud fra vores stikprøve, uden at kende<br />
alle populationens elementer. Stikprøven bruges således som estimator for po-‐<br />
pulationen ved hjælp af den centrale grænseværdisætning. Estimatorens præci-‐<br />
sion øges, jo større n vi har at gøre med, hvorfor vores relativt store stikprøve er<br />
en styrke for vores empiriske fundament.<br />
4.2.7 HYPOTESETEST<br />
Ved opstilling af hypotesetest formuleres vores teori i to hypoteser, hvoraf nul-‐<br />
hypotesen,H0, bekræfter hypotesen, mens alternativhypotesen, H1, forkaster den.<br />
Der er tradition for at alternativhypotesen understøtter den teori man ønsker at<br />
30/84
En meritokratisk skole? Sociologisk Institut, Københavns Universitet<br />
efterprøve. Denne kan kun accepteres hvis der er signifikant afvisning af nulhy-‐<br />
potesen. På den måde vil bekræftelse af vores teori kun finde sted ved overbevi-‐<br />
sende empirisk belæg (Malchow-‐Møller et al 2010: 298f).<br />
Jævnfør den centrale grænseværdisætning må vi forestille os vores stikprøve<br />
som én af mange, der er approksimativt normalfordelt omkring populationens<br />
sande værdi. Da vi imidlertid kun har en stikprøve til rådighed, bliver vores stik-‐<br />
prøve blot et estimat på den sande værdi, og vi kan ikke umiddelbart bekræfte<br />
eller forkaste vores teori uden usikkerhed. Vi må operere med en risiko for at<br />
drage en forkert konklusion. Denne risiko kan anskueliggøres ved to fejltyper:<br />
Type-‐I-‐fejl som består i at forkaste en nulhypotese, som er sand.<br />
Type-‐II-‐fejl som består i at acceptere en nulhypotese som er falsk (ibid.: 299).<br />
Det er derfor nødvendigt at beslutte, hvor stor en fejlrisiko vi er villige til at ac-‐<br />
ceptere. Hertil opstilles et signifikansniveau, der beskriver vores risikovillighed i<br />
procent. Vi sætter konsekvent vores niveau til ! = 0,01, hvilket betyder, at risi-‐<br />
koen for fejl ikke må overskride 1%. Ud fra signifikansniveauets tilhørende frak-‐<br />
til 1-‐ !, altså i dette tilfælde 0,99, findes den kritiske værdi (ibid.:436). Denne kri-‐<br />
tiske værdi er lig det punkt på x-‐aksen, som udgør skillelinjen for en bekræftet<br />
eller forkastet H0. Det er nu afgørende hvorvidt vi vælger at arbejde med enkelt-‐<br />
eller dobbeltsidede hypoteser. En enkeltsidet hypotese vil teste for retningen<br />
mellem to variable. Den dobbeltsidede hypotese tester derimod sammenhæng<br />
mellem vores variable, uden vished om retning. Vælger vi sidstnævnte, skal sig-‐<br />
nifikansniveau deles i to til 0,05%, og de kritiske værdier bliver ±2,58. Arbejder<br />
vi derimod med en enkeltsiddet hypotese, vil den kritiske værdi blive enten -‐2,33<br />
eller +2,33.<br />
31/84
En meritokratisk skole? Sociologisk Institut, Københavns Universitet<br />
Figur 4.3. Illustration af H1 og H0 rum. Øverst for dobbeltsidet hypotese. Ne-‐<br />
derst for enkeltsidet, hvor de to stiplede linjer er alternativer til hinanden.<br />
Den kritiske værdi illustreres ved de røde streger, og afgrænser H0 og H1s re-‐<br />
spektive rum. Populationsgennemsnittets sande værdi udgør centrum for kur-‐<br />
ven, som redegjort for i forbindelse med den centrale grænseværdisætning.<br />
4.2.8. Z-‐TEST<br />
Vi har tidligere redegjort for momentet middelværdi og dets formel. Dette vil nu<br />
blive benyttet i Z-‐testen, der bruges til at teste forholdet mellem en populations<br />
sande gennemsnit og stikprøvegennemsnittet, med det formål at kunne vurdere,<br />
om der er signifikante afvigelser (Malchow-‐Møller et al 2010: 333f). Her benyttes<br />
32/84
En meritokratisk skole? Sociologisk Institut, Københavns Universitet<br />
den standardiserede normalfordeling, med ! = 0 og ! ! = 1. Ved at sammenhol-‐<br />
de den fundne Z-‐værdi og de kritiske værdier, vurderes om Z ligger indenfor H0<br />
eller H1 (ibid.: 335f).<br />
Z-‐test af bernoullifordelte variable: Da vi blandt andet repræsentativitetstester<br />
for køn, er det relevant at redegøre for den bernoullifordelte z-‐test. Som rede-‐<br />
gjort for i afsnit 4.2.5 betegnes middelværdier under denne fordeling ved p i ste-‐<br />
det for !, hvilket illustrerer, at vi ønsker at teste, hvorvidt andelen af en given<br />
type er ens i de to grupper. Vi vil i repræsentativitetstesten undersøge om ande-‐<br />
len af mænd er ens i stikprøve og population. Hypoteserne opstilles således:<br />
! ! : ! ! = ! !<br />
! ! : ! ! ≠ ! ! , ! ! < ! ! !""!# ! ! > ! !<br />
Ved repræsentativitetstesten vil vi opstille den dobbeltsidede alternativhypote-‐<br />
se, p1 ≠ p2. Altså vil H0 kun bekræftes hvis de to fordelingers gennemsnit er ens,<br />
imens alle former for signifikante uligheder imellem de to vil afkræfte H0. Før H0<br />
bekræftes må middelværdi og dermed også variansen for de to fordelinger være<br />
ens. Samlebetegnelsen for fordelingernes varians, den poolede variansestimator,<br />
opstilles derfor ved følgende formel:<br />
! ! ! = ! ! ∗ 1 − ! ! , !"#$ ! ! = ! ! ∗ ! ! + ! ! ∗ ! !<br />
! ! + ! !<br />
Hvor ! ! og ! ! repræsenterer estimater af de to gennemsnit og ! ! er gennemsnit-‐<br />
tet af den samlede stikprøve (Malchow-‐Møller et al 2010: 338f).<br />
Med den poolede variansestimator, vil Z-‐testen på køn se således ud:<br />
! =<br />
! ! − ! !<br />
! ! ∗ 1 − ! ! ∗<br />
!<br />
Her findes testens Z-‐værdi som vil blive holdt op imod vores kritiske værdi med<br />
det formål at belyse, hvorvidt vores stikprøve er repræsentativ for køn eller ej.<br />
33/84
En meritokratisk skole? Sociologisk Institut, Københavns Universitet<br />
4.2.9. KONFID<strong>EN</strong>SINTERVALLER<br />
En anden metode at sammenholde stikprøve og population på er konstruktion af<br />
konfidensintervaller. Vi benytter metoden som supplement til Z-‐test af repræ-‐<br />
sentativitet for alder. Da stikprøvegennemsnittet, !, blot er et skøn på populatio-‐<br />
nens sande middelværdi, !, vil vores tests, inklusive Z-‐testen, altid være behæf-‐<br />
tede med en vis usikkerhed i forhold til, hvorvidt de to gennemsnit ligger nær<br />
hinanden eller ej.<br />
Med konfidensintervaller udregnes skønnet på ! i intervaller, hvormed vi kan ud-‐<br />
tale os om, hvor sandsynligt det er, at dette skøn indeholder ! . Hermed er kon-‐<br />
fidensintervaller en fordelagtig metode, da vi benytter stikprøvegennemsnittets<br />
fordeling til at udregne usikkerheden af vores skøn.<br />
Vi konstruerer derfor et interval, !, med en øvre og nedre grænse, Wop og Wned .<br />
Her benytter vi den centrale grænseværdisætning, som redegjort for tidligere.<br />
Denne forklarer, hvordan ! er approksimativt symmetrisk normalfordelt om den<br />
sande værdi, og vi opstiller derfor et symmetrisk konfidensinterval omkring !<br />
(Malchow-‐Møller et al 2010: 269f):<br />
Hvor k er et positivt tal.<br />
! = ! !"#; ! !" = ! − ! ; ! + !<br />
Da vi i denne undersøgelse har valgt at arbejde med et signifikansniveau på 1%,<br />
har vi på forhånd fastsat konfidensintervallets sandsynlighed til 99%. Fraktilen<br />
!!!<br />
! , slås derefter op i standardnormalfordelingstabellen og den tilhørende Z-‐<br />
værdi findes (ibid.:436). Nu kan k findes ud fra Z, varians samt stikprøvestørrel-‐<br />
se:<br />
! = ! !!!/! ∗ !!<br />
!<br />
Denne k-‐værdi sættes derefter ind i konfidensintervallets formel ovenfor, og de<br />
to grænser, Wned og Wop, kan udregnes. Grænserne fortæller os, hvilket interval<br />
den sande værdi befinder sig i med 99% sikkerhed (ibid.: 272f).<br />
34/84
En meritokratisk skole? Sociologisk Institut, Københavns Universitet<br />
4.2.10. χ 2 -‐TEST<br />
Mens Z-‐test og konfidensintervaller benyttes til sammenligning af gennemsnit,<br />
ønsker vi ydermere at teste hvordan fordelinger i stikprøve og population gør sig<br />
gældende.<br />
Vi vil i undersøgelsen benytte χ 2 -‐testen i forskellige sammenhænge. I repræsen-‐<br />
tativitetstest af alder vil vi undersøge, om variablens fordeling stemmer overens<br />
i stikprøve og population. I test af vores hypoteser vil vi udnytte χ 2 -‐testens egen-‐<br />
skab til at påvise uafhængighed eller ikke-‐uafhængighed mellem to variable<br />
(Malchow-‐Møller et al 2010: 361). Vi vil indledningsvis redegøre for opbygnin-‐<br />
gen af χ 2 -‐testen ved test af fordeling og i forlængelse heraf komme ind på test for<br />
uafhængighed og enkeltcelletest.<br />
Første egenskab: test af fordeling: I repræsentativitetstest ønsker vi som sagt at<br />
teste, om fordeling af alder i stikprøven følger en teoretisk forventet fordeling ud<br />
fra populationen. Vi vil derfor først overordnet redegøre for, hvordan χ 2 -‐test af<br />
fordeling fungerer.<br />
Første trin i testens konstruktion, er at opstille nul-‐ og alternativhypoteser som<br />
beskrevet i afsnit 4.2.7. Det overordnede formål er at vurdere, om vores teoreti-‐<br />
ske hypoteser kan understøttes empirisk. Derfor sammenholdes de sandsynlig-‐<br />
heder, som teorien dikterer, π !, π ! … π !, med de ukendte empiriske sandsyn-‐<br />
ligheder, p1, p2 … pk. De to hypoteser bliver:<br />
H0 = p1 = ! !, p2 = ! ! ... pk = ! !<br />
H1 = mindst én pk ≠ ! !<br />
For at sondre imellem de to hypoteser, opstiller vi et hypotesemål som skal be-‐<br />
eller afkræfte nulhypotesen. Her udregnes differencen imellem de ukendte empi-‐<br />
riske sandsynligheder, p1, p2 … pk , og de forventede, ! !, ! ! … ! !. Hvis denne<br />
difference er lig 0, bekræftes nulhypotesen, imens værdier > 0 afkræfter. Diffe-‐<br />
rencen udregnes med formlen:<br />
!<br />
!!!<br />
(! ! − ! !) !<br />
35/84
En meritokratisk skole? Sociologisk Institut, Københavns Universitet<br />
For at benytte dette hypotesemål må vi erstatte de ukendte empiriske sandsyn-‐<br />
ligheder med skøn fra en tilfældig stikprøve. Skønnet på disse sandsynligheder<br />
vil blive udregnet som frekvensen af en given værdi, Zk, delt med det samlede an-‐<br />
tal af observationer, n. Værdien for Zk / n bliver hermed et skøn for andelen af<br />
observationerne, der har værdien xk.<br />
χ2 =<br />
!<br />
!!!<br />
(! ! − ! ∗ ! ! ) !<br />
! ∗ ! !<br />
Hvor ! ! er den observerede frekvens, ! ! er sandsynligheder under H0 og ! ∗ ! !<br />
er forventede frekvens under H0. χ2-‐testen sammenholder altså den observerede<br />
frekvens, Zk, med den forventede frekvens under H0, ! ∗ ! ! (ibid.: 362).<br />
For at kunne vurdere hvorvidt vores samlede χ2-‐værdi bekræfter eller forkaster<br />
nulhypotesen, må værdien vurderes ud fra vores kritiske værdi. Denne tabuleres<br />
ud fra antal frihedsgrader samt signifikansniveau (ibid.: 438).<br />
Antal frihedsgrader udregnes ved:<br />
!. !. = ! − !"#!$ !"#$!%&$%'("!<br />
Hvor K er antal kategorier. Den eneste restriktion vi arbejder med er, at alle<br />
! !’erne skal summe til 1. Da vi har valgt at arbejde med et signifikansniveau på<br />
1%, bliver vores fraktil 0,99 og den kritiske værdi kan hermed slås op.<br />
Er χ2-‐værdien højere end vores kritiske værdi afvises H0 , hvilket for os betyder<br />
at fordelingen af alder i stikprøve og population afviger signifikant fra hinanden<br />
(ibid.: 363).<br />
Anden egenskab: test for uafhængighed: χ2-‐testen kan som nævnt også teste for<br />
afhængighed mellem to stokastiske variable, X og Y, hvilket vi benytter os af når<br />
vi tester sammenhængen mellem respondenters eget uddannelsesniveau og fars<br />
uddannelsesniveau samt økonomisk baggrund. χ2-‐testen bliver altså et centralt<br />
redskab i vores empiriske analyse af den sociale mobilitet. Uafhængighed mellem<br />
variablene vil indikere en social mobilitet, mens ikke-‐uafhængighed antyder, at<br />
der finder en social reproduktion sted.<br />
36/84
En meritokratisk skole? Sociologisk Institut, Københavns Universitet<br />
I denne test opstilles en anden form for hypoteser end tidligere beskrevet. Med<br />
udgangspunkt i formlen for uafhængighed, opstilles nul-‐ og alternativhypotese<br />
således:<br />
! ! ∶ !"#ℎæ!"#"ℎ!", !(!, !) = !!(!) ∗ !!(!)<br />
! ! ∶ !"ℎæ!"#"ℎ!", ! !, ! ≠ !! ! ∗ !! ! , !"# !"#$%& é! !æ!"# !" ! !" !<br />
Hvor f(x, y) er de ukendte empiriske sandsynligheder, p1, p2 … pk, imens fX(x) *<br />
fY(y) er lig de forventede sandsynligheder, ! !, ! ! … ! !. Hvis X kan antage b<br />
værdier, x1, x2 … xb og Y kan antage c værdier, y1, y2 … yc, vil der altså være b * c =<br />
K forskellige udfald for (X,Y) (Malchow-‐Møller et al 2010: 370).<br />
Vi kender imidlertid ikke sandsynlighederne under H0 : ! ! = ! !(x) ∗ ! !(y). Dog<br />
kan vi ud fra stikprøven få et skøn på de marginale sandsynligheder, som kan<br />
bruges til at udregne de hypotetiske sandsynligheder, ! !, ! ! … ! !. Skønnet på<br />
de marginale sandsynligheder udregnes ved at summere antallet af observatio-‐<br />
ner hvor X = x og sætte disse i forhold til det totale antal observationer. Dette ud-‐<br />
trykkes således:<br />
! ∗ ! ! = ! ∗ ! ! ! ∗ ! !(!)<br />
Hvor n = stikprøvestørrelsen, ! != forventede sandsynlighed for en given celle og<br />
! ! ! ∗ ! !(!) er skønnet på de marginale sandsynligheder.<br />
Med den forventede frekvensværdi, ! ∗ ! !, kan vi udregne den endelige χ2-‐værdi<br />
ud fra samme formel som ved test af fordeling. For at kunne anvende testen,<br />
mangler vi dog stadig viden om, hvornår vi befinder os i henholdsvis H0 og H1-‐<br />
rummene. Sondringen imellem de to rum bestemmes, som tidligere nævnt, af<br />
den kritiske værdi. Rent mekanisk fastsættes den kritiske værdi på anden vis end<br />
ved test af fordeling, nemlig således:<br />
!. !. = ! − 1 ∗ (! − 1)<br />
Forskellen fra test af fordeling er at vi nu arbejder med to stokastiske variable i<br />
stedet for kun en. Derfor skal mulige værdier af X, b, og Y, c, hver især fratrækkes<br />
1 hvorefter de multipliceres (ibid. 372). Herefter beslutter vi efter samme proce-‐<br />
dure som tidligere, om vi med χ2-‐testen kan be-‐ eller afkræfte nulhypotesen.<br />
37/84
En meritokratisk skole? Sociologisk Institut, Københavns Universitet<br />
4.2.11. <strong>EN</strong>KELTCELLETEST<br />
Vi ønsker imidlertid ikke udelukkende at få belyst, om der er uafhængighed eller<br />
ikke-‐uafhængighed mellem eget uddannelsesniveau og kulturel samt økonomisk<br />
baggrund. Hvis nulhypotesen forkastes er vi også interesserede i at belyse netop<br />
hvilke celler der bidrager til at forkaste nulhypotesen. Derfor opstiller vi enkelt-‐<br />
celletesten, der for hver celle udregner størrelsen, rxy, som angiver netop hvilke<br />
celler, altså værdier af x og y, der ikke stemmer overens med fordelingen under<br />
H0. Størrelsen rxy er givet ved:<br />
! !" =<br />
(! !" − ! ∗ ! !")<br />
! ∗ ! !" 1 − ! ! ! ∗ (1 − ! ! ! )<br />
Hvor ! ∗ ! !" er den forventede frekvens og ! !" den observerede frekvens.<br />
Afviger den observerede frekvens meget fra den forventede vil det give udslag i<br />
en numerisk høj rxy-‐værdi, mens en numerisk lille rxy-‐værdi angiver at de to fre-‐<br />
kvenser er overensstemmende. rxy-‐værdien sammenlignes med en kritisk græn-‐<br />
seværdi, der ved et signifikansniveau på 1% vil være ± 2,58. Er rxy-‐værdien nu-‐<br />
merisk større end 2,58, afviger den pågældende celle fra nulhypotesen.<br />
Efter denne præsentation af statistiske værktøj, vi vil nu bevæge os mod den<br />
empiriske analyse. Inden vi analyserer vores variable, må vi dog undersøge, hvil-‐<br />
ke på hvilket grundlag vi induktivt kan udtale os om vores population, og dermed<br />
drage teoretiske overvejelser på et empirisk fundament. Dette er i høj grad af-‐<br />
hængigt af vores undersøgelses repræsentativitet, hvorfor vi vil foretage en ana-‐<br />
lyse af undersøgelsens bortfald og repræsentativitet.<br />
4.3 UNDERSØGELS<strong>EN</strong>S BORTFALD<br />
Vores undersøgelse baserer sig på levekårsundersøgelsen, som er en omfattende<br />
undersøgelse af de danske leveforhold over et kvart århundrede, foretaget af SFI 9<br />
og Sociologisk Institut. Data er indsamlet over tre runder, i 1976, 1986 og 2000.<br />
Levekårsundersøgelsen baseres på et panel og er suppleret af tværsnitsdata. Der<br />
9 Tidligere Socialforskningsinstituttet<br />
38/84
En meritokratisk skole? Sociologisk Institut, Københavns Universitet<br />
er foretaget interview med et stratificeret tilfældigt udsnit af danske statsborge-‐<br />
re mellem 20 og 93 år 10 (Andersen 2003: 31; Malchow-‐Møller et al 2010: 238).<br />
To faktorer adskiller vores analyseudvalg fra stikprøven. Dels er der tale om et<br />
bortfald i selve dataindsamlingen. Af de 9317 personer, der har været udtrukket<br />
til deltagelse i levekårsundersøgelsen, har 1388 ikke på noget tidspunkt deltaget.<br />
Der er således her tale om et bortfald på 14,9% (Andersen 2003: 47). Derudover<br />
er vores empiriske hypoteser baseret på variable, der alene optræder i den tred-‐<br />
je dataindsamlingsrunde fra 2000. Vi har derfor renset vores data, så kun re-‐<br />
spondenter, der har besvaret de spørgsmål, som knytter sig til vores variable, er<br />
inkluderede i vores resultater. Vores analyseudvalg består således af 2062 re-‐<br />
spondenter, som udgør en andel af de 7929 personer, der har deltaget i en eller<br />
flere runder af undersøgelsen (ibid.). Dette er et relativt stort analyseudvalg,<br />
hvorfor vi har et solidt grundlag for at kunne udtale os om populationen<br />
(Malchow-‐Møller et al 2010: 223f).<br />
4.4 REPRÆS<strong>EN</strong>TATIVITET<br />
Vi vil nu foretage en test for repræsentativteten af vores stikprøve. Dette gøres<br />
for at kortlægge eventuel diskrepans mellem udvalgte karakteristika i population<br />
og stikprøve. Mangel på repræsentativitet vil svække vores grundlag for at kunne<br />
udtale os om den danske befolkning, da vores resultater i højere grad vil afspejle<br />
stikprøvens fordeling (Malchow-‐Møller et al 2010: 197).<br />
Vi vil i følgende afsnit teste for uoverensstemmelser mellem vores stikprøve og<br />
population i forhold til alder og køn. Vi har valgt disse to karakteristika, da de<br />
begge er at betragte som almengyldige egenskaber, som alle individer i såvel po-‐<br />
pulation som stikprøve kan indplaceres under. Repræsentativitet af køn beskri-‐<br />
ver vi gennem brug af Z-‐test. Ved hjælp af Z-‐testen vil vi undersøge om en over-‐<br />
repræsentation af det ene køn, i vores tilfælde mænd, gør sig gældende. I forhold<br />
til alder undersøger vi stikprøvens χ 2 -‐fordeling og om denne fordeling følger po-‐<br />
pulationsfordelingen.<br />
10 Stratifikation er muligt hvis elementer i populationen har mindst et kendt karakteristika. Et<br />
stratum indeholder alle elementer som har samme værdi for dette karakteristika.<br />
39/84
En meritokratisk skole? Sociologisk Institut, Københavns Universitet<br />
4.4.1. REPRÆS<strong>EN</strong>TATIVITET AF KØN<br />
I første ombæring foretager vi en repræsentativitetstest af køn. Denne bernoulli-‐<br />
fordelte variabel har som bekendt to mulige udfald. Her vælger vi at udlægge ud-‐<br />
faldet ”mand” som succes, imens ”kvinde” er lig fiasko. Nul-‐ og alternativhypote-‐<br />
sen kommer altså til at forholde sig til andelen af mænd i henholdsvis stikprøve<br />
og population. Dermed vil nulhypotesen postulere, at andel af mænd i stikprøve<br />
og population er ens, imens den dobbeltsidede alternativhypotese bekræftes ved<br />
uoverensstemmelse:<br />
Tabel 4.1.<br />
! ! ∶ ! ! = ! !<br />
! ! ∶ ! ! ≠ ! !<br />
Køn: population Frekvens Procent<br />
Mand 1897844 48, 85%<br />
Kvinde 1987351 51,15 %<br />
Total 3885195 100,00 %<br />
Tal fra Danmarks Statistik, se bilag 1.<br />
Tabel 4.2.<br />
Køn: Stikprøve Frekvens Procent<br />
Mand 1046 50,73 %<br />
Kvinde 1016 49,27 %<br />
Total 2062 100,00 %<br />
Nu udregnes de nødvendige værdier for udregning af Z-‐værdien:<br />
! =<br />
! ! − ! !<br />
!! ∗ 1 − ! !<br />
!<br />
Her er ! ! lig andel af mænd i stikprøven = 0,51, mens ! ! er lig andel af mænd i<br />
populationen = 0,49 og ! er stikprøvestørrelsen = 2062<br />
40/84
En meritokratisk skole? Sociologisk Institut, Københavns Universitet<br />
De fundne tal implementeres i formlen, og Z udregnes:<br />
! = 1,82<br />
! =<br />
0,51 − 0,49<br />
0,49 ∗ (1 − 0,49)<br />
2062<br />
Med et signifikansniveau på 1% bliver vores kritiske værdier ±2,58. Dette bety-‐<br />
der at vores Z-‐værdi ikke overskrider de kritiske grænser for H0-‐rummet, og vo-‐<br />
res stikprøve er altså repræsentativ på variablen køn, hvilket er illustreret i ne-‐<br />
denstående figur.<br />
Figur 4.4. Resultat af Z-‐test for repræsentativitet for køn<br />
4.4.2 REPRÆS<strong>EN</strong>TATIVITET AF ALDER MED X ! −TEST<br />
Vi vil som andet skridt i vores repræsentativitetstest påvise, hvordan fordelingen<br />
af alder ser ud i henholdsvis stikprøve og population. Her benytter vi χ 2 -‐testen til<br />
at sammenligne de to fordelinger. Vi har inddelt vores observationer i tiårs-‐<br />
intervaller for at gøre testen mere overskuelig i den videre analyse. I Figur 4.5.<br />
nedenfor ses en sammenligning af aldersintervallernes andelsfordeling i stikprø-‐<br />
ve og generation:<br />
41/84
En meritokratisk skole? Sociologisk Institut, Københavns Universitet<br />
0,50<br />
0,45<br />
0,40<br />
0,35<br />
0,30<br />
0,25<br />
0,20<br />
0,15<br />
0,10<br />
0,05<br />
0,00<br />
Figuren giver os et visuelt billede af forskellen mellem de to andelsfordelinger.<br />
Forskellen tydeliggør, at vores stikprøve indeholder en overrepræsentation på<br />
0,18 andelspoint i aldersintervallet ”20-‐29” og 0,24 i intervallet ”30-‐39”. Derefter<br />
krydser de to grafer hinanden, og der forekommer således en underrepræsenta-‐<br />
tion af respondenter i intervallerne fra ”50-‐59” og opefter, som er mest markant i<br />
intervallet ”60-‐69”, hvor forskellen er på 0,12 andelspoint. Da vi har valgt at op-‐<br />
dele vores analyseudvalg i to generationer ved alderen 32, bliver over-‐ og under-‐<br />
repræsentationen, som ses hos henholdsvis den yngre og ældre generation, pro-‐<br />
blematisk. Dette vil vi selvfølgelig holde os for øje som en svaghed i vores analy-‐<br />
segrundlag.<br />
0,35<br />
0,17<br />
0,44<br />
0,20<br />
0,20<br />
0,18<br />
0,18<br />
Vi kan altså rent visuelt se skævhed i aldersfordelingerne, men om denne over-‐<br />
og underrepræsentation er signifikant nok til, at vores stikprøve ikke er repræ-‐<br />
0,12<br />
20-‐29 30-‐39 40-‐49<br />
0,09<br />
0,07<br />
0,05<br />
0,01<br />
0,00 0,00 0,00 0,00<br />
50-‐59 60-‐69 70-‐79 80-‐89 90-‐93<br />
Population Stikprøve<br />
Figur 4.5.: Aldersfordeling af alder i stikprøve og population<br />
sentativ for populationen, belyses først ved anvendelse af χ 2 -‐testen.<br />
Udgangspunktet er igen konstruktion af hypoteser:<br />
! !: ! !"!!" = ! !"!!" , ! !"!!" = ! !"!!", … , ! ! = ! !<br />
42/84
En meritokratisk skole? Sociologisk Institut, Københavns Universitet<br />
Altså: Andelen af respondenter i aldersintervallet ”20-‐29” i population = andelen<br />
af samme i stikprøve, andelen af respondenter i intervallet ”30-‐39” populationen<br />
= andelen af samme i stikprøve og så videre.<br />
! !: !"#$%& é! ! ! ≠ ! !<br />
Hvis mindst én aldersgruppe fordeler sig forskelligt for stikprøven og population,<br />
forkastes altså H0.<br />
For at be-‐ eller afkræfte H0, udregnes de forskellige elementer, der indgår i χ 2 -‐<br />
formlen. En oversigt over disse elementer er placeret i nedenstående tabel<br />
Tabel 4.3.<br />
Aldersintervaller<br />
Observeret<br />
frekvens<br />
Frekvens i<br />
population<br />
Sandsynlighed<br />
under H0<br />
Forventet<br />
frekvens χ 2-‐værdi<br />
20-‐29 722 670535 0,17 356,68 374,03<br />
30-‐39 900 758261 0,20 403,35 611,62<br />
40-‐49 420 706973 0,18 376,06 5,17<br />
50-‐59 14 715321 0,18 380,51 352,95<br />
60-‐69 5 468198 0,12 249,05 239,19<br />
70-‐79 1 358168 0,09 190,52 188,53<br />
80-‐89 0 177302 0,05 94,31 94,23<br />
90-‐93 0 21643 0,01 11,51 11,55<br />
I alt 2062,00 3876401 1,00 2062 1877,28<br />
Tal fra Danmarks Statistik, se bilag 1.<br />
For at finde χ 2 -‐værdi bliver den forventede frekvens, ! ∗ ! !, trukket fra den ob-‐<br />
serverede frekvens, Zk . Dette sættes i anden potens og divideres med den forven-‐<br />
tede frekvens. Udregningen forløber således:<br />
χ 2 = (!""!356,68)!<br />
356,68<br />
(!!190,52) !<br />
190,52<br />
(!!94,31)!<br />
+<br />
94,31<br />
+ (!""!403,35)!<br />
403,35<br />
(!!11,51)!<br />
+ = 1877,28<br />
11,51<br />
+ (!"#!376,06)!<br />
376,06<br />
+ (!"!380,51)!<br />
380,51<br />
(!!249,05)!<br />
+<br />
249,05<br />
+<br />
43/84
En meritokratisk skole? Sociologisk Institut, Københavns Universitet<br />
Denne χ2-‐værdi sammenlignes nu med vores kritiske værdi. Med 7 frihedsgrader<br />
og en 0,99-‐fraktil, aflæses den kritiske værdi til 18,5 som hermed overskrides<br />
klart af vores χ2-‐værdi. Dette illustreres i Figur 4.6. nedenfor:<br />
Figur 4.6. Resultat af χ2-‐ test for repræsentativitet af alder<br />
H0 forkastes dermed, idet der er signifikant afvigelse mellem stikprøvens og po-‐<br />
pulationens fordeling. Vi kan derfor ikke ud fra χ2-‐test bekræfte repræsentativi-‐<br />
tet af alder i vores stikprøve.<br />
4.4.3. REPRÆS<strong>EN</strong>TATIVITET AF ALDER MED KONFID<strong>EN</strong>SINTERVAL<br />
Da vi ikke har påvist repræsentativitet for alder gennem χ2-‐test, konstruerer vi<br />
nu et konfidensinterval for at få en anden vinkel på denne.<br />
Indledningsvis udregnes de elementer som indgår i konfidensintervallets formel:<br />
! = ! ! ∗<br />
!!<br />
!<br />
!!<br />
!<br />
Først udregnes stikprøvegennemsnit og varians som i afsnit 4.2.9:<br />
n = 2062<br />
! !"#$% = 32,93<br />
! ! = 50,20<br />
44/84
En meritokratisk skole? Sociologisk Institut, Københavns Universitet<br />
Vi mangler nu kun Z-‐værdien for at kunne udregne intervalgrænserne. Med sig-‐<br />
nifikansniveau på 1%, bruges !!!<br />
! -‐ fraktilen til at finde Z-‐værdien, og udregning<br />
af konstanten k, bliver derfor:<br />
! = 2,58 ∗<br />
!",!"<br />
!"#!<br />
= 0,40<br />
K-‐værdien implementeres i formlen for konfidensinterval:<br />
! = ! !"#; ! !" = ! − 0,40 ; ! + 0,40<br />
Vi ved derfor at den sande værdi med 99% sikkerhed skal befinde sig i interval-‐<br />
let 33,33 og 32,53 før repræsentativitet gør sig gældende for vores stikprøve.<br />
Populationens gennemsnitslige alder er imidlertid 47,78, hvorfor vi endnu en-‐<br />
gang må erkende at vores stikprøve ikke er repræsentativ for alder (Bilag 1).<br />
4.4.4. OPSUMMERING AF REPRÆS<strong>EN</strong>TATIVITETSTEST<br />
Ved at repræsentativitetsteste på karakteristikaene køn og alder har vi fundet<br />
frem til, at vores stikprøve er repræsentativ hvad angår køn, men ikke repræsen-‐<br />
tativ for alder. Vi vil derfor være opmærksomme på den skæve fordeling af alder<br />
i stikprøven og selve konsekvensen af en ikke-‐repræsentativ stikprøve, nemlig<br />
manglende mulighed for at generalisere på baggrund af vores stikprøve (Ander-‐<br />
sen 2009: 87; Malchow-‐Møller et al 2010: 212). Ydermere er vi opmærksomme<br />
på, at overrepræsentationen af unge i vores stikprøve tvinger os til at dele stik-‐<br />
prøven i to ved en relativ lav gennemsnitsalder. Dette er et problem i forhold til<br />
at kunne udtale os om den ældre generation som en homogen enhed, jævnfør vo-‐<br />
res operationalisering. Da vi analyserer på uddannelse er det vigtigt at holde<br />
denne skævhed mellem generationerne for øje.<br />
5. ANALYSE<br />
Efter denne kortlægning af datamaterialets repræsentativitet og bortfald, vil vi<br />
nu belyse vores teoretisk funderede antagelser omkring social mobilitet i Dan-‐<br />
mark. Vi undersøger først, om uddannelsesløftet giver udslag i en empirisk spor-‐<br />
bar absolut social mobilitet. Hernæst søger vi at samle evidens for tendenser til<br />
45/84
En meritokratisk skole? Sociologisk Institut, Københavns Universitet<br />
henholdsvis social reproduktion og relativ social mobilitet, med sigte på en em-‐<br />
pirisk funderet stillingtagen i den teoretiske diskussion herom.<br />
Hypotese 1 beskæftiger sig med, hvorvidt respondenternes fædres uddannel-‐<br />
sesniveau og økonomiske vilkår i barndommen påvirker deres eget uddannel-‐<br />
sesniveau, og undersøges via χ2-‐testen for uafhængighed. Derefter testes hypo-‐<br />
tese 2 ved at opdele vores analyseudvalg i to generationer og derefter atter en-‐<br />
gang teste for kausalitet, nu blot i de to adskilte grupper. I sidstnævnte test bliver<br />
χ2-‐testen altså et værktøj til at påvise ændringer i sammenhæng over tid. Derved<br />
undersøges, hvorvidt sammenhængen mellem opvækst og uddannelsesniveau<br />
går mod uafhængighed eller ej. Der foretages afslutningsvis en enkeltcelletest på<br />
begge hypoteser, for at se hvilke grupper der er såvel positivt som negativt bi-‐<br />
dragende til tilstedeværelsen af social mobilitet.<br />
5.1. SAMM<strong>EN</strong>HÆNG MELLEM OPVÆKST OG UDDANNELSESNIVEAU<br />
I første ombæring testes hypotese 1:<br />
!"#$ !""#$$%&'%'$()%#! !"#$ !" ø!"#"$%&!' !"#$å! ! !"#$%&''($<br />
!å!"#$%# !""#$$%&'%'$()%#!.<br />
Hypotese 1 vil blive testet over to omgange ved brug af χ2-‐tests. I første omgang<br />
undersøges forholdet mellem fars uddannelsesniveau og respondentens, mens<br />
forholdet mellem respondentens økonomiske vilkår i barndommen og eget ud-‐<br />
dannelsesniveau testes i anden ombæring.<br />
5.1.1 BETYDNING AF KULTUREL BAGGRUND<br />
Forholdet mellem variablen for respondentens fars erhvervsuddannelse og egen<br />
uddannelse anskueliggøres ved nedenstående søjlediagram, Figur 5.1. Diagram-‐<br />
met ses nedenfor og illustrerer den procentvise fordeling for respondenter med<br />
fædre henholdsvis med og uden en erhvervsuddannelse. På x-‐aksen ses søjle-‐<br />
grupper som repræsenterer respondenternes eget uddannelsesniveau. Hver søj-‐<br />
lefarve summer til 100%, hvilket betyder at den enkelte søjles højde repræsente-‐<br />
rer, hvor stor en andel af de samlede respondenter med fædre henholdsvis med-‐<br />
og uden erhvervsuddannelse, der fordeler sig på hvert uddannelsestrin.<br />
46/84
En meritokratisk skole? Sociologisk Institut, Københavns Universitet<br />
45%<br />
40%<br />
35%<br />
30%<br />
25%<br />
20%<br />
15%<br />
10%<br />
5%<br />
0%<br />
26%<br />
34%<br />
Respondenter med fædre uden erhvervsuddannelse er procentvist overrepræ-‐<br />
senterede i søjlen ”ingen erhvervsuddannelse”, og ligeledes på det relativt lave<br />
uddannelsestrin ”lærlinge-‐ eller efg-‐uddannelse”. Modsat er respondenter, hvis<br />
fædre har en erhvervsuddannelse, procentvis overrepræsenterede på de højeste<br />
uddannelsestrin. Den kulturelle kapitals betydning synes altså at vægte højest<br />
ved uddannelsessystemets yderpunkter, hvor forskelle på hele 8 og 5 procentpo-‐<br />
int gør sig gældende.<br />
2% 1%<br />
34%<br />
41%<br />
9% 8% 8%<br />
6%<br />
Figur 5.1.: Procentfordeling for<br />
erhvervsuddannelse i stikprøve og population<br />
Efterhånden som man bevæger sig opad i uddannelsessystemet, forekommer der<br />
altså en stadig større overrepræsentation af respondenter, hvis fædre selv har<br />
uddannet sig. På samme vis er respondenter med ikke-‐erhvervsuddannede fæd-‐<br />
re overrepræsenterede i samme kategori, som deres far ville tilhøre, hvilket in-‐<br />
dikerer en social reproduktion. Modellen skal altså betragtes ud fra den generel-‐<br />
le linje, mere end ud fra de enkelte søjlegrupper.<br />
12%<br />
8%<br />
8%<br />
3%<br />
Far med<br />
erhvervsuddannelse<br />
Far uden<br />
erhvervsuddannelse<br />
Dette indikerer at den kulturelle kapital til dels reproduceres i uddannelsessy-‐<br />
stemet over generationer og altså har betydning for respondenternes eget ud-‐<br />
dannelsesniveau. Samtidig understøttes Erik Jørgen Hansens betragtninger om<br />
at et uddannelsesløft i det danske samfund ikke nødvendigvis har skabt relativ<br />
47/84
En meritokratisk skole? Sociologisk Institut, Københavns Universitet<br />
mobilitet mellem uddannelsestrinene, men muligvis blot en stigning i andelen af<br />
en ungdomsårgang der tager en uddannelse.<br />
Vi vil nu bruge χ2-‐testen til at undersøge hvorvidt denne umiddelbart antagne<br />
sammenhæng er signifikant. Vi opstiller derfor hypoteserne:<br />
! !: !"ℎæ!"#"ℎ!" !"##"! !"#$"%&'('<br />
"Eget uddannelsesniveau" og "Fars erhvervsuddannelse" for alle mulige værdier.<br />
! ! : !"#ℎæ!"#"ℎ!" !"##"! !"#$"%&'('<br />
"Eget uddannelsesniveau" og "Fars erhvervsuddannelse" for mindst én mulig<br />
værdi.<br />
Tabel 5.1. viser en krydstabel for de to variable ”egen uddannelse” og ”fars er-‐<br />
hvervsuddannelse”, hvor den observerede overskueliggøres. De marginale sand-‐<br />
synligheder udregnes ved at dividere det samlede kolonne-‐ eller rækkeantal med<br />
den samlede stikprøvestørrelse, n.<br />
Tabel 5.1.<br />
Observerede frekvenser<br />
Egen udd. / Fars erhvervsudd. Ja Nej I alt Marginal ssh.<br />
Ingen erhvervsuddannelse 399 182 581 0,28<br />
Specialarbejderuddannelse 23 5 28 0,01<br />
Lærlinge-‐ eller efg-‐<br />
uddannelse 523 221 744 0,36<br />
Anden faglig uddannelse 133 44 177 0,09<br />
Kort videregående 129 32 161 0,08<br />
Mellemlang videregående 190 41 231 0,11<br />
Lang videregående uddannel-‐<br />
se 126 14 140 0,07<br />
I alt 1523 539 2062 1,00<br />
Marginal ssh. 0,74 0,26 1,00<br />
48/84
En meritokratisk skole? Sociologisk Institut, Københavns Universitet<br />
Vi udregner den forventede andel under H0, som redegjort for i afsnit 4.2.3., ved<br />
at gange de to marginale sandsynligheder. Eksempelvis bliver den forventede<br />
andel for kombinationen af ”ingen erhvervsuddannelse” og ”ja”:<br />
0,28 ∗ 0,74 = 0,21<br />
Derefter anvendes de forventede andele til at udregne den forventede fordeling<br />
under H0 ved at gange disse andele med stikprøvestørrelsen, n. Således bliver<br />
den forventede frekvens for ovennævnte kombination:<br />
0,21 ∗ 2062 = 429,13<br />
De udregnede forventede frekvenser kan ses i Tabel 5.2.<br />
Tabel 5.2.<br />
Forventede frekvenser<br />
Egen udd. / Fars erhvervs udd. Ja Nej I alt Marginal ssh<br />
Ingen erhvervsuddannelse 429,13 151,87 581,00 0,28<br />
Specialarbejderuddannelse 20,68 7,32 28,00 0,01<br />
Lærlinge-‐ eller efg-‐uddannelse 549,52 194,48 744,00 0,36<br />
Anden faglig uddannelse 130,73 46,27 177,00 0,09<br />
Kort videregående 118,92 42,08 161,00 0,08<br />
Mellemlang videregående 170,62 60,38 231,00 0,11<br />
Lang videregående uddannelse 103,40 36,60 140,00 0,07<br />
I alt 1523,00 539,00 2062,00 1,00<br />
Marginal ssh 0,74 0,26 1,00<br />
Endelig kan vi udregne vores χ2-‐ værdi, ved at indsætte vores observerede fre-‐<br />
kvenser, Zk, samt de forventede frekvenser, ! ∗ ! !, i formlen:<br />
49/84
En meritokratisk skole? Sociologisk Institut, Københavns Universitet<br />
χ 2 = (!""!!"#,!")!<br />
!"#,!"<br />
(!!"!!"#,!") !<br />
!"#,!"<br />
(!"#!!"#,!") !<br />
!"#,!"<br />
+ (!""!!"#,!")!<br />
!"#,!"<br />
+ (!"!!",!")!<br />
!",!"<br />
+ (!"#!!"!,!")!<br />
!"!,!"<br />
+ (!!!!",!")!<br />
!",!"<br />
+ (!!!!",!")!<br />
!",!"<br />
(!!!,!")!<br />
+<br />
!,!"<br />
(!"#!!!",!")!<br />
+ +<br />
!!",!"<br />
(!"!!",!")!<br />
!",!"<br />
+<br />
(!"#!!"#,!")!<br />
+ +<br />
!"#,!"<br />
(!"!!",!)!<br />
= 44,72<br />
!",!<br />
(!"#!!"#,!")!<br />
+ +<br />
!"#,!"<br />
Vi har nu fundet χ2-‐ værdien, som skal holdes op imod vores kritiske værdi. Der-‐<br />
for udregnes antal frihedsgrader, som bekendt, ud fra antal rækker, r, og kolon-‐<br />
ner, c:<br />
!. !. = (7 − 1) ∗ 2 − 1 = 6<br />
Med 6 frihedsgrader og et signifikansniveau på 1% med tilhørende fraktil 0,99<br />
tabuleres den kritiske værdi til 16,8. χ2-‐ værdien overskrider i dette tilfælde den<br />
kritiske værdi, og H0 forkastes.<br />
Figur 5.2. Resultat af χ2-‐ test for uafhængighed mellem eget uddannelsesniveau og<br />
fars erhvervsuddannelse<br />
Vi ser således en statistisk signifikant sammenhæng mellem eget uddannelsesni-‐<br />
veau og kulturel baggrund.<br />
Vi er nu interesserede i at se hvilke kombinationer af udfald, der bidrager til at<br />
fastslå ikke-‐uafhængighed. Vi udregner derfor de enkelte χ 2 -‐cellebidrag, hvor<br />
! ∗ ! !" er den forventede frekvens, ! !" den observerede frekvens og fx(x) og<br />
50/84
En meritokratisk skole? Sociologisk Institut, Københavns Universitet<br />
fy(y) de marginale sandsynligheder. Som eksempel udregnes ! !"-‐størrelsen for<br />
kombinationen ”ingen uddannelse” og ”ja”:<br />
! !" =<br />
(399 − 429,13)<br />
= −3,36<br />
429,13 1 − 0,28 ∗ (1 − 0,74)<br />
Den kritiske værdi fastsættes til ± 2,58 og i Tabel 5.3 ses præcis hvilke ! !"-‐<br />
størrelser der numerisk overskrider disse værdier.<br />
Tabel 5.3.<br />
Enkelcelletest<br />
Egen udd. / Fars erhvervsudd. Ja Nej<br />
Ingen erhvervsuddannelse -‐3,36 3,36<br />
Specialarbejderuddannelse 1,00 -‐1,00<br />
Lærlinge-‐ eller efg-‐uddannelse -‐2,77 2,77<br />
Anden faglig uddannelse 0,41 -‐0,41<br />
Kort videregående 1,88 -‐1,88<br />
Mellemlang videregående 3,08 -‐3,08<br />
Lang videregående uddannelse 4,50 -‐4,50<br />
De røde og grønne tal, illustrerer celler, der afviger fra fordelingen under H0 på<br />
positiv eller negativ vis. Dette tydeliggør, hvilke grupper der afviger fra normal-‐<br />
fordelingen. I gruppen med fædre uden en erhvervsuddannelse er det respon-‐<br />
denter med lav uddannelse der er overrepræsenteret, mens samme gruppe har<br />
en underrepræsentation af højtuddannede. Dette mønster gør sig gældende med<br />
omvendt fortegn for gruppen med fædre med erhvervsuddannelse.<br />
Denne hypotesetest understøtter således de overvejelser vi gjorde i betragtnin-‐<br />
gen af Figur 5.1: Jo højere man bevæger sig opad i uddannelsessystemet, jo stør-‐<br />
re bliver overrepræsentationen af respondenter, hvis fædre selv har uddannet<br />
sig, hvilket indikerer en vis social reproduktion i populationen som helhed.<br />
51/84
En meritokratisk skole? Sociologisk Institut, Københavns Universitet<br />
5.1.2. BETYDNING AF ØKONOMISK BAGGRUND<br />
Vi ved nu, at der er ikke-‐uafhængighed mellem respondentens kulturelle bag-‐<br />
grund, i form af far med og uden erhvervsuddannelse, og uddannelsesniveau. I<br />
forlængelse heraf finder vi det interessant at teste, hvorledes respondenternes<br />
økonomiske baggrund påvirker deres formåen i uddannelsessystemet. Jævnfør<br />
operationaliseringen i kapitel 3.2.1. benytter vi variablen ”økonomisk svære kår i<br />
opvækst” som den empiriske måleenhed for økonomisk kapital. Et søjlediagram<br />
der illustrerer, hvordan respondenter med svære og ikke-‐svære økonomiske vil-‐<br />
kår under opvækst fordeler sig på uddannelsesniveau ses nedenfor i Figur 5.2.<br />
40<br />
35<br />
30<br />
25<br />
20<br />
15<br />
10<br />
5<br />
0<br />
32%<br />
27 %<br />
1% 1%<br />
36% 36%<br />
8% 9%<br />
7% 8%<br />
Figur 5.3. Erhvervsuddannelse i forhold<br />
til økonomiske opvækstkår, stikprøve og population.<br />
11% 11%<br />
8%<br />
5%<br />
Økonomisk svær<br />
opvækst<br />
Økonomisk ikke-‐svær<br />
opvækst<br />
Vi ser her samme tendens som i Figur 5.1. hvor forholdet mellem kulturel bag-‐<br />
grund og eget uddannelsesniveau blev fremlagt. På samme måde som tidligere<br />
ses en umiddelbar sammenhæng mellem lav kapitalbeholdning under opvækst<br />
og formåen i uddannelsessystemet. Respondenter fra hjem med svære økonomi-‐<br />
ske kår er i kategorien ”Ingen erhvervsuddannelse” overrepræsenterede med 5<br />
procentpoint. Samme gruppe er underrepræsenteret i de videregående uddan-‐<br />
52/84
En meritokratisk skole? Sociologisk Institut, Københavns Universitet<br />
nelseskategorier, mest udtalt i kategorien ”lang videregående uddannelse” med 3<br />
procentpoint.<br />
Vi kan altså se antydninger af, at også respondenternes økonomiske kapitalbag-‐<br />
grund har betydning for deres uddannelsesniveau. De procentmæssige differen-‐<br />
cer er dog mindre end i det forrige søjlediagram, og man kunne forestille sig at<br />
sammenhængen derfor ikke er signifikant. For at teste dette, opstilles de to hy-‐<br />
poteser:<br />
! !: !"ℎæ!"#"ℎ!" !"##"! !"#$"%&'('<br />
"Eget uddannelsesniveau" og "Økonomisk svære kår under opvækst" for alle mu-‐<br />
lige værdier.<br />
! ! : !"#ℎæ!"#"ℎ!" !"##"! !"#$"%&'('<br />
"Eget uddannelsesniveau" og "Økonomisk svære kår under opvækst" for mindst<br />
én mulig værdi.<br />
Ud fra samme fremgangsmåde som før opstilles her skema over observerede<br />
frekvenser og marginale sandsynligheder:<br />
Tabel 5.4.<br />
Observerede frekvenser<br />
Egen udd. / Øko. svære kår i opvækst Ja Nej I alt Marginal ssh.<br />
Ingen erhvervsuddannelse 168 413 581 0,28<br />
Specialarbejderuddannelse 7 21 28 0,01<br />
Lærlinge-‐ eller efg-‐uddannelse 192 552 744 0,36<br />
Anden faglig uddannelse 45 132 177 0,09<br />
Kort videregående 39 122 161 0,08<br />
Mellemlang videregående 58 173 231 0,11<br />
Lang videregående uddannelse 24 116 140 0,07<br />
I alt 533 1529 2062 1,00<br />
Marginal ssh 0,26 0,74 1,00<br />
53/84
En meritokratisk skole? Sociologisk Institut, Københavns Universitet<br />
De marginale sandsynligheder og den forventede fordeling bruges nu til at op-‐<br />
stille et skema for de forventede frekvenser:<br />
Tabel 5.5.<br />
Forventede frekvenser<br />
Egen udd. / Øko. svære kår i opvækst Ja Nej I alt Marginal ssh.<br />
Ingen erhvervsuddannelse 150,18 430,82 581 0,28<br />
Specialarbejderuddannelse 7,24 20,76 28 0,01<br />
Lærlinge-‐ eller efg-‐uddannelse 192,31 551,69 744 0,36<br />
Anden faglig uddannelse 45,75 131,25 177 0,09<br />
Kort videregående 41,62 119,38 161 0,08<br />
Mellemlang videregående 59,71 171,29 231 0,11<br />
Lang videregående uddannelse 36,19 103,81 140 0,07<br />
I alt 533 1529 2062 1,00<br />
Marginal ssh. 0,26 0,74 1,00<br />
Igen indsættes de observerede frekvenser, Zk, og de forventede frekvenser,<br />
! ∗ ! ! i χ2-‐formlen:<br />
χ 2 = (!"#!!"#,!")!<br />
!"#,!"<br />
(!!"!!!",!") !<br />
!!",!"<br />
(!"#!!"!,!") !<br />
!"!,!"<br />
+ (!"!!",!")!<br />
!",!"<br />
+ (!"!!",!")!<br />
!",!"<br />
+ (!"#!!"#,!")!<br />
!"#,!"<br />
+ (!!!,!")!<br />
!,!"<br />
(!"#!!"!,!")!<br />
+ +<br />
!"!,!"<br />
(!"!!",!")!<br />
!",!"<br />
(!!"!!"#,!")!<br />
+ = 8,70<br />
!"#,!"<br />
(!"!!",!")!<br />
+<br />
!",!"<br />
(!"#!!"#,!")!<br />
+ +<br />
!"#,!"<br />
(!""!!!",!")!<br />
+ +<br />
!!",!"<br />
(!"!!",!")!<br />
!",!"<br />
+<br />
Da vi opererer med samme antal kategorier og signifikansniveau som ved uaf-‐<br />
hængighedstesten af kulturel kapital, vil den kritiske værdi igen være 16,8. Den-‐<br />
ne gang overskrider vores χ2-‐værdi altså ikke den kritiske værdi, H0 forkastes.<br />
54/84
En meritokratisk skole? Sociologisk Institut, Københavns Universitet<br />
Figur 5.4. Resultat af χ2-‐ test for uafhængighed mellem eget uddannelsesniveau og<br />
økonomiske kår under opvækst<br />
Vi kan således tale om uafhængighed mellem økonomisk kapital i opvækst og<br />
uddannelsesmæssig opnåelse. Her tegner sig altså det modsatte billede end det,<br />
vi så ved testen af kulturel kapitals betydning.<br />
På den måde har vi igennem test af hypotese 1 fået empirisk belæg for videre at<br />
kunne tale om afhængighed mellem kulturel baggrund og eget uddannelsesni-‐<br />
veau. Vi har med samme statistiske fremgangsmåde bevist uafhængighed mellem<br />
økonomisk baggrund og eget uddannelsesniveau. Man kan herudfra argumente-‐<br />
re for, at kulturel kapital har større betydning for individers uddannelseskarriere<br />
end økonomisk kapital. Hermed understøttes Pierre Bourdieus teori om, at ud-‐<br />
dannelsessystemet sanktionerer nedarvning af kulturel kapital. Uafhængigheden<br />
mellem økonomisk kapital og uddannelsesniveau stiller dog spørgsmålstegn ved<br />
Bourdieus teori om reproduktion af det sociale rum som helhed.<br />
5. 2. <strong>EN</strong> UDVIKLING OVER TID?<br />
Vi vil nu teste, om den ovennævnte sammenhænge tager sig anderledes ud, hvis<br />
vi opdeler stikprøven i to generationer. Vi har set indikationer på, at en social re-‐<br />
produktion finder sted, men vi er alligevel interesserede i yderligere at undersø-‐<br />
ge, om der sker en udvikling i mobilitetsmønstret over tid, sådan som Niklas<br />
55/84
En meritokratisk skole? Sociologisk Institut, Københavns Universitet<br />
Luhmann forfægter i sin teori om det meritokratiske uddannelsessystem, der<br />
uddifferentierer sig gradvist. Vi undersøger derfor hypotese 2:<br />
!"# !" !""# !"#ℎæ!"#"ℎ!" !"##"! !"#æ!"# !" !""#$$%&'%'$()%#!<br />
!"# !"#$%&'"&("! !ø!" !"# !" !"# 1966, !"# !"#ℎæ!"#"ℎ!"<br />
!"# !"#$%&'"&("! !ø!" !"#!$ !"##$ å!.<br />
Vi vil nu teste, om sammenhængen mellem kapitalbaggrund og realiseret uddan-‐<br />
nelsesniveau påvirkes af respondenternes fødeår, opdelt jævnfør vores operati-‐<br />
onalisering. I første omgang sammenlignes den kulturelle baggrunds sammen-‐<br />
hæng med uddannelse i henholdsvis den ældre og den yngre generation samti-‐<br />
digt. Vi vil altså i følgende afsnit udføre !2-‐testen på vores teoretisk funderede<br />
generationsgrupper sideløbende og se, hvilke forskelle eller ligheder der gør sig<br />
gældende. Den samme fremgangmåde benyttes dernæst i test af sammenhæng<br />
mellem økonomisk baggrund og egen uddannelse i de to generationer.<br />
5.2.1. ÆNDRING I KULTUREL KAPITALS BETYDNING<br />
Vi opstiller derfor i første omgang hypoteserne for kulturel baggrunds påvirk-‐<br />
ning i både den ældre og yngre generation:<br />
H0: uafhængighed mellem variablerne ”egen uddannelse” og ”fars erhvervsuddan-‐<br />
nelse”, for alle mulige værdier.<br />
H1: ikke-‐uafhængighed mellem variablerne ”egen uddannelse” og ”fars erhvervsud-‐<br />
dannelse”, for mindst én mulig værdi.<br />
De observerede frekvenser og marginale sandsynligheder kan aflæses i krydsta-‐<br />
bellerne Tabel 5.6 og 5.7. for henholdsvis den ældre og yngre generation.<br />
56/84
En meritokratisk skole? Sociologisk Institut, Københavns Universitet<br />
Tabel 5.6.<br />
Observerede frekvenser, gammel generation<br />
Egen udd. / Fars erhvervudd. Ja Nej I alt Marginal ssh<br />
Ingen erhvervsuddannelse 313 87 400 0,40<br />
Specialarbejderuddannelse 10 3 13 0,01<br />
Lærlinge-‐ eller Efg-‐uddannelse 249 68 317 0,32<br />
Anden faglig uddannelse 60 16 76 0,08<br />
Kort videregående 51 8 59 0,06<br />
Mellemlang videregående 67 11 78 0,08<br />
Lang videregående uddannelse 45 5 50 0,05<br />
I alt 795 198 993 1,00<br />
Marginal ssh 0,80 0,20 1,00<br />
Tabel 5.7.<br />
Observerede frekvenser, ung generation<br />
Egen udd. / Fars erhvervsudd. Ja Nej I alt Marginal ssh<br />
Ingen erhvervsuddannelse 86 95 181 0,17<br />
Specialarbejderuddannelse 13 2 15 0,01<br />
Lærlinge-‐ eller Efg-‐uddannelse 274 153 427 0,40<br />
Anden faglig uddannelse 73 28 101 0,09<br />
Kort videregående 78 24 102 0,10<br />
Mellemlang videregående 123 30 153 0,14<br />
Lang videregående uddannelse 81 9 90 0,08<br />
I alt 728 341 1069 1,00<br />
Marginal ssh 0,68 0,32 1,00<br />
Vi vil nu undersøge hvordan fordelingerne vil være under H0. Vi udregner derfor<br />
forventede andele og derudfra de forventede frekvenser, som er vist i Tabel 5.8.<br />
og 5.9.:<br />
57/84
En meritokratisk skole? Sociologisk Institut, Københavns Universitet<br />
Tabel 5.8.<br />
Forventede frekvenser, gammel generation<br />
Egen udd. / Fars erhvervsudd. Ja Nej I alt<br />
Marginal<br />
ssh<br />
Ingen erhvervsuddannelse 320,24 79,76 400,00 0,40<br />
Specialarbejderuddannelse 10,41 2,59 13,00 0,01<br />
Lærlinge-‐ eller efg-‐uddannelse 253,79 63,21 317,00 0,32<br />
Anden faglig uddannelse 60,85 15,15 76,00 0,08<br />
Kort videregående 47,24 11,76 59,00 0,06<br />
Mellemlang videregående 62,45 15,55 78,00 0,08<br />
Lang videregående uddannelse 40,03 9,97 50,00 0,05<br />
I alt 795,00 198,00 993,00 1<br />
Marginal ssh 0,80 0,20 1,00 0,00<br />
Tabel 5.9.<br />
Forventede frekvenser, ung generation<br />
Egen udd. / Fars erhvervsudd. Ja Nej I alt<br />
Marginal<br />
ssh<br />
Ingen erhvervsuddannelse 123,26 57,74 181,00 0,17<br />
Specialarbejderuddannelse 10,22 4,78 15,00 0,01<br />
Lærlinge-‐ eller efg-‐uddannelse 290,79 136,21 427,00 0,40<br />
Anden faglig uddannelse 68,78 32,22 101,00 0,09<br />
Kort videregående 69,46 32,54 102,00 0,10<br />
Mellemlang videregående 104,19 48,81 153,00 0,14<br />
Lang videregående uddannelse 61,29 28,71 90,00 0,08<br />
I alt 728,00 341,00 1069,00 1,00<br />
Marginal ssh 0,68 0,32 1,00<br />
58/84
En meritokratisk skole? Sociologisk Institut, Københavns Universitet<br />
Vi kan nu udregne !2-‐værdierne for de enkelte celler, hvor vi benytter samme<br />
fremgangsmåde som tidligere. Dernæst findes den endelige !2-‐værdi ved udreg-‐<br />
ning. Den gamle generation udregnes til:<br />
χ 2 =<br />
(!"!!!"#,!") !<br />
!"#,!"<br />
(!"!!",!") !<br />
!",!"<br />
(!!!!",!!) !<br />
!",!!<br />
+ (!"!!",!")!<br />
!",!"<br />
(!"!!",!")!<br />
+<br />
!",!"<br />
(!!!,!")!<br />
+ = 7,68<br />
!,!"<br />
(!"#!!"#,!")!<br />
+ +<br />
!"#,!"<br />
(!"!!",!")!<br />
!",!"<br />
(!!!,!")!<br />
+<br />
!,!"<br />
Antal af frihedsgrader er lig:<br />
(!"!!",!")!<br />
+<br />
!",!"<br />
(!"!!",!")!<br />
+<br />
!",!"<br />
(!"!!",!")!<br />
+<br />
!",!"<br />
!. !. = 7 − 1 ∗ 2 − 1 = 6<br />
(!"!!",!")!<br />
+<br />
!",!"<br />
+<br />
(!!!!,!")!<br />
+<br />
!!,!"<br />
+<br />
Med 6 frihedsgrader og et signifikansniveau på 1% tabuleres den kritiske værdi,<br />
som før, til 16,8. Da vores χ 2 -‐værdi er 7,68, er den mindre end den kritiske værdi.<br />
H0 bekræftes, og der er hermed tale om ikke-‐uafhængighed i den gamle generati-‐<br />
on.<br />
Vi betragter nu udregningen af den yngre generations !2-‐værdi:<br />
χ 2 =<br />
(!"!!"#,!")!<br />
!"#,!"<br />
(!"!!",!") !<br />
!",!"<br />
(!"!!",!") !<br />
!",!"<br />
(!"!!",!!)!<br />
+<br />
!",!!<br />
(!"!!",!")!<br />
+<br />
!",!"<br />
(!"#!!"#,!")!<br />
+ +<br />
!"#,!"<br />
(!"!!",!")!<br />
!",!"<br />
(!!!,!")!<br />
+<br />
!,!"<br />
(!!!",!")!<br />
+ = 75,34<br />
!",!"<br />
(!"!!",!")!<br />
+<br />
!",!"<br />
(!"#!!"#,!")!<br />
+ +<br />
!"#,!"<br />
(!"!!",!!)!<br />
!",!!<br />
(!"#!!"#,!")!<br />
+ +<br />
!"#,!"<br />
(!"!!",!")!<br />
+<br />
!",!"<br />
+<br />
Denne χ 2 -‐værdi overskrider den kritiske værdi. Hermed forkastes H0, og der er<br />
tale om uafhængighed i den unge generation.<br />
5.2.2. ÆNDRING I ØKONOMISK KAPITALS BETYDNING<br />
Som før vil vi sideløbende udføre ! 2 -‐testen på de to generationsgrupper, men nu<br />
i forhold til det økonomiske aspekt. Først opstilles nok engang vores nul-‐ og al-‐<br />
ternativhypotese:<br />
! !: !"ℎæ!"#"ℎ!" !"##"! !"#$"%&'('<br />
59/84
En meritokratisk skole? Sociologisk Institut, Københavns Universitet<br />
"Eget uddannelsesniveau" og "Økonomisk svære kår under opvækst" for alle mu-‐<br />
lige værdier.<br />
! ! : !"#ℎæ!"#"ℎ!" !"##"! !"#$"%&'('<br />
"Eget uddannelsesniveau" og "Økonomisk svære kår under opvækst" for mindst<br />
én mulig værdi.<br />
I Tabel 5.10. og 5.11. overskueliggøres observerede frekvenser og marginale<br />
sandsynligheder for henholdsvis den gamle og unge generation:<br />
Tabel 5.10.<br />
Observerede frekvenser, gammel generation<br />
Egen udd. / Øko. svære kår under<br />
opvækst Ja Nej I alt Marginal ssh<br />
Ingen erhvervsuddannelse 103 297 400 0,40<br />
Specialarbejderuddannelse 3 10 13 0,01<br />
Lærlinge-‐ eller efg-‐uddannelse 73 244 317 0,32<br />
Anden faglig uddannelse 23 53 76 0,08<br />
Kort videregående 12 47 59 0,06<br />
Mellemlang videregående 19 59 78 0,08<br />
Lang videregående uddannelse 12 38 50 0,05<br />
I alt 245 748 993 1,00<br />
Marginal ssh 0,25 0,75 1,00<br />
60/84
En meritokratisk skole? Sociologisk Institut, Københavns Universitet<br />
Tabel 5.11.<br />
Observerede frekvenser, ung generation<br />
Egen udd. / Øko. svære kår under<br />
opvækst Ja Nej I alt Marginal ssh<br />
Ingen erhvervsuddannelse 65 116 181 0,17<br />
Specialarbejderuddannelse 4 11 15 0,01<br />
Lærlinge-‐ eller efg-‐uddannelse 119 308 427 0,40<br />
Anden faglig uddannelse 22 79 101 0,09<br />
Kort videregående 27 75 102 0,10<br />
Mellemlang videregående 39 114 153 0,14<br />
Lang videregående uddannelse 12 78 90 0,08<br />
I alt 288 781 1069 1,00<br />
Marginal ssh 0,27 0,73 1<br />
Ud fra de marginale sandsynligheder udregnes den forventede fordeling og fre-‐<br />
kvens, og sidstnævnte vises i Tabel 5.12. og 5.13. nedenfor:<br />
Tabel 5.12.<br />
Forventede frekvenser, gammel generation<br />
Egen udd. / Øko. svære kår under<br />
opvækst Ja Nej I alt Marginal ssh<br />
Ingen erhvervsuddannelse 98,69 301,31 400 0,40<br />
Specialarbejderuddannelse 3,21 9,79 13 0,01<br />
Lærlinge-‐ eller efg-‐uddannelse 78,21 238,79 317 0,32<br />
Anden faglig uddannelse 18,75 57,25 76 0,08<br />
Kort videregående 14,56 44,44 59 0,06<br />
Mellemlang videregående 19,24 58,76 78 0,08<br />
Lang videregående uddannelse 12,34 37,66 50 0,05<br />
I alt 245,00 748,00 993 1,00<br />
Marginal ssh 0,25 0,75 1,00<br />
61/84
En meritokratisk skole? Sociologisk Institut, Københavns Universitet<br />
Tabel 5.13.<br />
Forventede frekvenser, ung generation<br />
Egen udd. / Øko. Svære kår under<br />
opvækst Ja Nej I alt Marginal ssh<br />
Ingen erhvervsuddannelse 48,76 132,24 181 0,17<br />
Specialarbejderuddannelse 4,04 10,96 15 0,01<br />
Lærlinge-‐ eller efg-‐uddannelse 115,04 311,96 427 0,40<br />
Anden faglig uddannelse 27,21 73,79 101 0,09<br />
Kort videregående 27,48 74,52 102 0,10<br />
Mellemlang videregående 41,22 111,78 153 0,14<br />
Lang videregående uddannelse 24,25 65,75 90 0,08<br />
I alt 288,00 781,00 1069 1,00<br />
Marginal ssh 0,27 0,73 1,00<br />
Vi er nu klar til at udregne den samlede ! 2 -‐værdi for henholdsvis den gamle og<br />
den unge generation. For den gamle generation er ! 2 -‐værdien:<br />
χ 2 =<br />
(!"#!!",!")!<br />
!",!"<br />
(!"!!!,!") !<br />
!",!"<br />
(!"!!",!") !<br />
!",!"<br />
+ (!"#!!"#,!"#)!<br />
!"#,!"<br />
(!"!!",!")!<br />
+<br />
!",!"<br />
+ (!!!,!")!<br />
!,!"<br />
(!"!!",!")!<br />
+<br />
!",!"<br />
(!"!!",!!)!<br />
+ = 2,62<br />
!",!!<br />
! 2 -‐værdi for unge generation:<br />
(!"!!,!")!<br />
+<br />
!,!"<br />
(!"!!!,!!)!<br />
+<br />
!!,!!<br />
(!"!!",!")!<br />
+<br />
!",!"<br />
(!"!!",!")!<br />
+<br />
!",!"<br />
(!""!!"#,!")!<br />
+ +<br />
!"#,!"<br />
(!"!!",!")!<br />
+<br />
!",!"<br />
+<br />
χ 2 =<br />
(!"!!",!")!<br />
!",!"<br />
(!!!!",!") !<br />
!",!"<br />
(!"!!",!") !<br />
!",!"<br />
(!!"!!"#,!")!<br />
+ +<br />
!"#,!"<br />
(!!!,!")!<br />
!,!"<br />
(!"!!",!")!<br />
+<br />
!",!"<br />
(!"!!",!")!<br />
+<br />
!",!"<br />
(!"!!",!")!<br />
+ = 17,59<br />
!",!"<br />
(!!!!",!")!<br />
+<br />
!",!"<br />
(!"!!",!")!<br />
+<br />
!",!"<br />
(!!"!!!",!")!<br />
+ +<br />
!!",!"<br />
(!"#!!"",!")!<br />
+<br />
!"",!"<br />
(!"!!",!!)!<br />
+<br />
!",!!<br />
(!!"!!!!,!")!<br />
+ +<br />
!!!,!"<br />
62/84
En meritokratisk skole? Sociologisk Institut, Københavns Universitet<br />
Da vi stadig har at gøre med en kritisk værdi på 16,8, er det altså også her gæl-‐<br />
dende, at der i den gamle generation er tale om ikke-‐uafhængighed mellem øko-‐<br />
nomisk kapital og uddannelsesniveau, mens der i den unge generation gør sig en<br />
uafhængighed gældende.<br />
Vores test af hypotese 2 viser os altså, at der over tid er sket en forrykning i op-‐<br />
vækstkårenes betydning for succes i uddannelsessystemet. Vores empiriske data<br />
indikerer altså, at den uddifferentiering af uddannelsessystemet, som Niklas<br />
Luhmann forudser, faktisk finder sted.<br />
6. DISKUSSION<br />
Vi er nu beredte til at sammenholde vores empiriske fund med vores teoretiske<br />
overvejelser, og derudfra diskutere det sociale mobilitetsmønster i Danmark.<br />
Samtidig vil vi tage stilling til, i hvor høj grad vores empiriske grundlag udruster<br />
os til at drage valide konklusioner på en <strong>sociologisk</strong> problemstilling. Indled-‐<br />
ningsvis vil sammenholde de væsentligste empiriske resultater af vores hypote-‐<br />
setest, og løbende sætte disse ind i en teoretisk sammenhæng. På det grundlag<br />
vil vi forsøge at placere uddannelsessystemets funktion i forhold til den sociale<br />
mobilitet, på kontinuummet mellem social reproduktion og meritokratisk mobi-‐<br />
litet. Afslutningsvis vil vi udrede vores undersøgelses metodologiske styrker og<br />
svagheder.<br />
6.1. POSITIV SOCIAL MOBILITET I DANMARK?<br />
Vores empiriske grundlag indikerer, at der forekommer en reproduktion af visse<br />
sociale strukturer i Danmark. I et samfund, hvor uddannelsessystemet ses som<br />
den dominerende vej til social mobilitet, er det sandsynligt, at den empirisk bely-‐<br />
ste sociale reproduktion ligeledes drives frem herigennem. Dette er at ligne med<br />
Pierre Bourdieus teori om reproduktion af strukturerne i det sociale rum. Ud-‐<br />
dannelsessystemet sanktionerer nedarvning af kropsliggjort kulturel kapital<br />
igennem habituelt bestemte selektionsprocesser. Individer, hvis fædre ikke har<br />
taget en erhvervsuddannelse, er overdisponerede for at ende i samme uddannel-‐<br />
63/84
En meritokratisk skole? Sociologisk Institut, Københavns Universitet<br />
sesmæssige kategori. Dette understøtter førnævnte teori om nedarvning af kul-‐<br />
turel kapital. Både Bourdieu og Erik Jørgen Hansen opererer med et uddannel-‐<br />
sessystem, hvis funktion er, på meritokratisk vis at distribuere kulturel kapital,<br />
men de ikke-‐erhvervsuddannedes immobilitet indikerer altså i vores øjne, at<br />
denne distribution af kulturel kapital ikke finder sted i fuldt omfang.<br />
Imidlertid er det interessant, at den sociale reproduktion ikke gør sig empirisk<br />
gældende i forhold til økonomisk kapital. Dette kan blandt andet forklares ved, at<br />
adgangen til uddannelse i Danmark er gratis på alle uddannelsestrin, hvorfor den<br />
institutionaliserede kulturelle kapital i det store og hele er uafhængig af økono-‐<br />
miske faktorer. Den økonomiske mobilitet kan derfor sagtens eksistere, selvom<br />
der sker en reproduktion af kropsliggjort kulturel kapital i uddannelsessystemet.<br />
Men gør det sig virkelig gældende, at et på overfladen meritokratisk uddannel-‐<br />
sessystem reproducerer sociale strukturer? Og er uddannelsessystemets uaf-‐<br />
hængighed af økonomiske faktorer resultatet af en uddifferentieringsproces?<br />
6.2. MOD <strong>EN</strong> ØGET MOBILITET?<br />
I vores teoretiske grundlag fremlægger vi Niklas Luhmanns syn på uddannelses-‐<br />
systemet som et stadig mere uddifferentieret system, der over tid vil fungere<br />
mere autopoietisk, og dermed, uafhængigt af andre systemer, vil frisætte den so-‐<br />
ciale mobilitet. Murarbejdsmandens søn vil altså få samme muligheder i uddan-‐<br />
nelsessystemet som akademikerbarnet.<br />
Når vi deler vores empiri op i generationer, dannes et andet billede af den sociale<br />
mobilitets udvikling end det førnævnte. Overordnet set gør det sig gældende, at<br />
den sociale mobilitet er uafhængig af økonomiske faktorer, men afhængig af kul-‐<br />
turelle faktorer. I vores empiriske sammenholdning af den ældre og yngre halv-‐<br />
del af vores analyseudvalg indikeres det dog, at samfundet bevæger sig fra re-‐<br />
produktion mod mobilitet. Vores opdeling af datasættet i generationer harmone-‐<br />
rer således med Luhmanns teori om en funktionel uddifferentiering, der hviler<br />
på en udvikling over tid. I den ældre generation er succes i uddannelsessystemet<br />
64/84
En meritokratisk skole? Sociologisk Institut, Københavns Universitet<br />
påvirket af såvel kulturel som økonomisk baggrund, mens den yngre generation<br />
har oplevet et uddannelsessystem, præget af uafhængighed fra begge.<br />
Når den økonomiske indflydelse gør sig gældende for den ældre generations ud-‐<br />
dannelsesvilkår, men ikke for den yngre, ser vi det som et udtryk for velfærds-‐<br />
samfundets udvikling. De økonomisk besværede i den ældre generation var i hø-‐<br />
jere grad tvunget på arbejdsmarkedet efter grundskolen af forsørgelsesmæssige<br />
årsager. Den yngre generation derimod har uddannet sig i et velfærdssamfund<br />
med en omfordeling, der gør, at de økonomisk besværede alligevel har haft mu-‐<br />
lighed for at forblive i uddannelsessystemet i længere tid (Møller 2011: 101f).<br />
Dette understøtter teorien om, at uddannelsessystemet er funktionelt uddiffe-‐<br />
rentieret fra det økonomiske system.<br />
Denne uddifferentiering bliver endnu tydeligere ved uafhængighed mellem kul-‐<br />
turel baggrund og uddannelsesniveau, idet uddannelsessystemets funktion netop<br />
er at distribuere kulturel kapital på meritokratisk vis. Dette går igen hos både<br />
Luhmann og Bourdieu. Uafhængiggørelsen fra den nedarvede kropsliggjorte kul-‐<br />
turelle kapital som Bourdieu fremstiller det, kan beskrives som en funktionel<br />
uddifferentiering i luhmanniansk optik. Denne uafhængiggørelse er præcis, hvad<br />
der empirisk gør sig gældende for den yngre generation af vores analyseudvalg.<br />
Frem fra empirien træder altså Luhmanns funktionelt uddifferentierede uddan-‐<br />
nelsessystem, der på meritokratisk vis selekterer ud fra individuelle kriterier, og<br />
dermed bidrager til at omskrive den sociale orden. Dette realiserede meritokra-‐<br />
tiske system optræder ligeledes i Bourdieus teoriapparat, men blot som en utopi<br />
der i sit virke er dysfunktionelt, og i stedet reproducerer distinktionen i det soci-‐<br />
ale rum. Vi kan derfor med empirisk belæg sandsynliggøre, at Luhmanns funkti-‐<br />
onelt uddifferentierede uddannelsessystem er analogt med det danske. Uddan-‐<br />
nelsessystemet bidrager altså til den sociale mobilitet, ved en meritokratisk om-‐<br />
fordeling af kulturel kapital, selvstændiggjort fra individernes sociale baggrund.<br />
6.3. TILBAGE MOD REPRODUKTION<strong>EN</strong>?<br />
På trods af at vores empiri leder os i retning af en opfattelse af det danske ud-‐<br />
dannelsessystem som værende funktionelt uddifferentieret, vælger vi alligevel at<br />
65/84
En meritokratisk skole? Sociologisk Institut, Københavns Universitet<br />
stille os kritiske overfor denne antagne udvikling. Vores data er i skrivende stund<br />
tolv år gamle, og i denne periode er der i Danmark sket en udvikling i distributi-‐<br />
onen af elever i grundskolen. I 2011 gik 14% af de danske skoleelever i privat-‐ og<br />
friskoler, hvilket er en stigning fra 12% i 2001 (Bilag 3 og 4). Disse privat-‐ og fri-‐<br />
skoler er overvejende ressourcestærke enklaver med en overrepræsentation af<br />
akademikerforældre (Olsen 4/12-‐2006; Bilag 2). Denne udvikling bevirker, at<br />
uddannelsessystemet atter påvirkes af andre systemers interne koder, idet det<br />
økonomiske system får indflydelse på adgangen hertil, som Jørgen Elm Larsen<br />
også argumenterer for i Fra klassebiografi til individuel biografi (Larsen 2000:<br />
68). Certificeringen af institutionel kulturel kapital er altså ikke længere nødven-‐<br />
digvis uafhængig af økonomisk kapital, sådan som det hos Bourdieu er intentio-‐<br />
nen, hvorfor uddannelsessystemet nok engang får dysfunktionelle træk. I lyset af<br />
denne udvikling har økonomisk ressourcestærke forældre mulighed for at øge<br />
deres børns livschancer, ved at indskrive dem i privatskoler, med undervisning<br />
af højere kvalitet (ibid.). Samtidig ses der i samfundet en stigende ghettoiserings-‐<br />
tendens (Kristensen et al 2007: 25). Vi forestiller os derfor, at en undersøgelse af<br />
social mobilitet med mere aktuelle tal, vil tegne et anderledes billede af sam-‐<br />
menhængen mellem opvækst og uddannelsesniveau – et billede, der i højere<br />
grad bærer præg af den dysfunktionalitet i uddannelsessystemet, som Bourdieu<br />
beskriver.<br />
Selvom empirien klart antyder en vandring mod mobilitet, stiller ovenstående<br />
refleksioner over aktuelle samfundstendenser således spørgsmålstegn ved ud-‐<br />
dannelsessystemets karakter, der for os tager skikkelse af et meritokratisk men<br />
samtidig selekterende janushoved. På denne baggrund vil vi derfor afstå fra en-‐<br />
degyldigt at placere det danske uddannelsessystem på det teoretiske kontinuum<br />
mellem henholdsvis social mobilitet og reproduktion.<br />
6.4. METODOLOGISKE OVERVEJELSER<br />
Vi har overordnet valgt at arbejde kvantitativt, da dette er en oplagt metode at<br />
beskrive generelle samfundstendenser på, og derved også social mobilitet. Vi kan<br />
udtale os på et bredere grundlag da vi benytter repræsentative data for den dan-‐<br />
ske befolkning. Dermed styrker den kvantitative metode vores udtalelser om et<br />
66/84
En meritokratisk skole? Sociologisk Institut, Københavns Universitet<br />
større perspektiv, hvilket er en forudsætning for at kunne udtale os om social<br />
mobilitet i samfundet (Andersen et al 2009: 22f). Samtidig er vi klar over at vo-‐<br />
res undersøgelse er baseret på data vi ikke selv har indsamlet, hvorfor vi hver-‐<br />
ken er herrer over variabelkonstruktion eller indsamlingsmetode.<br />
Operationalisering spiller en væsentlig rolle for, hvorledes vi kan implementere<br />
vores teori på empirien. Da social mobilitet ikke er et direkte observerbart fæ-‐<br />
nomen, skal vi holde os validitetsproblemer for øje. En utilstrækkelig operationa-‐<br />
lisering vil resultere i uoverensstemmelse mellem teoretiske og operationelle<br />
definitioner af social mobilitet. Dermed vil vores undersøgelse ikke måle det, vi<br />
rent faktisk har til hensigt at måle. For at imødekomme disse validitetsproblemer<br />
har vi bestræbt os på at konstruere en præcis teoretisk afgrænsning af de målte<br />
fænomener (ibid.:153f).<br />
Desangående vores variable har især to aspekter indgået i vores overvejelser<br />
omkring validitet. Dels tager vi udgangspunkt i, om vores respondenters fædre<br />
har taget en erhvervsuddannelse. Det er imidlertid problematisk at generalisere<br />
for gruppen af respondenter med erhvervsuddannede fædre. En erhvervsuddan-‐<br />
nelse betyder ikke nødvendigvis ensartet kulturel kapitalbeholdning, da en aka-‐<br />
demiker oftest har højere kulturel kapital end en faglært (Larsen 2000: 64f).<br />
Derudover er vores operationalisering af økonomisk kapital i opvækst behæftet<br />
med usikkerheder. Dels er opfattelsen af økonomisk svære kår en subjektiv vur-‐<br />
deringssag, og dels formoder vi en uvilje til at beskrive egne opvækstkår som<br />
økonomisk svære. Dette usikre grundlag gør, at vi må være varsomme med at<br />
drage konklusioner ud fra test af disse variable.<br />
7. KONKLUSION<br />
Vi har i denne undersøgelse søgt at kortlægge den sociale mobilitet i det danske<br />
samfund, og ud fra mobilitetsmønstret over tid har vi diskuteret uddannelsessy-‐<br />
stemets bidrag til denne mobilitet. Efter en redegørelse for uddannelsesløftet i<br />
Danmark har vi kridtet to modstående teoretiske syn på uddannelsessystemets<br />
bidrag til mobiliteten op. Dels Pierre Bourdieus betragtning af et uddannelsessy-‐<br />
stem, der reproducerer sociale strukturer, og dels funktionalisten Niklas Luh-‐<br />
67/84
En meritokratisk skole? Sociologisk Institut, Københavns Universitet<br />
manns udlægning af, hvordan et gradvist mere funktionelt uddifferentieret ud-‐<br />
dannelsessystem over tid frisætter den sociale mobilitet. Disse to teorier betrag-‐<br />
ter vi som yderpunkterne på et teoretisk kontinuum for uddannelsessystemets<br />
rolle i forhold til social mobilitet. Dette teoretiske grundlag har vi herefter opera-‐<br />
tionaliseret til empirisk anvendelige hypoteser, hvilket har muliggjort statistisk<br />
måling af den sociale mobilitet, dels generelt og dels over tid. Endvidere har vi<br />
redegjort for centrale statistiske begreber som fundament for vores analyse.<br />
Vores repræsentativitetstest viser repræsentativitet i forhold til køn, men ikke i<br />
forhold til alder. Dette må vi naturligvis holde os for øje, når vi udtaler os om vo-‐<br />
res empiriske resultater, al den stund det svækker vores mulighed for at udtale<br />
os om populationen på baggrund af stikprøven.<br />
Vores resultater viser, at der overordnet set gør sig en social reproduktion af kul-‐<br />
turel baggrund gældende i det danske samfund, mens der er uafhængighed mel-‐<br />
lem økonomiske opvækstkår og uddannelsesniveau. For at belyse en mulig ud-‐<br />
differentiering af uddannelsessystemet valgte vi efterfølgende at dele vores stik-‐<br />
prøve i to generationer. Her så vi, at uddannelsesniveau er ikke-‐uafhængigt af<br />
såvel kulturel som økonomisk kapital for den ældre generation, mens uaf-‐<br />
hængighed gør sig gældende i forhold til begge kapitalformer i den unge genera-‐<br />
tion. Resultaterne skal ses i lyset af de validitetsovervejelser, vi har gjort os, dels<br />
angående operationaliseringen af økonomisk kapital i opvæksten, og dels i for-‐<br />
hold til vores manglende differentiering af respondenternes fædres uddannel-‐<br />
sestrin. Disse refleksioner problematiserer vores udtalelsesgrundlag.<br />
Ikke desto mindre tegner empirien et billede af et uddannelsessystem, der bevæ-‐<br />
ger sig fra reproduktion til mobilitet over tid. Fra at have sanktioneret overførsel<br />
af kropsliggjort kulturel kapital, som Pierre Bourdieu forfægter, fremstår uddan-‐<br />
nelsessystemet nu som en uafhængig institution, der meritokratisk distribuerer<br />
institutionaliseret kulturel kapital. Da kapitaldistributionen sker uafhængigt af<br />
andre systemer, mener vi, at uddannelsessystemet gennemgår en funktionel ud-‐<br />
differentieringsproces, som skildret i Niklas Luhmanns teoriapparat. Hermed<br />
frisættes den sociale mobilitet. Vi vælger dog at stille os kritiske overfor dette<br />
resultat, al den stund vores anvendte datasæt er indsamlet for tolv år siden. Si-‐<br />
68/84
En meritokratisk skole? Sociologisk Institut, Københavns Universitet<br />
den da har stadig flere ressourcestærke forældre indskrevet deres børn i privat-‐<br />
og friskoler, hvilket øger deres børns livschancer. Hermed kan der argumenteres<br />
for, at uddannelsessystemet ikke længere er uafhængigt af det økonomiske sy-‐<br />
stem. En tilsvarende undersøgelse af social mobilitet foretaget med mere aktuel-‐<br />
le data kunne tænkes at påvise et andet forhold mellem opvækst og uddannel-‐<br />
sesniveau end det, vi empirisk har vist. Selvom vores undersøgelse placerer det<br />
danske uddannelsessystem i den mobilitetsskabende ende af det opstillede teo-‐<br />
retiske kontinuum, bidrager den aktuelle udvikling altså til en fortsat usikkerhed<br />
om uddannelsessystemets reelle placering mellem reproduktion og mobilitet.<br />
69/84
En meritokratisk skole? Sociologisk Institut, Københavns Universitet<br />
8. ANV<strong>EN</strong>DT LITTERATUR<br />
Andersen, Bjarne Hjort (2003): Udviklingen i befolkningens levekår over et kvart<br />
århundrede. København: SFI.<br />
Andersen, Bjarne Hjort og Erik Jørgen Hansen (2009): Et <strong>sociologisk</strong> værktøj –<br />
Introduktion til den kvantitative metode. København: Hans Reitzels Forlag.<br />
Bourdieu, Pierre (1986), ”The forms of capital”, i Richardson, John G. (red.):<br />
Handbook of Theory and Research for the Sociology of Education. New York:<br />
Greenwood Press, s. 241-‐258.<br />
Bourdieu, Pierre (1997): Af praktiske grunde. Omkring teorien om menneskelig<br />
handlen. København: Hans Reitzels Forlag.<br />
Bourdieu, Pierre (2005): ”Principles of an Economic Anthropology”, i Smelser,<br />
Neil J. og Richard Swedberg (red.): The Handbook of Economic Sociology. Prince-‐<br />
ton: Princeton University Press.<br />
Hansen, Erik Jørgen (2003): Uddannelsessystemerne i <strong>sociologisk</strong> perspektiv. Kø-‐<br />
benhavn: Hans Reitzels Forlag.<br />
Kristensen, Jytte og Jørgen Elm Larsen (2007): ”Fattigdom og social eksklusion i<br />
boligforhold”, i Dansk Sociologi, 2007; vol. 18, nr. 4.<br />
Larsen, Jørgen Elm (2000): ”Klassebiografi og individuel biografi”, i Larsen, J. E.,<br />
Lind, J. og Møller, I. E. (red.): Kontinuitet og Forandring. Frederiksberg: Sam-‐<br />
fundslitteratur.<br />
Malchow-‐Møller, Nikolaj og Allan Würtz (2010): Indblik i statistik – for samfunds-‐<br />
videnskab. København: Hans Reitzels Forlag.<br />
Møller, Iver Hornemann (2011): ”De fire socialreformer i moderne tid” i Møller,<br />
Iver Hornemann og Jørgen Elm Larsen (red.): Socialpolitik. Købehavn: Hans Reit-‐<br />
zels Forlag.<br />
70/84
En meritokratisk skole? Sociologisk Institut, Københavns Universitet<br />
Hjemmesider<br />
Danmarks Statistik: ”BEF3: Folketal pr 1. januar efter kommune/amt, alder, køn,<br />
herkomst, statsborgerskab og oprindelsesland”, Statistikbanken.<br />
http://www.statistikbanken.dk/statbank5a/default.asp?w=1280 (besøgt<br />
d.11/5-‐2012).<br />
Olsen, Lars (4/12-‐2006): ” Privatskoler i høj kurs blandt akademikere”, Ugebre-‐<br />
vet A4.<br />
http://www.ugebreveta4.dk/2006/42/Baggrundoganalyse/Privatskolerihojkur<br />
sblandtakademikere.aspx (besøgt d.16/5-‐2012).<br />
71/84
En meritokratisk skole? Sociologisk Institut, Københavns Universitet<br />
BILAGSFORTEGNELSE<br />
BILAG 1: FOLKETAL TIL REPRÆS<strong>EN</strong>TATIVITETSTEST 73<br />
BILAG 2: ELEVSAMM<strong>EN</strong>SÆTNING<strong>EN</strong> I FOLKE-‐ SAMT PRIVAT-‐ OG FRI<strong>SKOLE</strong>R 74<br />
BILAG 3: NYT FRA DANMARKS STATISTIK, 30. APRIL 2001 75<br />
BILAG 4: NYT FRA DANMARKS STATISTIK, 22. DECEMBER 2011 77<br />
BILAG 5: STATA .DO-‐FILE 79<br />
72/84
En meritokratisk skole? Sociologisk Institut, Københavns Universitet<br />
BILAG 1: FOLKETAL TIL REPRÆS<strong>EN</strong>TATIVITETSTEST<br />
Folketal 1. januar efter statsborger-‐<br />
skab, område, tid, alder og køn<br />
Dansk<br />
Tallene hentet fra:<br />
Mænd Kvinder<br />
Hele lan-‐<br />
det 2000 0-‐9 år 327922 311394<br />
10-‐19 år 279619 266529<br />
20-‐29 år 342659 327876<br />
30-‐39 år 387489 370772<br />
40-‐49 år 358005 348968<br />
50-‐59 år 360302 355019<br />
60-‐69 år 225967 242231<br />
70-‐79 år 154969 203199<br />
80-‐89 år 61345 115957<br />
90-‐93 år 5496 16764<br />
Danmarks Statistik: ”BEF3: Folketal pr 1. januar efter kommune/amt, alder, køn,<br />
herkomst, statsborgerskab og oprindelsesland”, Statistikbanken.<br />
http://www.statistikbanken.dk/statbank5a/default.asp?w=1280 (besøgt d.11/5-‐2012).<br />
Borgere under 20 og over 93 år er sorteret fra i overensstemmelse med undersøgelsens<br />
population.<br />
73/84
En meritokratisk skole? Sociologisk Institut, Københavns Universitet<br />
BILAG 2: ELEVSAMM<strong>EN</strong>SÆTNING<strong>EN</strong> I FOLKE-‐ SAMT PRIVAT-‐ OG FRI<strong>SKOLE</strong>R<br />
Figuren er hentet fra:<br />
Olsen, Lars (4/12-‐2006): ” Privatskoler i høj kurs blandt akademikere”, Ugebrevet A4.<br />
http://www.ugebreveta4.dk/2006/42/Baggrundoganalyse/Privatskolerihojkursblandt<br />
akademikere.aspx<br />
74/84
En meritokratisk skole? Sociologisk Institut, Københavns Universitet<br />
BILAG 3: NYT FRA DANMARKS STATISTIK, 30. APRIL 2001<br />
NYT<br />
FRA DANMARKS STATISTIK<br />
Emnegruppe: Uddannelse og kultur<br />
Elever i grundskolen 2000/2001<br />
Nr. 185 30. april 2001<br />
For første gang i ti år<br />
stiger elevtallet i 8.-10.<br />
klasse<br />
12 pct. går på friskole<br />
Størst andel af elever på<br />
private skoler i 8.-10 klasse<br />
37 pct. af eleverne i 10. kl.<br />
går på efterskole<br />
Flere elever i grundskolen<br />
Det samlede antal elever i grundskolen er steget med 11 pct. siden skoleåret<br />
1995/96. Det skyldes forskydninger i ungdomsårgangene. I det nuværende skoleår<br />
2000/2001 er antallet af elever i 8.-10. klasse steget for første gang i ti år. I alt går der<br />
i det nuværende skoleår 670.671 elever i grundskolen. Det fremtår af figuren, at i<br />
forhold til sidste skoleår er antallet af elever steget mest i børnehaveklasse til 7 klasse<br />
(3 pct.) og mindst i folke- og friskolernes 8.-10. klasse (2 pct.). I skoleåret 2000/2001<br />
er der 146.832 i 8.-10. klasse, og af dem går 86 pct. i folke-/friskoler og 14 pct. på<br />
efterskoler. Således har det været de seneste tre år (tabel 1).<br />
Udviklingen i antallet af elever i grundskolen<br />
Efterskole<br />
8.-10. kl.<br />
1.-7. kl.<br />
Børnehaveklasse<br />
1991 1992 1993 1994 1995<br />
1996 1997 1998 1999 2000<br />
0 50 100 150 200 250 300 350 400 450 500<br />
75/84<br />
Tusinde<br />
I nuværende skoleår går 12 pct. af eleverne på friskole. Andelen er ikke væsentlig<br />
ændret de seneste ti år. Lægger man antallet af elever på efterskoler til, går i alt 15<br />
pct. af eleverne i hele grundskolen i private skoler.<br />
Mens andelen af elever i private skoler er 11 pct. op til og med 7.klasse, stiger<br />
andelen af elever i private skoler på de ældste klassetrin. Inklusive efterskolerne går<br />
27 pct. af eleverne i de ældste klasser på en privat skole. Andelen af 8.-10.<br />
klasseselever i private skoler, er steget op gennem 1990’erne, mens andelen i de små<br />
klasser har ligget omkríng 11 pct. i hele perioden (tabel 2).<br />
Mens antallet af elever i folke- og friskolernes 8.-10. klasse er faldet med 20 pct. i de<br />
seneste ti år, er antallet af efterskoleelever i samme periode steget med 23 pct. (tabel<br />
1). Langt den største andel af efterskoleeleverne går i 10. klasse. I skoleåret<br />
2000/2001 er det 62 pct. Efterskolernes 10. klasseselever udgør 37 pct. af eleverne i<br />
grundskolens 10. klasse, og andelen er steget med 16 pct.point siden 1991 (tabel 3).
En meritokratisk skole? Sociologisk Institut, Københavns Universitet<br />
Tabel 1. Elever i grundskolen<br />
Pr. 1. september 1991 1995 1996 1997 1998 1999 2000<br />
Grundskole i alt 620 265 603 718 612 653 624 441 639 804 653 695 670 671<br />
drenge 316 731 308 449 313 301 319 257 327 380 333 795 343 035<br />
piger 303 534 295 269 299 352 305 184 312 424 319 900 327 636<br />
Børnehaveklasse 1 i alt 53 693 60 024 62 995 64 120 67 011 67 059 69 108<br />
drenge 27 454 30 892 32 253 32 889 34 351 34 401 35 424<br />
piger 26 239 29 132 30 742 31 231 32 660 32 658 33 684<br />
1.-7. klasse 1 i alt 393 037 388 440 399 495 415 014 428 056 442 107 454 731<br />
drenge 200 664 198 714 204 542 212 610 219 516 226 359 233 523<br />
piger 192 373 189 726 194 953 202 404 208 540 215 748 221 208<br />
8.-10./11. klasse i alt 156 694 135 858 130 516 125 747 124 442 124 154 126 085<br />
drenge 80 042 69 232 66 808 64 071 63 425 63 098 63 930<br />
piger 76 652 66 626 63 708 61 676 61 017 61 056 62 155<br />
Efterskoler i alt 16 841 19 396 19 647 19 560 20 295 20 375 20 747<br />
drenge 8 571 9 611 9 698 9 687 10 088 9 937 10 158<br />
piger 8 270 9 785 9 949 9 873 10 207 10 438 10 589<br />
1 Tal fra Undervisningsministeriets prognose<br />
Tabel 2. Elever i folke- og friskoler<br />
Pr. 1. september<br />
1991 1996 2000<br />
Friskole Folkeskole 2 I alt Friskole Folkeskole 2 I alt Friskole Folkeskole 2 I alt<br />
I alt 66 746 536 678 603 424 69 074 523 932 593 006 76 417 573 507 649 924<br />
pct. antal pct. antal pct. antal<br />
Børnehave 1 9,4 90,6 53 693 10,4 89,6 62 995 10,5 89,5 69 108<br />
1.-7. klasse 1 10,6 89,4 393 037 10,9 89,1 399 495 11,0 89,0 454 731<br />
8.-10./11. klasse 12,8 87,2 156 694 14,4 85,6 130 516 15,1 84,9 126 085<br />
1 Se note 1 til tabel 1. 2 inkl. specialskoler<br />
Tabel 3. Elever i 9. og 10. klasse i grundskolen<br />
1991 1996 1999 2000<br />
9. kl 10./11. kl. 9. kl 10./11. kl. 9. kl 10./11. kl. 9. kl 10./11. kl<br />
Folke-/friskoler 59 956 36 505 49 093 28 667 47 491 23 049 48 908 22 232<br />
Efterskoler 5 485 9 582 5 885 12 409 6 511 12 796 6 437 12 892<br />
Mere information En detaljeret opgørelse over elever i grundskolen 2000/2001. offentliggøres i<br />
Uddannelse og Kultur (Statistiske Efterretninger). Oplysningerne findes endvidere i<br />
Statistisk Årbog og i Danmarks Statistikbank, www.statistikbanken.dk.<br />
Kilder og metoder Opgørelsen er foreløbig. Nærmere beskrivelse af metode findes i varedeklarationen<br />
på Danmarks Statistiks hjemmeside www.dst.dk/varedeklaration under emnegruppen<br />
Uddannelse og kultur.<br />
Næste offentliggørelse Elever i grundskolen 2000/2001 forventes offentliggjort primo 2002.<br />
Henvendelse Ulla Kleisdorff, tlf. 39 17 37 41, utk@dst.dk<br />
76/84
En meritokratisk skole? Sociologisk Institut, Københavns Universitet<br />
BILAG 4: NYT FRA DANMARKS STATISTIK, 22. DECEMBER 2011<br />
NYT<br />
FRA DANMARKS STATISTIK<br />
Nr. 632 22. december 2011<br />
Ældre elever fravælger folkeskolen<br />
Denne udgivelse kan findes på www.dst.dk/nytudg/15679<br />
Elever i grundskolen<br />
2011/2012<br />
Uddannelse og kultur<br />
Kun 37 pct. af eleverne i 10. klasse vælger folkeskolen. Ved begyndelsen af skoleåret<br />
2011/2012 var der 711.827 elever i grundskolen. Samlet set går 80 pct. af eleverne i<br />
grundskolen på folkeskoler. 14 pct. går på frie grundskoler og 4 pct. går på efterskoler.<br />
2 pct. går på andre skoletyper.<br />
Elever i grundskolen<br />
Tusinde<br />
70<br />
60<br />
50<br />
40<br />
30<br />
20<br />
10<br />
0<br />
Bh. kl. 1. kl. 2. kl. 3. kl. 4. kl. 5. kl. 6. kl. 7. kl. 8. kl. 9. kl. 10. kl.<br />
Knap halvdelen af eleverne i 10. klasse går på efterskole<br />
Ser man på andelen af elever på hvert enkelt klassetrin, går godt 80 pct. af eleverne<br />
på klassetrinene fra børnehaveklasse til og med 7. klasse på en folkeskole. I 8. klasse<br />
er andelen af elever, som går på en folkeskole, på 79 pct., og i 9. klasse er andelen på<br />
69 pct. I 10. klasse går kun 37 pct. af eleverne på en folkeskole.<br />
En del af forklaringen skyldes, at flere elever vælger at tage 9./10. klasse på efterskole.<br />
Således går 13 pct. af eleverne i 9. klasse på efterskole, imens hele 41 pct. af<br />
eleverne i 10. klasse går på efterskole. For de frie grundskoler er effekten af efterskolerne<br />
på 9. og 10. klassetrin knap så mærkbar. På de frie grundskoler falder andelen<br />
af elever fra 16 pct. i 8. klasse til 14 pct. i 9. klasse. For eleverne i 10. klasse på de frie<br />
grundskoler er andelen på 10 pct.<br />
Folkeskolen er mest populær i Nordjylland<br />
Fordelt på regioner ligger Region Nordjylland helt i top, når det gælder andelen af<br />
grundskoleelever, som går på en folkeskole. Her ligger andelen af grundskoleelever,<br />
der går på folkeskole, på 84 pct., hvilket er 4 procentpoint højere end andelen af<br />
elever i folkeskolen på landsplan. Region Midtjylland har en andel på 81 pct. Region<br />
Hovedstaden har en andel af grundskoleelever på 79 pct., mens det i Region Sjælland<br />
og Syddanmark er 78 pct.<br />
Andre<br />
Efterskoler<br />
Frie<br />
grundskoler<br />
Folkeskoler<br />
77/84
En meritokratisk skole? Sociologisk Institut, Københavns Universitet<br />
Størst andel af elever på frie grundskoler i Region Hovedstaden<br />
Hvad angår andelen af elever i grundskolen, som går på frie grundskoler, ligger Region<br />
Hovedstaden i top med en andel på 17 pct. Region Sjælland har den næsthøjeste<br />
andel af grundskoleelever på frie grundskoler. Her ligger andelen på 15 pct. Region<br />
Syddanmark har en andel på 14 pct., og i Region Midtjylland er det 12 pct. Endelig<br />
ligger Region Nordjylland med den laveste andel af grundskoleelever på frie grundskoler.<br />
Her er andelen på 10 pct. Til sammenligning er andelen på landsplan på 14<br />
pct.<br />
Elever i grundskolen efter institutionstype og region. 2011<br />
Antal elever i grundskolen fordelt på institutionstype og klasse. 5. september 2011<br />
I alt Bh. kl. 1. kl. 2. kl. 3. kl. 4. kl. 5. kl. 6. kl. 7. kl. 8. kl. 9. kl. 10./11. kl.<br />
I alt 711 827 66 717 67 600 66 951 65 157 66 491 67 604 67 462 67 344 68 978 68 635 38 888<br />
Folkeskoler 567 564 56 903 57 644 56 895 55 025 56 268 56 827 56 320 55 116 54 547 47 448 14 571<br />
Frie grundskoler 101 478 9 305 9 165 9 231 9 254 9 176 9 577 9 904 10 827 11 260 9 948 3 831<br />
Efterskoler 26 377 - - - - - - - - 1 351 8 940 16 086<br />
Andre 16 408 509 791 825 878 1 047 1 200 1 238 1 401 1 820 2 299 4 400<br />
Anm.: Tal i tabellen er foreløbige.<br />
Pct.<br />
100<br />
90<br />
80<br />
70<br />
60<br />
50<br />
40<br />
30<br />
20<br />
10<br />
0<br />
Hele landet Hovedstaden Sjælland Syddanmark Midtjylland Nordjylland<br />
Mere information Se flere tal (fx fordelt på kommuner) i Statistikbanken på www.dst.dk/stattabel/618.<br />
Kilder og metoder Opgørelsen er foreløbig. Næste offentliggørelse af tal for grundskolen sker i Statistikbanken<br />
ultimo juni 2012. Tal vedrørende 2011 vil være endelige ultimo juni 2013.<br />
Før 2007 blev oplysninger om elever i 8.-10. klasse indsamlet af Danmarks Statistik, mens<br />
oplysninger om børnehaveklasse til og med 7. klasse kom fra Undervisningsministeriet, men<br />
var baseret på befolkningsprognoser fra Danmarks Statistik. Efter 2007 er alle oplysninger<br />
indsamlet af Danmarks Statistik.<br />
Læs mere om kilder og metoder på www.dst.dk/varedeklaration/113371.<br />
Næste offentliggørelse Elever i grundskolen 2012/2013 udkommer uge 50 i 2012.<br />
Henvendelse Peter Bohnstedt Anan Hansen, tlf. 39 17 37 66, pah@dst.dk<br />
Nyt fra Danmarks Statistik udkommer dagligt kl. 9.00 og kan læses på www.dst.dk/nyt<br />
© Danmarks Statistik 2011 ISSN 1601-1015 (netversion)<br />
Andre<br />
Efterskoler<br />
Frie grundskoler<br />
Folkeskoler<br />
78/84
En meritokratisk skole? Sociologisk Institut, Københavns Universitet<br />
BILAG 5: STATA .DO-‐FILE<br />
*Dropper alle observationer, der ikke er med i år 2000.<br />
drop if RUNDKOMB==1| RUNDKOMB==2 | RUNDKOMB==3<br />
* Laver variabel, der sammenkoder erhvervsuddannelse ja/nej-variablene for<br />
alle år (v00_275, v86_180, v76_597).<br />
* Den nye variabel hedder "erhvudd" og har udfaldene (erhvudd)=1 hvis<br />
erhvervsudd og =0 hvis ikke erhvervsudd.<br />
* Kommandoen kan bruges som skabelon for andre variable, der skal sammenkodes<br />
med variable fra tidligere runder, for at få alle observationer med.<br />
* in-list kommandoen viser at både udfaldene 1 og 3 i 76-variablen skal kodes<br />
som udd=1 (at de har erhversuddannelse)<br />
gen udd=1 if v00_275==1|inlist(v76_579,1,3)|v86_180==1<br />
gen nej=1 if v00_275==2|v76_579==2|v86_180==2<br />
gen erhvudd=0 if nej==1<br />
replace erhvudd=1 if udd==1<br />
tab erhvudd<br />
* Laver variabel der viser højest fuldførte erhvervsudd i år 2000, ved at<br />
sammenkode de tre erhvervsuddannelsesvariable (v00_286, v00_287 og v00_288)<br />
* og vælger den højeste uddannelse for hver observation (i tilfælde af at de<br />
har svaret forskelligt i de tre runder).<br />
* "Ved ikke", "Uoplyst" og "Irrelevant" kodes først til 0, da max-kommandoen<br />
ellers ville tage dem som den højeste værdi.<br />
* Vi kan ikke se dem der ikke har erhvervsudd. Det kan vi først når vi kobler<br />
med erhvudd-variablen ovenfor.<br />
tab v00_286<br />
replace v00_286=0 if inlist(v00_286,8,9,10)<br />
replace v00_287=0 if inlist(v00_287,8,9,10)<br />
replace v00_288=0 if inlist(v00_288,8,9,10)<br />
79/84
En meritokratisk skole? Sociologisk Institut, Københavns Universitet<br />
ge hfudd00=max(v00_286,v00_287,v00_288)<br />
tab hfudd00<br />
* Kobler udd variablen (erhvervsuddannelse eller ej) med erhvervsuddannelse<br />
for alle år og laver uddannelseskategorier der passer til alle årene.<br />
* Erhvervsuddannelseskategorierne er i år 2000 forskellig fra 1986 og 1976.<br />
I 86 og 76 bliver der kun spurgt ind til en erhvervsuddannelse<br />
gen specialarb=1 if<br />
hfudd00==1|inlist(v86_181,6,7,8)|inlist(v76_580,6,7,8)<br />
gen laerling=1 if hfudd00==2|v86_181==5|v76_580==5<br />
gen andenfaglig=1 if hfudd00==3|v86_181==4|v76_580==4<br />
gen KVU=1 if hfudd00==4|v86_181==3|v76_580==3<br />
gen MVU=1 if hfudd00==5|v86_181==2|v76_580==2<br />
gen LVU=1 if hfudd00==6|v86_181==1|v76_580==1<br />
gen uddsamlet=1 if erhvudd==0<br />
replace uddsamlet=2 if specialarb==1<br />
replace uddsamlet=3 if laerling==1<br />
replace uddsamlet=4 if andenfaglig==1<br />
replace uddsamlet=5 if KVU==1<br />
replace uddsamlet=6 if MVU==1<br />
replace uddsamlet=7 if LVU==1<br />
tab uddsamlet<br />
* Sætter labels på den nye samlede uddannelsesvariabel<br />
label define uddkategorier 1 "Ingen erhvervsuddannelse" 2 Specialarbejderuddannelse<br />
3 "LÊrlinge- eller EFG-uddannelse" 4 "Anden faglig uddannelse"<br />
5 "Kort videregÂende uddannelse" 6 "Mellemlang videregÂende uddannelse"<br />
7 "Lang videregÂende uddannelse"<br />
label values uddsamlet uddkategorier<br />
tab uddsamlet<br />
80/84
En meritokratisk skole? Sociologisk Institut, Københavns Universitet<br />
* Omkodning af v00_541 - fars uddannelse<br />
recode v00_541 (1=1 "Ikke kendt far") (2 / 3=2 "Folkeskole (7. kl., mellemskole,<br />
real)") (4=3 "Gymnasium m/u eksamen") (5=4 "Anden skoleuddannelse")<br />
(8=8 "Ved ikke") (9=9 "Uoplyst") (10=10 "Irrelevant"),<br />
gen(far_udd_recode2)<br />
recode v00_547 (1=1 "Ikke kendt mor") (2 / 3=2 "Folkeskole (7. kl., mellemskole,<br />
real)") (4=3 "Gymnasium m/u eksamen") (5=4 "Anden skoleuddannelse")<br />
(8=8 "Ved ikke") (9=9 "Uoplyst") (10=10 "Irrelevant"),<br />
gen(mor_udd_recode2)<br />
*Vi kører tabel på fødeår, så vi kan dele stikprøven i to generationer med<br />
relevant skillelinje<br />
tab v00_15<br />
*... og middelværdi<br />
sum v00_15<br />
* Vi kører seperate tabeller på uddannelsesniveau for vores to generationer<br />
tab v00_273 if v00_151949<br />
*Det er ikke sjovt, når de irrelevante samler sig i den tidlige generation.<br />
Vi dropper derfor de irrelevante, og laver en ny generationsdelingsværdi<br />
drop if v00_273==100<br />
sum v00_15<br />
*Ny alderssnit: 1967<br />
tab v00_273 if v00_151966<br />
*Hov - vi har ikke omkodet vores IP'ers uddannelsesniveau (v00_273) - det<br />
gør vi lige, og kører derefter generationstabellerne igen<br />
recode v00_273 (1 / 8=1 "Folkeskoleniveau (7. kl, 10 kl., real, teknisk<br />
forb.)") (9=2 "Studentereksamen") (10=3 "Andet") (88=88 "Ved ikke") (99=99<br />
"Uoplyst"), gen(IP_udd_recode)<br />
tab IP_udd_recode<br />
*Nu deler vi IP'erne i generationer igen, og ser på deres EGET uddannelsesniveau<br />
81/84
En meritokratisk skole? Sociologisk Institut, Københavns Universitet<br />
tab IP_udd_recode if v00_151966<br />
*Nu sammenligner vi med forældres uddannelsesniveau på forælder af eget køn<br />
*"Gamle mænd"<br />
tab IP_udd_recode far_udd_recode2 if v00_151966 & v00_12==2, row col<br />
*Vi prøver at krydse med fars udd., da vores forældre i undersøgelsen er så<br />
gamle, at kvinderne ofte ingen uddannelse har<br />
tab IP_udd_recode far_udd_recode2 if v00_151966, row col<br />
*VI LAVER KRYDSTABELLER, 23/4<br />
tab uddsamlet far_udd_recode2, row col<br />
tab uddsamlet far_udd_recode2 if v00_151966<br />
* Vi dropper lige de uoplyste og irrelevante, al den stund de ikke er så<br />
vildt interessante<br />
drop if v00_541>8<br />
*Og krydstabulerer igen...<br />
tab uddsamlet far_udd_recode2, row col<br />
tab uddsamlet far_udd_recode2 if v00_151966, row col<br />
*Ja, det er selvføglelig ikke uddsamlet vi er interesserede i, men<br />
skoleuddannelse.<br />
tab IP_udd_recode far_udd_recode2, row col<br />
tab IP_udd_recode far_udd_recode2 if v00_15
En meritokratisk skole? Sociologisk Institut, Københavns Universitet<br />
tab IP_udd_recode far_udd_recode2 if v00_15>1966, row col<br />
* VI PRØVER CHI-2 test<br />
tab IP_udd_recode far_udd_recode2, row col cchi chi<br />
tab IP_udd_recode far_udd_recode2 if v00_151966, row col cchi chi<br />
*Vi sorterer ved ikke og uoplyst fra<br />
drop if IP_udd_recode>87<br />
drop if far_udd_recode2==8<br />
*03/05 - VI LEDER EFTER NYE VARIABLE<br />
* Erhvervsudd. far: JA/NEJ / IP erhv. udd.<br />
tab v00_286 v00_543, row col<br />
tab v00_286 v00_543 if v00_151966, row col<br />
* Familie økonomisk svært vs IP skoleudd.<br />
tab IP_udd_recode v00_554, row col<br />
tab IP_udd_recode v00_554 if v00_151966, row col<br />
* Familie økonomisk svært vs IP erhv. udd<br />
tab v00_286 v00_554, row col<br />
tab v00_286 v00_554 if v00_151966, row col<br />
*Barndomsvenner<br />
tab v00_286 v00_371 if v00_543>1 & v00_286>3, row col<br />
tab v00_286 v00_371 if v00_543>1 & v00_2861 & v00_286==0, row col<br />
*Datarensning OTRA VEZ<br />
83/84
En meritokratisk skole? Sociologisk Institut, Københavns Universitet<br />
*Væk med dem, som ikke ved hvilken uddannelse deres fader har<br />
drop if v00_543>7<br />
*Ved ikke og uoplyst fra økonomi-variablen<br />
drop if v00_554>8<br />
* Der er fire, der placerer sig i JA på v00_275 men i 0 på v00_286. Dem<br />
fjerner vi, al den stund vi ikke ved, hvor de placerer sig erhvervsuddannelsesmæssigt<br />
drop if v00_275==1 & v00_286==0<br />
*Vi nyinddeler vores nu færdige analyseudvalg (antal 2110) ift. alder<br />
sum v00_15<br />
*GNS er 1967,1, og det er derfor arbitrært at lave en ny aldersinddeling :)<br />
* VI UDREGNER CHI-2 OG <strong>EN</strong>KELTCELLEBIDRAG 1966, a noo noe<br />
tabchi v00_286 v00_543 if v00_151966, a noo noe<br />
tabchi v00_286 v00_554 if v00_15
En meritokratisk skole? Sociologisk Institut, Københavns Universitet<br />
*NYE KRYDSTABELLER v. NY ALDERSDELING<br />
tab v00_286 v00_543 if beregnet_alder_0032, cchi chi row col<br />
tabchi v00_286 v00_543 if beregnet_alder_0032, a noo noe<br />
tab v00_286 v00_554 if beregnet_alder_0032, cchi chi row col<br />
tabchi v00_286 v00_554 if beregnet_alder_0032, a noo noe<br />
tab v00_286 v00_543, cchi chi row col<br />
tabchi v00_286 v00_543, a noo noe<br />
tab v00_286 v00_554, cchi chi row col<br />
tabchi v00_286 v00_554, a noo noe<br />
85/84