Lin és szerzőtársai (1981a[21], p. 1165) háromfajta állásszerzési csatornát különböztettek meg: 1. informális személyes kapcsolatok, „rokonok, barátok, munkatársak, beleértve az egykori és távoli (pl. apa barátja, egy barát barátja) kapcsolatokat is”, 2. formális csatornák, amelyeket „az álláskeresők és álláslehetőségek találkozásának speciális céljára hoztak létre”, 3.
a munkaadók közvetlen megkeresése.
Az 1. táblázat kategóriáinak segítségével rekonstruáltuk Lin és szerzőtársai fenti tipológiáját. Az informális csatorna a 3., 6.
és 8. kategóriát foglalja magába. A közvetlen módszer az 5. kategóriának felel meg. A többi kategóriát formális csatornának tekintjük. A táblázatban található százalékok kiszámításánál kihagytuk azokat, akik másképp találták meg állásukat.7
6Az iskolai végzettség változó kódolásával kapcsolatban meg kell jegyeznünk, hogy nem Lin és szerzőtársai kódolását használtuk. Ugyanis a holland esetnél a Standard Oktatási Index jobban tükrözi az iskolázottságot, mint az iskolában eltöltött évek száma. Hollandia abban különbözik az Egyesült Államoktól, hogy nem mindenki jár ugyanolyan fajta „főiskolába”.
7Ennek oka az, hogy nem lehetett kideríteni, hogy ezek az egyének formálisan vagy informálisan jutottak hozzá állásukhoz.
1. táblázat - Az első állás és a jelenlegi vagy utolsó állás megszerzéséhez használt csatornák
Első állás Jelenlegi vagy utolsó állás
N % N %
1. állami
munkaközvetítő 28 7 19 5
2. munkaközvetítő
iroda 6 1 6 1
3. felkérés 31 7 48 12
4. újsághirdetés
feladása 7 2 18 4
5. közvetlen felkeresés 136 32 98 24
6. barát, ismerős 53 13 45 11
7. válasz
újsághirdetésre 100 24 139 34
8. rokon 59 14 40 10
összesen 420 100 414 101
egyéb állásszerzési
mód 43 51
nem alkalmazható,
nincs válasz 19 17
mindösszesen 482 482
A tipológiát felhasználva a 2. táblázat mutatja az állásszerzés során igénybe vett csatornákat. A táblázat tartalmazza Lin és szerzőtársai amerikai és Habich nyugatnémet adatait. Az alapvető különbség az Egyesült Államok és Hollandia között az, hogy az előbbi országban sokkal többen használnak informális csatornákat. Mindkét országban kevesebben használnak közvetlen módszereket a jelenlegi vagy utolsó állás megszerzéséhez, mint az első állás megszerzéséhez.
Ezt az összehasonlítást azonban óvatosan kell kezelni, mivel Lin és szerzőtársai Albanyban gyűjtötték adataikat, tehát ez nem tekinthető reprezentatív amerikai mintának. A holland és német adatok összehasonlításából az derül ki, hogy Németországban a hollandoknál többen, de az amerikaiaknál kevesebben használnak személyes kapcsolatokat. A 2.
táblázatban feltüntettünk még egy másik — nagyrészt összehasonlítható — holland adatforrást, az 1979-es munkaerő-felvételt (CBS 1982[6]).
2. táblázat - Az állásszerzési csatornák megoszlása Hollandiában (1979 és 1982), Nyugat-Németországban és az Egyesült Államokban
Első állás Jelenlegi vagy utolsó állás Munkaerő
Felvétel Jóléti Felvétel
1975 1982 1975 1982 1979 1980
Állásszerzés csatornája
USA Hollandia USA Hollandia Hollandia NSZK
1. informális 57% 34% 59% 32% 33% 43%
2. formális 21% 34% 24% 43% 53% 35%
3. közvetlen 22% 32% 17% 24% 16% 22%
2.3. Státusmegszerzés és az informális kapcsolatok hatása
Tanulmányunk központi gondolata az, hogy minél több társadalmi tőkével rendelkezik az adott személy, annál nagyobb lesz az általa megszerzett foglalkozási presztízs. Lin és szerzőtársai szerint ez a feltevés azt vonja maga után, hogy az informális csatorna használata pozitív hatással van a megszerzett foglalkozási presztízsre. Habár ez az érv logikailag nem kényszerítő erejű, mégis elvégezzük az empirikus tesztet a holland esetre. Ugyanazt a módszert követjük mint Lin és szerzőtársai: a 2.
táblázat segítségével két dummy változót (az első az informális, a másik a formális csatorna használatát mutatja) használunk az alábbi regressziós egyenletben:
ý = konstans + b1.X1 + b2.X2 + b3.X3 + b4.X4 + b5.D1 + b6.D2
X1 = apa foglalkozási presztízse X2 = megkérdezett iskolai végzettsége X3 = apa iskolai végzettsége
X4 = első állás foglalkozási presztízse (kihagyva, ha y az első állásra vonatkozik) D1 = 1 ha informális csatornát használt, egyébként 0
D2 = 1 ha formális csatornát használt, egyébként 0 ý = foglalkozási presztízs
A paraméterek becslése során kiderült, hogy csak az első dummynak volt szignifikáns —3.44 nagyságú együtthatója az első állás esetén (első állásra a második dummy együtthatója 1.13; a második állásra az informális csatornát mutató dummy koefficiense .81, a formális csatornát mutató dummy koefficiense 2.06, egyik sem szignifikáns .05 szinten). A dummy változók együtthatói ellentétesek a fent megfogalmazott hipotézisünkkel, habár nem mondanak ellent Lin és szerzőtársai eredményeinek (1981a[21]: 1169, 1981b[22]:397). Lin és szerzőtársai a formális csatorna használatának pozitív hatását dokumentálták. Azonban Granovetter Getting a Job c. munkájában azt találta, hogy a magasabb jövedelmeket biztosító jobb állásokhoz főképp informális csatornákon keresztül jutottak. Mielőtt bármilyen következtetést vonnánk le ebből az összehasonlításból, meg kell jegyeznünk, hogy Granovetter nem reprezentatív mintával dolgozott, hanem olyan emberekkel, akik viszonylag magas foglalkozási presztízzsel rendelkeztek és meghatározott régióban éltek. Mivel Lin és szerzőtársai mindegyik foglalkozási kategóriát bevonták elemzésükbe, inkább az ő eredményeikkel való összehasonlításra törekszünk.
2.4. Státusszerzés és az állásközvetítő személy foglalkozási presztízse
Habár nem feltétlenül igaz, hogy a személyes kapcsolatok használata jobb álláshoz vezet, valószínűleg fontos az a körülmény, hogy ki az, aki segít az állás megszerzésében. Ebben a részben azt vizsgáljuk meg, hogy a státusmegszerzés modelljén belül milyen magyarázó szerephez jut az állás megszerzésében segítő személy foglalkozási presztízse.
Külön regressziós egyenleteket specifikáltunk az informális és a formális csatornákon keresztül állást szerzett egyének elemzéséhez. Az álláshoz segítő személy foglalkozási presztízsét ugyanazzal a skálával mértük mint a megkérdezett személy foglalkozási presztízsét. A standardizált és nem standardizált regressziós együtthatókat a 3. és 4. táblázatban tüntettük fel.
A standardizált együtthatók előnye az, hogy habár Lin és szerzőtársai másfajta skálát használtak, az egyes változók hatása a többi változók hatásához viszonyítva összehasonlítható a két országban: Az elemzés során a hiányzó eseteket páronként töröltük.
Első állás
A 3.a táblázat azt mutatja, hogy az iskolázottság relatív hatása (béta .57). nagyobb az állásközvetítő személy foglalkozási presztízsének hatásánál (béta .20). Az Egyesült Államokban Lin és szerzőtársai az álláshoz segítő személy foglalkozási
presztízsének nagyobb hatását mutatták ki (béta .41 volt a állásközvetítő személyre és .30 az iskolázottságra). Ha a állásközvetítő személy foglalkozási presztízsét bevonjuk a standard státusmegszerzési modellbe, akkor a megmagyarázott variancia 41 százalékról 53 százalékra nő az Egyesült Államok, míg 45 százalékról 47 százalékra Hollandia esetében.
Következésképpen a álláshoz segítő személy foglalkozási presztízse az első állás megszerzésében sokkal fontosabb az Egyesült Államokban mint Hollandiában. Másik fontos következtetésünk az, hogy az iskolázottság sokkal fontosabb önálló magyarázó tényezője az első állás foglalkozási presztízsének Hollandiában, mint az Egyesült Államokban. A nem standardizált regressziós koefficienseket figyelembe véve (lásd 3.b. táblázat) látható, hogy az álláshoz segítő személy foglalkozási presztízsének egységnyi növekedése a megszerzett foglalkozási presztízs .16 egységnyi növekedéséhez vezet.
Tehát az iskolázottság közvetlen hatása 9.62-ről 8.39-re csökken.