Sociální kontakty a sociopreferenční orientace

K A P I T O L A 12
Sociilni kontakty a sociopreferen6ni orientace
MILOSLAV PETRUSEK
Petrusek, M. 1969. “Sociální kontakty a sociopreferencní orientace.” Pp. 401 -422
in P. Machonin a kol. Ceskoslovenská spolecnost. Sociologická
analýza sociální stratifikace. Bratislava: Epocha.
Studium primirnich sociilnich vztahb, ktere jsou manifestaci ,,fist&
sociopreferenfni orientace" (Bjerstedt 1956) f i ,,subinstitucionilniho chov h i " (Homans 1961), vztahb, jei nejsou organizafnf: a institucionah6
vzorcovhy a jsou obvykle provizeny emocionalnim podtextem, je odbvodngno i ve *zkumech makrostrukturiln6 orientovanych, protoie umoiduje odpovedet na nPkter6 teoreticky zavaine a spoleeensky zajimave
otizky:
1. kteri. sociilni charakteristiky. jei jsou uvaioviny jako komponenty
statusu, ovliviiuji a podmifiuji vytvafeni interakfnich syst&mb,zejm6na vSak primirnich sociilnich vztahb?
2. ktere z techto charakteristik vytvifeji interakeni bariery?
3. plati i pro naSi spoleEnost pfedpoklad, i e jednotlive statusov6 kategw
rie jsou z hlediska sdruiovini (sociopreferenini orientace) relativnf:
uzavfenb (Hollingshead 1949)?
4. plati pfedpoklad, ie pro vEechny moderni spoletnosti, naSi nevyjimaje,
je: typicky kvantitativni pokles primknich sociahich vztahb?
Abychom na tyto a nPKter6 dal9i otzlzky odpov&dSli, pouZili jsme modifikovan6
sociometrick6 techn~ky, v r5mci n i i jsme pojem ,,primirni soei&lni vztah" operacionallzovali tak, i e jsme respondentovi poloZili otdzku po osobnim pfiteli (se
iidosti o uvedeni z5kladnich staturovfch charakteristik: vzdr!l.W, pfijmu a profese) a hlav6 rodmy, s 1x2 se rodina rwpondenta pravidelnr! stfk&.'
' V dal&
textu prvni osobu budeme oznarovat zkratkovfm oznarenim ,,pfitel"
s t i n , Ze 1. jde o osobu, kterd je vyjddfenim respondentovy ,,Eistk sociopreferenibl
orientace" a 2. ie, jak uk&zrtlasonda, v nii by1 formulovfm dotaz po tfech pf&telich,
lze jeji uvedeni poklzldat za vfraz typidc6 preferenfni orientace respondenta proto,
Ze byla prokzlz&na relativnr! vysoki kongruence mezi statusov9tni charakteristikami
vsech tFi uvedenfch osob; druhou osobu budeme o d o v a t terminem ,,znW".
Z&ladni
EivB v tom,
vektoru" a
a znAm6ho
vfbEru.
modifikace pou2it6 terhniky pmti Wtne sociometricke technice spoZe dotaz by1 anonymni, Se tedy nebylo z n h o ,,vyiistEni interakfniho
vfpoved respondents, tfkajici se statusovfch charakteristik pritele
tedx nemohla bft validizovAna ani nemohla bft zjiSt&na reciprocita
12.1. Pokus o interpretaci absence sociopreferenEnich ildajii
AEkoliv bylo moino, podle zkul;emosti z analogickych Setfeni pmvedenjlch v jinjlch socialnich podminkach a v odliSnych konki-6tnich souvislostech, cwkkav'dt pom6rn6 vysok6 procento nezodpovCzenych okizek,
pokusili jsme se zakladni ildaj, k t e e zachycuje tab. 12.1., validizovat tak,
i e jsme se obratili na 300 tazateld ze vsech oblasti, kde Setfeni probihalo,
s dotazem, zda 6daj poklidaji za validni a fim pfipadn6 vysv6tluji absenci odpov6di. Tohoto materiilu, tedy jrpovsdi tazatelti o verbslnich
Tabulks 12.1.
reakcich cespondente na sociopreferenfni ot6zky, pou2ivhe v nbledujici livaze jako dopllllrov6ho empirickeho materiau s evidentni interpret a h i funkci. Vychozim zjigt6nim pro n8s je, i e pouze 16,9 % tazateld
(z 260, od nichi jsme obdrieli odpovGd), se dornnivA, i e obdrieny sumdrni
ddaj neni patrn6 zcela validni a i e vfsledek 3etfeni by1 zkreslen z metodologicko-technicwch dfivodd, zatimco zbfvajicich 83,l % prAv6 tento
ddvod (v anket4 ~ s l o v n i iuvedeny) pom6rnG kategoricky odmfta a vysv6tleni hledb v dfivodech vGcnjrch, jak vyplynuly z vfpov6di respondent&=RozlDieni odpov8di tazateltl pak zaehycuje tabulka 12.2.
--
Neni b a zajimavoati, ke 10,40/,, tazatelit potvrzuje vsliditu vYchoziho iidaje
odkazem na vlastni ,,zkuHewst" (typick6 vppoved: ,,na tyto otazky dotazniku bych
muse1 take odpoved6t negating").
Tahulka 12.2.
RodoXenl odpou6di taxotelzP no oktzku p pf&n&h abamm odpmlcli reapondentl2 na o&ku
p plMeLsk&h o rnee+odin@ch kmtddech.
T
I. Faktor voln6ho Easu
ebsolutna
1. nedostatek voldho Easu
36
2. ,in$ typ trgveni
10
3. v l ~ vhromadnfch ad81ovaoich proathdkil
16
62
11. Metadolog~ck6dfivody:
1. intimits otdzky
29
P
e situovsnast 0th-kg v dotseoiku
8
3. formnlacs 0tAZky
7
44
111. Socihe-ekologiok6taktory
-
V NeagcmoBt pHhuzemskS;mikontakty
VI V a k o ~ f s k t o r
VII. Nespeoit3kovsnoat a ni&ioh
Celkem
11.
Neepeci6kovmB odpov6di
Bpec;BkovanB odpovedi
-
vetah6
-k
8
4 dojii&a do zmBstn&nl
-IV. Deformovan6 e o o W uspob%Uni
-
220
40
11.81
11,81
6,81
,
6,36
100.00
i
16.4
220
d Pokud tazatele uv8a6ii vice nei jeden dJvod pro. a b s M odpovedl, praco+ali
jsme s ffm, k t e f sami pokl8dali za hlami nebo fej i ale~Pb%
a @ uv8deli.
;
.. 41. f o m
,
, , .. '
na p r v h miate.
I kdyi vfpov6di t a z a t e l ~nevyEmivaji celf p r o b l h , naznahji zFejml! nejpodstatnejii inierpretatnf prom6nn4, Ktere ve vLzkumu nemohly bpt detailne uvaioviny, jeZ jsou vgak dilem sarnotnftn Vp7kumem potvrzeny, dilem jsou v souladu
s lidaji betne liieratury o probl6mu. Pokusme se tedy o strurnf komentAE z obou
techto hledisek.
J i i pfi konstrukci dotazniku bylo moino &ek&vat tyteZ bru-iery, s nimiZ
se s e t k a v h e v Winych sociometrickych cjzkurnech: otAzka po sociopreferenhi orientaci je mnohdy pocitovAna jako pPili3 intimni, jako neoprivngny ,,vstup tazatele do soukromi respondenta", i kdyi v n&em
ptipade by1 tento faktor do jiste miry oslaben tim, 2e respondent uvada
pouze globilni socitilni charakteristiky ptitele a znimeho. VknG e z n a m nGjGi je poukaz na to, i e pro nGkter6 respondenty by1 pojem ,,osobni
pfitel" nejasny, tedy pfilii komplexni, nespecilikovanf, coi koresponduje
se z n h o u Morenovou direktivou nepouiivat ,,glob&lnichsociometrickych
kriterii" (Mareno 1951). Z dfivodS, ktere neni tteba vysv6tlovat vGak
tat0 oprbvnGn5. direktiva nemohla byt v Getfeni respektovina, jeji porubeni se v k k nijak signifikantng, jak patrno, neprajevilo." Zhruba v t62e
mite pak cjslednou validitu udaje ovlivnila situovanost otAzek na konci
dotazniku (anava respondenta apod.), coi ovSem neni specificky metodologicky problem daneho Hetfeni.
12.1.2. Faktor volnkho Easu.
RikB-li Filipcovq l e :,volnf fas je svetem volby finnosti (eventuilnl! n&nnosti)" (Filipcovi 19661, lze stejne zdrivodnl!ne Fici, i e je i sfkou relatlvne
hod& volby partnerd pro r e a l h i Gchto Einnoati a i e ncktere z techto ,,finnosti"
be nlohou dokonce redukovat na interakci s jinjrmi, kter& m i ,,smysl sama o sob6"
(podrobn6ji Homans 1960): sociopreferenrni orientace se tedy manifestuje a realizuje alespoil zCAsti ve v o l n h Ease, udriovini mezirodinnlch kontakt6 je vbak
%$slovn6
funkci voh4ho fnsu, pfesn6ji zpfisobu jeho triveni. Neni bez zajimavosti,
i e rou&hlhla literatura o problematice volneho fasu tomuto typu jeho nap hi ova^
venuje minimihi pozornost: vfjinlkou neni do znarn4 miry ani z&ladni price
Dumazedierova (1962).5
: AEkoliv se proklamativn* uznivi, Ze rozvijenf pZitelskjreb vztahP m i ,,veImi
kladn9 vliv na iivot a zejmbna du4evni rovnov&hu lidi" (Cervinka 1986, s. 115).
6 Podrobnsji o psychologickych barierich sociometnckfch SetFeni a volb6 sociometrickpch kriteril viz Petn~sek1969.
5 Vfznamn6jBi pozornost tomuto p r o b l h u venuje Max Kaplan (1960). kt@
,,seskupovini" a ,,sdr&ovini" poklAd6 za dv6 dokonce zikladni tinnosti realizovan4 ve sf4Ee volneho h s u .
je pPesto prokazatelnb, t e pr&v€ ,,zAbavy, pfitelskb kontakty, pfijlmani hosti a chozeni na nivSt€vy jsou nejmene prozkoumanou sloZkou volneho Casu" (Kamirisky
1965). Hypoteza, Ze se sice zmenil ,,obsah" pfitelskjlch setkGni, jejich kvanturn
ve vbech spoleEenskych skupinich vbak zulstav6 zhruba konstantni (srv. Svigovi
1967) je nepodloienh ze dvou ddvodil: 1. zTfG5na ,,ohsahun piAtelskych setkani je
ve v€t.tJin€ pfipadh zm€nou jejich kvality; pfatelski setpfestivaji bfi vvrazem
sociopreferenfni orientace a stavaji se sice s o u f a s n m nikol~v viak spolefnjrm
vjlkonem EinnostiP
2. jejlch kvantitativni objem poklesl cot koresponduje s ddaji z j i d c h vyzkumd
o teoretickfch analfz (srv. napK Cuber 1955, kde je p m b l h u vfrazneho poklesu
objemu primirnich sociilnich vazeb v USA v*nov&na sarnostatnd dvaha; v jine
souvislosti D. Riesman 1969) a cot dolcazuji i vfpovedi tazatelb. Rada respondent* upozoriiuje na to, Ze na u d r t o v h i p?.telsk$ch kontaktb nem6 prost6 b s
a to zejmena proto, Ze v jejich fasovbm rozvrhu dominuje to, co nazfvi Dumazedier (1962) ,,polovolnfm Casem" (jde o ,,Eimosti zE5sti kurativni a zrasti zigtn6,
zf5sti uiitkovb a zfisti rekreaeni, zristi vpchovne a zEisti Abavn6, o pr&ce, jei
jsou vykonavany pro rodinu, spolky f i vlastni Dotseni"). J i n m p r o b l h e m je
zptrsob trdveni volnkho Easu, v n6mt jsou preferovdny vici (sw. obecn6 Moreno,
1951) a finnosti, ktere nemaji bezprostredni s o c i a i obsah ve smyslu vytvateni
a udrtovini sociAlnich kontaktd (hobbies, ddriba automobilu, Abavni fetba atd.).
MimoPhdnjl vllv ma v t6to souvislosti zejmena televize, ktera sice jedinci zprostPedkovav8 kontakt s ,,glohAlni spoldnosti", ale souEasni! ho odpoutAvi od prim&nich sociilnich vazeb.
N S vyzkum dosti jednoznafne proMza1, i e udr~ovciniprimdrnich soeiciinich kontaktli je piimo tirnern6 kvalitr! trciaeni volnQho Easu? jak
ukazuje, nkledujici tabulka 12.3.:
Tebulka 12.3.
V%
Dotarovani 1967 p d l e sociir2nich kmtaktd a rp2iaobu &vota ue uolndm Em6
ZpGeob tivota ve v o l h liase
1
1
nejvyai
(
1
6
mj"i%i
.
UvMi P i Z
38,2
26.8
16.2
11.6
10.1
UvMi P nebo Z
32,6
33,s
34,2
30,6
23,O
18,6
NemA P m i Z
29,2
39,4
49,6
57,Q
86,9
76,7
100,o
100,o
100.0
100.0
100,o
100,o
Celkem
,
6,s
Srv. zji9tEnI Kamiiiskeho (1965, str. 205): ,,Formy kolektivniho trAx7eni volneho Casu existovaly vidycky. n l k d ~vSak nehvlv tak Dofetne an1 tak zbavene
harta. Zde poznamenejme, Ze pH konstrukci nebylo poutito ddaje a aociopreferenfnich vazbAch.
, Toto tvrzentlze~.pfepsat~
do obecnwi &doby tak, i e Eim vflgi je kultu&i hrovefi'respbndenta, tfm v$mmejHi je tendence k udrkv&ni pi%telskfch a mezirodinnfch kontaktii. Toto'tvrzeni, ktere je logicky odvoditelne z pfed.chozih0 a je dolpiello empirickjrmi daty naSeho Hetfelii
(ilustrativng: omby, .pVici: do nejvySSi kategorie kulturni h v n e neudriuji sledova6 kontalcw z 33,9 OI0;zatimco osoby nhleiejici do 5. kategorie z 66,4 o/o a do 6. dokonce ze 76,9 Oj0), je
rozp61ii Se zjiSt6nim
jednoho polsk&ho
,. <,
kie.&lij ip@e ~vigovh1967,str. log), kde byla zjistena
a&islost prive opib-16. Poipor lie vysvetlit nejen so~iokult~rnimi
'odl3nostmi obou prosttedi, ale pfedev&imtim,Ze u osob vyJSi kulturni kovn*
jde o uvi+dom6lejlii sociometriw @bFtr, netoliko o benjr, mnohdy efemerni a nihodiljr socialni
. .. , kontalct.
t
:
:
12.1.3. ~ o c ~ l n ~ - e k ~ i'fqktory
~~glck~
.'
Ve vfpovWch tazatelfi jsme se setkali se d v h a v3;znamnymi intervenujicimi falttary, jejicht Nsobeni bylo ovSem moino d e u v a t , toti2
s upozornenim na to,'te 1. ve venkovskb prostfedi pfeZivi4 jiny typ
sdruiovhi nei jakj; lie' postinout modifikovanou sociometrickou technikou (klasick.6 ,,sousedstviW,je? je vyjcidfeno typickfmi vyroky ,,my se
.v obci vsichw zri~me";,&iSf*i
jsou moji pfitel0") a 2 . i e ve vgt3ich
.m&stechse prc$evuje ,,nezAj.jemo misto bydli$tEW,,,nisycenost pracotmimi
kontakty", ie tedy naopak kles& vjrznam tradirniho sousedstvi. Uvesme
vSak nejprve graf, k t e e postihuje distribuci sociopreferenEnich vazeb
podle velikosti mista by.dliEt8 (viz '@af 12.1. na n5sl. str.).
Absenci sociilnich kontakttl lze vysv6tlit, s plihl4dnutim k loka!it*, uvedenhni Eintteli.
Ve venkovskfn prostfedf nema tradirni sousedstvi povahu socioprefereneni vazby,&
coZ vysvetluje vyS3i gumulaci dat ve v6tPch lokaliech. Naopak se alespofi &&ti
potvrzuje Musiloya hypoeza (Muail. 1966, str. 256), Ze ,,pfedstava o izolovane bytosti jako E a s t h typu d s t s k f psobnosti je zcela falegni". ptedstava, kterou
jak z n h o
,,klasicky" formuloval Park v tvrzeni, Ze velkf n6sto ,,zpfetrh&v&
vjechny sociani kontakty a Vede k soci6lninu rozkladu a desintegraci" (Park 1925).
PVijmeme-li ,,dortmundshou" tymlogii socialnich kontakt* m6stskkho obyvatele
v nii se rozliguji kontakty CergnoniAlni (pozdravy, nahodil6 r o n l u v y a konvenfni dotazy), solidaritnt (sousedskk, smluvni a vzijemn6 v$pomocnb styky)
a konefn6 ptatelsk6 a pNbuzewk6, pak nade Seti'eni jednoznaPn6 prokazalo mnohokrbt jiZ formulovanou tCzi, Ze prostorovA blizkost ve nest6 ne+stuje
obvykle
v blizkost sociilni- a Ze pro mbtslcfho Plov6ka je spiSe charaicteristickA ,,no*nost vpberu.. . t6ch sociAlnich , kontakm a . vazeb, kterk .mu nejlepe vyhovuji"
(Przeclawski 1966, str. 165). ,,svohode volby z obrovskeho kvanta potencianich so-
-
-
0 typech interakce a sdmZw8ni~ve venkovsk4m prosttedi srv. podrobneji
Slocum 1962, kde se rozlilluje a aetailn6ji specifikuje asociativni a disociativni typ
interakce v souvislosti s analpzou sousedstvi.
Distribute sociopreferenhtieh vazeb podle velikosti mista bydliSt6
%
2
3
4
5
6
7
'
1. nad 100 000 obyvatel, 2. 20 000-100 000, 3. 5000-20 000, 4. 2000-5000, 5. 1000-2000.
6. 500-1000, 7. do 500 obyvatel; lev0 sloupec zobramje % osob, kterb uvddcji piitele, pmv0 spiatelenou mdinu)
ciklnich kontakth" (Turowski 1963, str. 61): schopnost specilikovat sociometricky
vfb&r je tedy v jiste (i kdyi nijak markantni) zavislosti na lokalite. Podobne to
plati i o udriovAni mezirodinnfch kontaktb, kter6 jsou pro m&tsk6ho Eloveka
zfejme specifiEtSjSi formou sdruiovini nei pro obyvatele menSich lokalit. Nepfilid
vyrazni diferenciace (vzhledem k hypotetickemu pfedpokladu) se projevila ve
sledovane populaci z hlediska kvality bytu respondents (tab. 12.4,. n b l . str.).
Bez zajimavosti neni ani to, i e udriovani mezirodinnfch kontakt;~ vSak neni
vfznamngji ovlivneno faktem bydleni se s t a r m i rodiri a dospelymi detmi.
Podrobneji jsme dAle sledovali ,,mist0 vzniku" sociopreferenEni vazby,
pi-icemi jsme se omezili na nepravou dichotomii - aktuAlni ,,shoda pracovi~t~
a ",,shoda bydliSt6" (dGm neb0 bezprosti-edni sousedstvi).Q
--
"
nepravou dichotomii jde proto, i e vznik sociopreferenrni vazby je podmin6n samozfejme iadou faktorfi dalsich: dfivejbi shodne pracovi9tG Ei bydlibte, spoitCn6 studium, vojenska sluiba atd, pomineme-li fadu jinfch Einitelfi socialni
a zejm6na psychologicke povahy.
Tsbulka 12.4.
Dotaravrnl1967 &le
n e e
Uvhdi Z
Neuv&df Z
32,3
1
07,7
1,
msrkadhn$ch kmtaktG o p
1
1
2
20,0
1
1
1
a M i t y byfu
Kvslite bytu
3
17,2
1
1 1 :: 1
4
13,7
I
1
6
11.4
V%
I
1
!
nejb.lhai
21,4
79.4
80.3
88,0
78.0
lW,O
lW,O
1-GT
100,o
Slo tedy o odpovedi na otaWy typu: Jak6 je proporce pfitelskfch kontaktir
vznikllch na b B i shodneho pracoviStE. (Ei bydliSt6) v celkov6m mnoktvi sociopreferenfnich vazeb?, je pro urCit6 typy lokallt spoldnd praeoviIit6 vlznamn6jSi
determinantou vzniku sociopreferenEnich vztahfi?, je pro pfitelskd kontakty vzniklina hAzi spoldn6ho bydliStZ charakteristicki shoda v dalSich znacich interagujicich
osob? atd.
ProkAzalo se, jak ukazuje graf 12.2. na nisl. str., i e faktor spolefn6ho
pracoviSt6 vj.razn6ji ovlivhje ,,fist6 sociopreferenht orientace" (pfatelske
kontakty) nei mezirodinne vztahy, a naopak - by€ podstatn6 men6 pfikazn6 - i e faktor spolerneho bydliHt6 alespoii do jiste miry jrznamneji
ovlimluje udriovani pravidelnfch kontaktfi mezi rodinami.
Toto zjiHt6ni je ve shod6 jak s ofekavanim, tak s udaji z literatury:
zatimco jrznam lokalnich skupin Ci specifiCt6ji - sousedstvi, jako mista
dominantni lokalizace sociopreferenfnich kontaktfi klesa, lokAlni komunity se stAvaji spiHe ,,dopliikem jinj.ch soci5lnich okruhfi", jrrazn6ji
vzrfistA vliv shodneho pracovigt6 (srv. Musil 1967, str. 223), tedy spolernych zajrrQ, jei se formuji a dotvafeji v pracovnich kontaktech. Je zajimave, Ze se vHak neprokazala hypoGza, i e distribute sociopreferenfnich
vazeb a mezirodinnych kontaktfi z hlediska mista jejich vzniku bude
vj.znamn6ji variovat podle velikosti bydliHt6 respondenta, jak ji fteme
nap?. u Caplowa a Formana (1950) fi obecn6ji u Rose l(1965): neplati tedy
- driime-li se naSich empiricwch zjiSt6ni - i e jrznarn prostorove blizkosti jako determinanty vzniku sociopreferenfni vazby je v6Gi v menHich obcich nei ve velkych m6stech. Lze vHak formulovat tvrzeni, i e &
vyH5i je sociilni status interagujicich osob, tim m&ne jsou pfAtelsk6 kontakty determinovany fyzickou blizkostl, coi h e vysvetlit mj. v6tSi hybnosti, dynamihosti iivotniho stylu techto vrstev na stran6 jedne (vn6jSim
indiutorem je nap?. vlastnictvi automobilu, zpbob traveni dovolenc?
atd.) a v6tAim dfirazem na ,,obsahU,kvalitu socialni interakce na stran5
dnthe. Je zajimave, i e shodnost pracoviSt6 jako determinanta socioprefe-
G r a f 12.2.
Distribuee pf&telsk$ch a mezirodinnjch kontaktd podle
,,mists omiku"
o/'
P~~TEL
ZNAM~
SHODA P R A C O V I ~ * T ~
PGTEL
SHODA
Z N ~ M ~
BYDLIST~'
renEni vazby ponekud vjrznamneji figuruje n a Slovensku n e i v Cechich
(51,5 OJ0 p~%telskjrchkontaktfi n a Slovensku vzniM n a b&zishodn6ho pracoviStP, zatimco v CechAch jen 39,O %); k tomu empirick6mu zjigtgni je
ovSem obtiin6 pWadit jakoukoliv vjrkladovou hypot6zu.
Zidn& jine zAvislosti se v nagem Setfeni signifikantngji neprokMy, krom6
pfedpokladaniho zjiStgni, Ze faktor prostorove blfzkosti s6.m o sobe vmik sociopreferenEni vazby obvykle neovliviiuje, Ze rnezi interagujidmi jedinci je tedy tfeba
uvaiovat shodu v fad6 sociilnich charakteristik (vzd€lAni, sloiitost prace), jak
o tom pojednano podrobneji dale.
Specifickou vahu ptedpokladu, kte* s e projevil u vice n e i jednk desetiny dotAzanjrch tazatelfi, i e totii absenci sociopreferenrnich vazeb je
moino vysvetlit negativnirni socialnr! psychologickj.mi dhsledky makrostrukturalnich promE?n jei zapoealy rokem 1948 a zejmena pak pdsobenim deformovan6ho politickeho syst&mu,nelze z dat naSeho SetIeni zjistit.
Lze jej pouze doloiit typickfmi vfroky: ,,nemalou merou k tomu, i e lid6 se pMtelsky nestfkaji, ptispely udilosti po race 1948, vi.En6 podezirini, rozdilnost v POliticke~nmySleni, kteri se dfive tak vfrazns neprojevovala, a vzbjemni zivist";
,,dfivrrna ptitelstvi se v 50. letech rozpadala pro vzijemnou nedPv6ru a zfistavala
p 8 fo~'milnichstycich", ,,dlouhi l6ta umele pgstovani neddvera mezi lidmi zptetrhala pIatelsk6 styky" atd.
Nekteri tazatel6 pak upozoriiuji na negativni social116 psychologicke
ddsledky nhilneho zdruistevfiovani, ktere pfispi.10 k v3;razn6jSimu rozkladu sousedskych vazeb, na problemy socialnich kontaktfi v pohranirnich
obcich s vj.raznE? heterogenni narodnostni skladbu obyvatelstva, na dbsledky radikalni zmeny socialniho statusu respondenta (sestupna mobilitni draha) apod.
Systematicke empirick6 Setfeni vlivu makrostrukturfilnich promen na
charakter interindividualnich vztahd viak prozatim nemame k dispozici.
12.1.5. ,,Nasycenost" piibuzenskgmi kontakty a distribuce
podle socioekonomick~p~isluSnosli
Skuteenost, i e &st respondenth se styka pFedevSim, ba - pokud jde
o intenzitu a pravidelnost kontaktd - temei. vyhradne s pi-ibuznymi, koresponduje s udaji z jinych Setfeni. Vyzkum provedeny v Uetroitu prok i d , i e 54 % zkoumanych rodin alespoii jednou tydne navitevuje zpPiznenou rodinu (jen 11 0/,3 nemelo v miste bydliiti: pi-ibuznt) (Wilensky,
Lebeaux 1958), nekterd naSe Setfeni poukazuji na koncentraci pfibuznj.ch
v obytnpch Etvrtich i na relatime vysokou frekvenci pi-ibuzenskpch
kontaktd: 13,7 OJ0 muid a 16,7 "/,, Zen se ve volnem case, podle vyzkumu
provedeneho v OstravE., sty& nejfasteji s pfibuznymi (Musil 1967, str.
220). Lze tedy ddvodne pfedpokladat, i e absenci sociopreferenCnich kontakth lze zeasti vysvStlit nasycenosti polreby socialniho styku pfibuzens k w i svazky.
Protoie jsme pribuzenske kontakty samostatne nesledovali, nemohli jsme ani
proklizat tezi, i e vysoka frekvence pribuzenskfch kontakt6 pN soufasne absenci
jinfch Porem socialniho styku' je vfrarem existence specifick9ch interakEnich
vzorc6 nekterpch socialnich vrstev: v Setiieni Kahlove (1957) a Ireny Nowak (1966)
se vSak shodne poukazuje na to, i e d6raz na pl'ibuzenske styky kladou spiSe ,,niiSf" vrstvy, zejm6na nekvalifikovani delnici. Potvrdil se vSak ptedpoklad, i e ,,vzorec svobodtlfho a neomezeneho v5.bBru urineneho nezivisle na lconkretnich predeterminujicich podminkich je modelem, kterf se Casteji vyskytuje mezi nema-
nu&imi pracovniky" (Nowak 1966, str. 141), jak ukazuje nAsledujici graf, v n6mZ
p m i sloupec u kaide kategorie ubazuje procento pPAtelsk9ch, druhjr mezirodinnfch
vazeb:
G r a f 12.3.
Distrabuce sodlnieh kontakM podle socio-ekbM,micki pHaluHnosti respondent4
56 0
35
30
Toto zjiSt6ni odpovidA jednak uveden6 zLvislosti mezi kulturni drovni respondenta a jeho sociopreferenfnirni kontakty, jednak konstatovAni, Ze sociopreferenEni vlber je typift6jSi pro m & W obyvatelshro.
12.1.6. VCkovy faktor
Setfeni prokizalo vcelku evidentni hypotezu, vztahujici se k v&kov&mu
faktoru, i e totii se vzrfistajicim viikem vjrraznii klesA objem sociopreferenfnich kontaktfi (jak ukazuje tabulka 12.5. na niisl. str.) i mezirodinnfch
wtykd. SouCasn&lze pfedpokliidat, ie v oblasti sociopreferenEnich stykfi se
vytvifeji skupiny v5kov6 spEe homogenni.'"
12.1.7. Nespecifikovanost socicilnich vztahzi
Jestliie nektefi respondenti d b e c neodpovEdEli na otiizku po pWtelskfch stycich prota, i e nedovedli zodpovtSdet bezprost?edn& nisledujici
otizky po elemen6rnich sociilnich charakteristiMeh, pak absenci odpovEdi h e interpretovat jako absenci sociopreferenEni uazby, protoie jeji
existence nepochybne pfedpoklada jistf stupen vzajemn6 informovanosti
interagujicich partnerfi. Sarnostatnou pozornost jsme vSak viinovali absenci
10 0 problbmu vGkov6 hornogennich a heterogennich skupin srv. podrobneli
E~senstadt 1956.
-
odpov6di pouze na o t h k u po vzd6lAni partnera, protoie jsme cht6li
alespoil neprimo - ovefit pfedpoklad, i e e z n a m , ktery se piikl&di formdnimu vzdGlani, je pfimo limemy vzd6lAni respondenta: skuteEnost, i e
respondent nevi, jak6 ma vzdelfini osoba, kterou uvadi jako objekt sve
interakeni orientace, h e zfejm6 po-dat
za indiutor nizke vbhy pfisuzovan6 fonn&lnimu vzd6lAni. Vysledky ukazuje tabulka 12.6.
Tebulka 12.5.
PoIcZes sociopreferendnlch vaneb v z&&loati n a u&u
85 l e t
I
% oeob,
kt&
neuv&dbji
P ani Z
T s b u l k s 12.6.
Nevi vzdPM piltele
Nevi vzdeM zn&mBho
i i i
0.0
1,2
29
5,s
2.6
I.7
9
B,l
12.1
i 1
18,3
lI.L
Protoie byla soufasne v jinjrch souvislostech zjigtena vj.znamnA korelace mezi vzdelinim a socioekonomickjrm postavenim respondenta, lze
poklAdat v podstat6 za prokizanou platnost Hymanovy teze, i e v niigich
socialnich vrstvich se formAlnimu vzd6lAni pfiklada podstatne menSi vfznam nei ve vrstvhch stfednich a vy55ich (srv. Hyman 1966, str. 490)
i pro n S i spolehost. Toto zjigteni nadto koresponduje s udaji o relativnP
malem zajmu o vysokoSkolsk6 a stfedoikolsk6 studium v niiBich statusovj.ch kategoriich, jei jsou bMn6 k dispozici, i s vysledky Setfeni intergenerahi mobility v oblasti vzdelfini.
12.2. Analgza EinitelQ podmiiiujicich vznik primirnich vztahfi
V cel6 fad6 empirickjrch vfzkumfi byly provedeny pokusy identifikovat
Einitele, kter6 podmiiiuji vytveeni pfatelskych vazeb pfipadn6 naopak,
ktere vedou ke vzniku procesb tzv. skupinov6 d6livosti 6 skupinov6ho
rozSt6peni. Lze je rozdelit do tfi zikladnich skupin:" 1. finitele biosociilni (vi?k, pohlavi, etnickA f i rasova pfislugnost), 2. psychosocialni
(osobnostni typ, inteligenfni firoveij, sociometricke dispozice atd.), 3. fyzick6 (*$ka, vaha, zdravotni stav, vzhled, prostorovli distance atd.) a kone6ne 4. socialni (vzdelbi, pfijem, profese, socioekonomick$ status, politick& pfisluSnost, neboienstvi atd.). V intencich na5eho Setfeni jsrne se
zamefili na sledovani vybrawch promennych socicilni povahy, zejmha
na zji$tovini, nakolik ovlimiuje vzdelanf, pi.isluinost do urfite pfijmove
kategorie, charakter price, c e l k o e socioekonomicky status a rodn no st
vznik sociopreferenEnich vazeb a mezirodinnych kontaktb. Absolutni
v6tSina vj.sledkb na5eho empirickeho Getfeni potvrzuje, i e vSechny uvaiovane promPnn6 hraji *znarnnou roli determinant uzavirhni pfatelskfch vazeb.
12.2.1. Shodnost vzd6lhni
Ngsledujici tabulka (12.7.) ukazuje, kolik procent pfatel a znimych
patN do teie kategoria vzdelani jako respondent:
Tabulka. 12.7.
Shodnoat uzUdn4 vupondentn, pPiteZe a z&dIIO
Abychom mohli formulovat ngkteri *kladovi tvrzeni o roli 6rovmS
vzd6Uni pii formovzini pFatelsk$ch a mezirodinnPch kontaktb, uvedme
jeS@ graf, k t e e zachycuje v procentech, kolik pfatel respondentti, ktefi
sami naleieji do prvni a Sest6 kategorie vzdslhni, patfi do jednotlivjrch
kategorii:
"
SysternatickB rekapitulace viz Nehnhvajsa 1961, Hare 1962, Hare 1964, Krech,
Crutchfield, Ballachey 1962, Petrusek 1969 aj.
VYSOKOSKOLSKE
vu35i
----
ST~EDN~
ODEORN~
Z~KLADN;
~ A K L A D .A
vvuE
OSOEY S
V ~ O K O ~ K O L S K ~ ?WM ~ L ~ N ~ M
OSUBY S
NEUKON~EN~?MZAKLAD
NEUK.
zd KC.
VZD~L~N~M
Ana:fza kontingenfnich tabulek, je2 z Qspornfch d6vodP neuvadime, umoZlluje
formulovat
s j i s t m rizikem
tvrzenf, Ze z hlediska vzd6lAni jsou relat~vne
uzatii.en6 kategorie osob s vyvzd618nim a kategorie kvalifikovanych pracujidch, relatime nejotevfen6j&i
ve sm6ru k vysim kategoriim vzdelani
je
skupina osob se zfrkladnim a n e u k o n f e d zaladnim vzd6lanim. Toto tvrzeni
plati za pfedpokladu validity QdajO, jet jsme ziskali od osob nfdetejicich do niZ3ich kategorii vzdekini, pfifem2
na podporu metodicke a vfkladov6 skepse :
by bylo moZno ionnulovat tCzi, Ze u techto kategorii osob se projevuje pQsobeni
psychologicke dbrany. uvM6t data o ,,inferioritS' pfitele d zn8meho z hlediska
vzdel8nl. Na druhb stran6 naSe (nemodifikovan6) tvrzeni je v podstate v souladu
se zjiBt6nimi jinfch empirickpch vfzkum& v nichZ se prokazala platnost tvrzeni,
ie sociopreferenfnf orientace osob s niZSim form6lnim vzd6lanim je zametena spiHe
k osobam se vzd6lAnim ponekud vy8Bim neZ niisim, pfitemi tat0 sociopreferenEni
orientace nemusi bft mnohdy oHtov8na (ve smyslu reciprocity vj'b6ru). Alespoii
nepfimf d&az platnosti tohoto tvrzeni (z dCvodQ, jet ~ s m enaznafili, nemohla byt
Betfena peciprocita sociometrickeho vfMru) lze podat tak, Ze srovn&me rozldeni
pFisluBnosti respondent0 na jedne stran€ a jejich pfAtel a zn6mfch na stran6 druhe
do ~ednotlivS.chkategorii v z d 6 W (tab. 12.8. na d l . str.).
Z tabulky je zfejme, Ze vzd6lh! pPitele a mfim6ho je mnohdy ponekud vySSi
neZ vsdelhi respondents, uvfiHme-11 v9ak zji8teni o relativni uzavtenoati vysgich
kategorii vzdPlfini v i ~ f i osobfim se vzd6ldnim podstatne niiS~m, je potvrzen
alesplr nepfimo
p k d p k l a d o tom, l e sociometrick9 e b 6 r orientovanf z hlediska vzdelani vfse, nenf mnohdy op6tovh. Dfde lze formulovat tezi, iie pbobeni
-
-
-
-
-
-
-
T a b u l k a 12.8.
pPCItelk a r h i pode vzd&nb
Rqxm&&,
v
%
ICategorie vedUni
Reapondent
mtel
V~SOIW-
vgeei
gkolsk6
odbom4
7,7
17,O
10.67
17,61
neukon-
"-avyubn
.
9,6
10,Ol
28,s
23.9
34,63
11,46
12,l
7,67
.
Znhf
3
17,25
11,41
31,47
12,41
7.67
vzrlslani jako baribry uzavirhi reciproEnich sociopreferenhich kontakta mezi
osobami s r k n M vzd6lbnim je nepatmi: vfraznGj8i ve s f 8 e ,,*is* sociopreferenbi
orientace" (pf6tetelskb kontakty) ne2 v oblasti mezirodinnych kontakw.
12.2.2. Slolitost pice
Z hlediika sloiitasti prace jsou jednotlivb kategorie ponPkud v f r m & j i
uzav?en&nei z hlediska vzd&lani,jak ukazuje nasledujici tabulka:
T a b u l k a 12.9.
VyraznPjHi ,,otev?enostUpnmi kategorie je vysvetliteld tirn, ie do teto
kategorie sloiitosti price patfi objektivne nepatrnf poEet mob (v celb
populaci 0,67 %), W e sociopreferenbi kontakty jsou z W0 OlO orient*
vkny do druh6 kategorie sloEitosti prace. Nadto zde fiuruje metodiicha
chyba, k riii ddlo pfi kategorizaci sloiitosti price tirn, i e prziv& pnmi
kategorie byla pmiikna: naSe zjiSt6ni tedy nelze v&cn*interpretovat
jako objektivni oteeenost nejvybgi kategorie sloiitosti price.
12.2.3. PiisluSnost do jednotlivgch piijmovgch kategorii
PodstatnGjSi metodologickk problemy vznikaji pfi analyze pfisobenf
faktoru velikosti pfijmu mj. proto, i e u respondentfi se projevila vjrrazna
nechut k vjrpov6dem o pfijmech pfitel a z n h y c h - odtud take relativng
vysoke procento nezodpov5d6ngch otizek. Empiricky materiil sim viak
umoifiuje formulaci zdinliv6 jednoznadnkho tvrzeni, i e z hlediska pfijmu
jsou jednotlive kategorie daleko nejvjrrazneji otevfene a to zejmkna ve
smf:m k o s o b h s vygiimi ptijmy, coi - pfevedeno do ,,bgineho jazyka" vede k banilne zn6jicimu, ale podle nGeho soudu nepiilii ptesvedfiv&mu
konstatovini, i e lid6 se pfitelsky sdruiuji spiSe s osobami ,,bohatSimiN
(chipeme-li pfijem jako hrubf indikitor ,,bohatstviC') nei s osobami
,.chudSimi". Adekvitnost teto empiricke generalizace lze uvest v pochybnost minimilne poukazem na relativnf: vysokou zkorelovanost vzdelini,
sloiitosti pr6ce a pfijmu, zejmkna vSak tin%,i e mGieme pfedpoklidat, i e
respondent sm3j pfijem uvidi spEe ve shod6 se svym ,,ofici&lnim" pfijmem, zatimco ptijem pfatel a znamych odhaduje tak, i e do n6j zahrnuje
i vedlejSi pfijmy a materiani poiitky. Nepfimy ditkaz lze podat tak, i e
na grafu srovnime prdmerny procentuilni rozdil v obsazeni jednotlivjrch
kategorii vzdi5lini, sloiitosti price a pfijmu respondenty a jejich pfiteli
a mBmm (graf 12.5. na nasl. str.).
Z grafu je patrna kumulace p%tel a znftmfch do vy56ich ptijmovjich kategorii
neb0 naopak jejich nepfisluSnost do nejnisich kategorii: v prvni kategorii (nad
2500 Kc3 mGsi(in6) je o 3,7 % vice pZdtel a mAm$ch neZ respondentfi, ve druhe (2001
aZ 2500 KEs) o 5,7%, ve e e t i (1751-2000 Kfs) taktei o 5,71;, ale ve ftvrt6 (1501
a3 1750 KEs) je jich jiZ o 2 4 % men6 n& respondentti, v pat4 (1251-1500 K5s)
o 7,9% a kondn6 v Sest6 (do 1200 KEs) dokonce o 19,l0I0 men6 neZ respondentiL
I kdyi do jiste miry obdobnou tendenci vidime i u slo2itosti prate
a v&i%inii, zda se n i m prfibgh Eivky ptijmu vyraznejSi, co2 by spiSe
svedfilo ve prosp6ch naHeho pfedpokladq i e jde o disparitu mezi informad o vlastnim pfijmu a pfijmech pfatel a zniunych nei o specififtGjSim
,,vwrci" sociopreferendni orientace. Protoie nemiime k dispozici jin5
empiricki data, ktera by n&i fivahu validizovala, musime nechat problem
oteeenosti fi uzavfenosti pfijmovjrch kategorii nadale otevfeny. Lze
snad j e s s poznarnenat, i e byla obecn6 prokAzina relativne vysok6
inkongruence p?ijma v G i v z d f t l i ~a slo2itosti price - na3e Setfeni namatiuje, i e faktor vzdelani a sloiitosti pdce vjrraznsji p o d w u j e sociopreferenhi orientaci a mezirodinnk kontakty nei faktor velikosti pfijmy
coi se d m zda i psychologicky pfijatelne.
G r a f 12.5.
Percentucilnt rozdll mezi respondenty a jejich pihtell a r m i m ~ m ipodle jednotlivLeh
kategorii ~Tofitostiprcice, vzdeldni a piijmu
12.2.4. Socioekonomick~status
Pfirozenjrm a logicky odvoditelnjm! dasledkem toho, i e respondenti
zeazuji sv6 pfbtele a z n h 6 z hlediska jednotlivjrch komponent statusu
(vzdelani, pfijem, sloiitost price) do t6ie kategorie, do nii sarni patti, neb0
do kateg~riespi5e vyGi, je i to, i e pfi analjrze distribuce populace respan-
denta, pfatel a znimych v jednotliech kategoriich slatusu se s e t u v i m e
s analogickym jevem: nejvySSi kategorie statusu jsou obsazeny pfiteli
a z n h W ponGkud vice, nejniiSi ponGkud m6nG nei je tomu u respondentfi:
T e b u l k s 12.10.
Reqmdmii, p ~ t e l ka z m i m ~w
e ac-2i~n~iw
8kzW8u
v
%
Ketegorie soci&lnlhostatmu
nejvylMi 1
Respondent
1
10.4
]
2
19.8
I
1
/
18,s
1
1
22,6
/
6
16,7
lnej:iigi
1
1290
Protoie lze pfedpoUdat, i e itdaj o sociitlniim statusu respondenta je
nepochybn* ,,objektivn&jW a ,,validnGjii", nei itdaje o socianich charakteristiuch pfatel a znam-jch, nabizeji se tfi moini vysvctleni t6to empiricky odpozoravan&,,anomilieW:
1. psychologick6: respondent nerad uvadi takov6 socialni charakteristiky,
kterb by &drily o ,,inferioritGC'jeho sociopreferenCni orientace;
2. metodologick6, je2 je vysvGtlov~nopfedchozim predpokladem: itdaje
o socialnich charakteristikich pfatel a znimfch jsou men6 validni n e i
6daje o respondentovi - pak lze pfedpokladat, i e statusov6 kategorie
uzavfenGjii nei jak se stupeii uzavfenosti jevi v empijsou objekti*
rickem materisu;
3. teoretickb: i kdyi respektujeme skuteenost, i e pfi konstrukci syntetickbho ukazatele sociilniho statusu intervenuje itdaj o pfijmu, ktejr
je
pokud jde o pfatele a znimb - podle naSeho nAzoru ponekud
nadhodnocen, h e formulovat tvrzeni, i e individua s n2kim socicilnim
statusem iidi sv6 volby (svou sociopreferenEni orientaci) spiSe k osobcim s vySSim (nebo stejnGm) ne2 nESim socicilnim statusem.
-
Toto tearetick4 uysv&tleni lze doloZit vfsledky analogickfch SetFeni (napP. Lundberg, Steel, 1937) a nadto bylo pfedmEtem teoretick4 explanace.
Za daleko jednoznarngji prokhzanp vgak mitierne brht predpoklad, Ze jednotllve
statusove kategorie jsou relativni; uza~fen6,'~prirerni b e formulovat tato dilEi
tvrzeni:
1. uaav?enost statusovgch kategorii je vgrabngjii v p7ipadQ ,,c'ist6 socio-
p r e f e r e n h i orientace" n e i v oblasti mezirodinnych kontaktzi ( v prvnim
pfipadli patfi do t6Ze statusove kategorie 46,4 Ol0 osob, v druhem 39,4);
2.
uzavienQjSi jsou ,,krajni stausov6 kategorie", jak ukazuje nbledujici
graf 12.6.,v n6mmi je zachyceno procento shody v pfisluSnosti do statusove kategorie mezi pEitelem a respondentem plnou Earou, mezi
znAm$m a respondentem pEeruBovanou Earou;
Procenfo respondenfti, iejichi status
je shodnu se sfafusem pfifele a zn6meho
v jednorlfqkh kotegoriich sociirlnfho sfafusu
- stupeh
shody pfisluSnosti do statusove kategorie je zhruba stejnjr v e v3ech
v e k o q c h kategoriich.
3. shoda statusovk pPisluHnosti nesouvisi s vckem, jingmi slovy
i2 5. A. Quinn (1963, str. 301) jej obecne fonnuluje takto: ,,Na kaid6 stratifikafni Clrovni jedinci tendujf k intimnejgimu sdruZov&ni spiJe s jinpmi osobami
t6ie Qrovni: nei s osobami, kter6 jsou wznamni: wSe neb0 ni%..., vytvkfeji subkultury, kter6 uhrarejf jejich shodnp iivotni styl, jenZ se pollekud odlisuje, od iivotniho stylu jinpch 6rovni". Jde tedy, jinpmi slovy, o anallzu ,stupnP1, v n6m2 flenove urEit6 populace omezuji sv6 prim6rni relace vSfi jinfm na svou vlastnf Qrovefi". Zbfv6 podotknout, Ee Quinn pokl6d6 za ukazatele ptfslu9nosti ke ,,stratif&
kaEni lirovni" mot a presti'i, indikktory pfisluSnosti ke statusove kategorii v nasem
pFipad6 jsou vJak ukazatele vzdelini, sloiitosti price a pfijmu, pfifemi toto pojeti je drino jednak obecnmi intencemi a teoretickmi premisaini cel6ho letfeni
(viz Qvodni stat Machoninovu), jednak tim, i e syntetickjr ukazatel statusu u pfitele
a znim6ho nemohl bfi konstruovAn z ,,podilu na moci", protoie tento Qdaj z pochopitelnlch dfiv&fi nebyl zjiftovh.
SrovnAme-li vfsledky naBeho SetEeni s empirickfm Vfzkumem Hollingsheado(1949), jenZ by1 proveden na podstatne mensim vzorku (514 osob muZsk6ho
pohlavi) vskove homogennim, pak v nagem getieni s e projevila ponekud vetlii
otevienost jednotlivfch statusovfch k a t e g o ~ i . ~
Ani tak o d e m nelze poklddat za nosnG sp@e ideologizujici nei socioZogickQ piedpoklad o vQrazdjgi ,,otevienosti" n&i spoletnosti v oblasti
sociopreferenEni orientacre. Pon+kud jinak, pfipustme, tomu mfiie byt
ve sfefe b&inj.ch saciWeh k o n W , kde zfejmg nefiguruje tolik interakEnich barier jako ve spolehostech zipadnich, pfieemi vSak mSlie
pFedm6tem sporu - jej* empiricky prozatim nedouieme rozhodnout nakolik je tat0 ,.,interakEni otevfenost" pro fungovani spolefnosti @hodnti fi neehodnsi.
Sbrneme-11, pak d U a z glob5lnf kvantitativnl uzavienosti statusovgch kategorii
Ize podat tak, Ee pouk&Zeme na to, ie 81.08 % interagujicich piatel a 18,42% hlav
interagujicich rodin patti do M e statusove kategorie neb0 do kategorie, jeZ se li91
pouze o jeden stupefi (vzestupn* nebo sestupns); neshoda statusove ptisluSnosti
o dva a vice stuplia byla tedy u piatel zjlstena pouze v 18.91%. u interagujicich
rodin v 21,64 %.
12.2.5. Nhrodnostni faktory
Relativni narcdnostni hcmogenita Eesk6 i slovensk6 republiky a dominantni teritoriilni dislokane jednotlivfch nirodnostnich me&n bud v CecMch nebo na Slovensku neumoauje formulaci iidnych (ani ryze deskriptivn6) ,,,pEevratnych" hypotez a tvrzeni o nirodnostni pfislu8nosti
jako diferenciahim f a k t 0 ~
ve sfeEe primArnich sociilnich vztahfi.'4 Zajimave je snad zjiSteni o ,,asimilafnich" tendencich feske populace iijici
na Slovensku a slovensk6 iijici v Eeskfch zemich. Pouze asi jedna tfetina respondentfi E e s nirodnosti
~
iijicich na Slovensku (28,9 OI0) uvidi
feske pfatele a jen deaetia (11,15) eeskou rodinu, tfetina (32,5 O/O) slovenswch respond en^ Zijidch v Ceske republice uvadi slovensk6 pfatele
a 32,6 OI0 slovenskou rodinu.15 Nezaznarnenali jsme ovSern tendenci Slovakfi iijicich v CechAch interagovat s obfany madarske nirodnosti, afkoliv tento typ orientace je zFejm6 dosti b6iny alespofi u te fasti slovensk6
:3 Hollingshead pouZil 5 statusovfch kategorii, pfieemii prvni a druhou pro male
Eetnosti slouEil a statusovou pNsl.Unost mefil pomoci jinlch indikatora: srovnatelnost dat je tedy z tdchto hledisek spornA. Absolutnl shoda statusove pPisluSnosti
se pak Hollingsheadovi ve sloufene 1. a 2. kategorii projevila v 49% ve 3. v 61 %:
ve 4. v 6 0 % a v 5. v 56%. Celkovh shoda tedy v 56,5%, zatimco v n d e m Betfen1
v 4 6 %%.
l4 V pfipad6 narodnostnich menEin Slo nadto, zejmena u Ngmcfi a Polik6,
o male Eetnosti, s nimiZ se nedalo statisticky dost dobPe pracovat.
'5 Pojmy ,,fesk=" Pi ,,slovenskAn rodina jsou zkratkovite, protoiie nhrodnostni
homogenitu interagujicich rodin jsme specbilng nesetfili. Lze jigt6 wiedpoklAdat,
i e u jiste fasti bude figurovat mezlClAnek v podobe ]in4 nkodnasti manZelky.
populace, ktera dojiidi do feskych zemi (nebo v nich dofasnl! bydli) za
pracovni ptilefitosti. Dale lze patrn6 formulovat hypotezu o uzavFenosti
6eske populace (a to i t6 jeji &%ti, ktera Zije na Slovensku) AEi populaci
madarsk6, protoie pouze 6 respondent* feske nhodnosti (absolutni.)
uvedlo madarske pfitele a 3 madarskou rodinu.
Nsktere dalgi odpozorovan6 pravidelnosti (nap?. uzavfenixt n h e c k e
a polske menziny wiEi SlovCikfim) h e v podstah4 mffe vysv6tlit teritorialni dislokaci mengin.
Zb*B upozornit. Ze pfi sledovhi respondentfi cik8nsk6ho pOvodu (pfes vysokf
, , v h d e k " odpovedi na sociopreferenhf ootzky) se projeviZy dosti markantne tyto
tendence: 1. obrane nk5nskiho ptivodu
bez ohledu na misto bydliste
jsou
ve vfrazn6 izolacl nejen se strany Eesk6 i slovenske populace (ani v jed~nempfipade nejsou ,,objektemV sociopreferenEni orientace), i ze strany vSech nArodnostnich medin vretne M a s a d ; 2. obEan6 c i k b k e h o ptivodu jsou, pokud jde
o sociopreferenEni orientace, nejvfrrazneji (t-t
absolutne) uzavPenou etnidcou
skupinou a kondne 3. pokud vtibec uvBd6ji pi'btele ireclkAnsk6ho ptivodu pak jsou
to temer vjrhradnh SlovBci (vjrjimdnh Madafi, t&t
nikdy Mi). Snad i tato,
byt dosti elementsrni zjllteni naznehji leccos
nejen soeiologicky, ale i socifin*
zajimaveho a oteviraji nov6 vjrzkumn.4 pole
-
-
-
12.3. Zivery
Na ziklads naSich dosavadnich analytickych uvah optenych o empirickj. material lze vyvodit zAv6ry dvojiho druhu: jednak ize formulovat
- podle naSeho soudu pomE?m6 jednom&ni! - tvrzeni, jet odpovidaji na
otizky, jei jsme si poloiili v ~ v o d yjednak lze otevFit obecnejei teoretic
kou a perspektivn6 i vjrzkumnou problematiku, ktera vgak ptesahuje
r h e c naSeho Setfeni i cile p?eWda& publikace.
Smyslem studia sociopreferenfnich vazeb a mezirodinnych kontaktfi
v riunci vjrzkumu soci&lni diferenciace spol&nasti bylo zjistit, nakolik
se nektere uvaiovane s o c i m charakteristiiy jedincfi projevuji v dilEi
sf6i.e jejich socii~lnihochovani PPedevSim se prokazala i v teto oblasti
sociologacka revelantnost viech zvolenych promgnnych: vgechny uvaiovan6 diferenciatni faktory , , v e r t W (slo2itost prate, vzdGni, pfijem
a odvozene konstruovanjl sodzilni status) i ,,horizont6lniW(vgk, nkrodnmt)
ovliviiuji ve vBGi ti men3 mife vytvgeni p r i m h i c h socialnich vazeb.
D a e jsme prokazali relativnf iaterakini uzavfmst jednotlivfch analytickfrch kategorii @tisluSnici jednotlijrch kategorii v z d a n i a sloiitosti
pdce interaguji v oblasti primArnich vazeb jrznamne vice mezi sebou,
ptipadn6 s osobami, jei pi-isluii do nejbliigch kategorii, nei s osobami,
$ei jsou situovby jrmamne vjge neb0 Me), coi urnoiiiuje souEasn6
formulovat tvrzeni o existenci sockflui distance
. " mezi. jednotlijrmi kate-
goriemi ( o b c d : osoby, jejich* socialni status je podstatn6 odlignjr, rnezi
sebou uzaviraji primarni socialni vazby zcela ejimefne) neb0 tvrzeni
o funkci v z d 6 h f , slditosti prate a statusove pfisluiinosti jako interakM c h baridr. ZjiStAni o existenci interakEni uzavfenosti jednotlivfch kategorii vSak neni m o h o zamPhovat za vfpovgd o jejich mobilitni uzaeenosti. Z hlediska analjrzy sociilniho chovzini individui by vSak bylo
tfeba empiricky zkoumat problem, nakolik se urfite kategorie (vzd61M.
sloiitosti prkce, iivotniho stylu a podilu na fizeni) stivaji pro jine kategorie referenirzimi skupinami. NaSe setfeni nap?. alespoii nepfirno prokazah, i e kategorie osob s vyggim vz&laniin nejsou prozatim referenhimi skupinami pro kategorie osob se vzd6lanim podstatn6 niiiim.
Anii bychorn cht6li na tomto mist6 znovuoiivovat Masicky a stkle movu se objevujici spor mezi socio1ogickj.m realismem a nominalismem,
z d i se, i e empirick6 e z k u m y konkretniho sdruiovani lidi napovidaji
leccos zajimaveho i k teto otAzce. Jestliie je prokazateln8, i e nap?. vzd&
lini vytvafi ,,interakM barieru", pak je souEasn6 zfejme, i e soubor mot,
jei maji shodne vzdelani, neni ryze analytickou kategorii (afkoliv v thto
funkci prvotne vystupuje). Budeme-li za skupiny Ei vrstvy ve vlastnirn
sociologickem smyslu (tedy na rozdil od ,,pluralit" E i ,,statistickfch kategorii") poMidat takov6 soubosy osob, pro n6i je charakteristick8, ie
interaguji mezi sebou vfznamne vice nei s osobami, jei pfisluSeji do
jinfch souborti, coi je podmin6no shodnosti jejich zajmove orientace, je5
sdileji v podstat5 identick9 hodnotovf a normativni system, coi se projevuje v podobnosti iivotniho stylu a reakci na sociild vjrznamn8 situace,
a koneEn6 jei maji v6dorni pfislu3nosti k souboru eventualne v6dorni
cdliSnosti od jinych sou bod^, pak sociilni kategorie uvaiovane v n&em
Setieni jsou ,,polorealn&"a ,,poloanalytick6". Sociologicky vyznam jejich
studia je pak mj,. v tom, i e umoifiuji formulaci pfedpokladu, i e pr6ve
v jejich r h c i (a zcela vjrjimeEn6 mimo nEj) se vytvhfeji reblnh sociahi
seskupeni, jei vykazuji vkchny vyjmenovane charakteristiky. Tento
pfedpoklad by bylo tfeba ov6fit detailnim empirickfm studiem jinjrch
n e i primhnich forem sdruiovini, tedy analyzou neformilnich seskupeni,
poloformalnich skupin a formklnich organizaci (spolkfi, zijmovjrch sdruieni, organizaci s dobrovolnjrm Elenstvim atd.).
Neni konefn6 pfiliS pfekvapujici, i e obecne z&v6ry,jeZ jsme formulovali, jsou v Asadni shod6 s vfsledky, k nimi dospivi sociologie ve vSech
vysp6lych spolefmtech: socialni diferenciace spolefnosti jako celku se
nutne promita do sfQy socialniho chovini individui. ,,OtevPenci" spoletnost, v nizl nebude ,,interalu?nich baridr" a v ni4 se budou lid4 sdruiovat
podle principa ,,kazldy s kaidym", neni ,,hudbou vzddlen6 budoucnosti",
nybri ideologickou utopii a fikci.