UDK 331 .101 .3:316 .334.2 Vojko Antončič POMEN DELA NEKAJ REZULTATOV IZ MEDNARODNE RAZISKAVE Pomen dela je obravnavan kot večdimenzionalni koncept . Predstavljeni sta dve dimenziji: preferenčna vrednost intrinsičnega dela in preferenčna vrednost prostega časa . Kolikšna je preferenčna vrednost intrinstičnega dela, kažejo preference za slike dela, ki so pri dihotomiji instrumentalnost - neinstrumentalnost nasprotne. Kolikšna je preferenčna vrednost prostega časa, kažejo preference za slike dela, ki so pri dihotomiji delo - prosti čas nasprotne . Some results ofan international research project are presented . The project deals with the meaning ofworking. The meaning ofworking is considered as a multidimensional concept. The notion ofjob image and the notion of preference are introduced . They are used as a con- ceptual basis for measuring two dimensions ofthe meaning ofworking, i.e., preferability of intrinsic work and preferability ofleisure. The collected data provide evidence that job cha- racteristics corresponding to the noninstrumental wants associated with working are univer- salistic values. Occupation is the best predictor ofpreferability ofintrinsic work, as compared with other variables. The effect ofoccupation is 7-8 times greater than the country effect on preferability of intrinsic work. It seems safe to conclude that the country effect, though statis- tically significant, is substantively unimportant. The hypothesis that there is a causal path between occupational experience and work values receives some support from this analysis . But, clearly, the socialization effect of occupational experience is far from being so potent as to establish a satisfactory congruence between the existing work structure and work culture. This leads to the hypothesis that experiences outside the work environment exert crucial im- pact on work culture. Preferences for job images suggest that extrinsic work rewards might be traded for leisure, whereas leisure is not a substitute for intrinsic work rewards . There is no evidence that the occupational group or the country factor engenders a substantively im- portant variation in preferability ofleisure . Overall, education turns out to be the best predictor ofpreferability ofleisure. The span ofthe estimated education effect, however, does not provide a justification for concluding that stratification characteristics generate substantively impo- ratant differences in preferability of leisure. pomen dela, preference, slike dela, intrinsično delo, prosti čas, mednarodna raziskava 1. UVOD V tem prispevku bomo pregledali nekaj rezultatov, ki nam jih daje mednarodna raziskava o pomenu dela. Raziskava je bila izvedena v osmih deželah : v Zvezni re- 142 publiki Nemčiji, v Belgiji, na Nizozemskem, v Veliki Britaniji, v Združenih državah Amerike, na Japonskem, v Izraelu in seveda v Jugoslaviji, ali točneje, v Sloveniji . Podatke, ki razkrivajo, kaj komu pomeni delo, smo dobili z anketiranjem. Za anketiranje smo določili reprezentativne in ciljne vzorce oseb . Vzorec oseb, ki mu pravimo REPREZENTATIVNI, je vzorec za posamezno deželo in sicer vzorec iz populacije, v katero spadajo vsi zaposleni in vsi iskalci zaposlitve v posamezni de- želi. Vzorci oseb, ki jim pravimo CILJNI VZORCI, pa so vzorci za naslednje po- pulacije: (1) diplomirani inženirji kemije, ki opravljajo strokovno delo kemika, in v to podjetju, ki zaposluje vsaj 200 delavcev in ne spada v prehrambeno ali farma- cevtsko industijo; (2) učiteljice v osnovnih šolah (razredni pouk) ; (3) samozapos- lene osebe (in sicer osebe, ki imajo obrt, ne pa odvetniki, zdravniki ali podobni svo- bodni poklici); (4) kvalificirani oziroma visokokvalificirani orodjarji, ki so zaposle- ni v avtomobilski ali tej sorodni industriji ; (5) uslužbenci, ki imajo kvečjemu sred- njo izobrazbo in opravljajo nezahtevna dela v banki ali zavarovalnici (referenti) ; (6) tekstilni delavci (tkalci); (7) začasno zaposleni delavci ; (8) učenci šole kovinar- ske stroke in učenke administrativne šole ; (9) iskalci zaposlitve, ki imajo kvečjemu srednjo izobrazbo, in (10) starostni upokojenci (upokojeni učitelji, ali upokojeni inženirji kemije ali upokojeni referenti, ki so dosegli kvečjemu srednjo izobrazbo) . Torej : ciljne skupine oziroma populacije, iz katerih smo izbrali osebe v ciljne vzor- ce, so poklicne skupine oziroma podskupine izbranih poklicnih skupin . Pri izbira- nju poklicnih skupin in pri definiranju podskupin smo poskušali zadostiti nasled- njim zahtevam: osnovna karakteristika, ki naj razločuje izbrane poklice, naj bo stopnja profesionalizacije; v ciljne vzorce naj bodo izbrane osebe iz centralnih in osebe iz marginalnih družbenih skupin, osebe, ki so na začetku delovne kariere, in osebe, ki so na koncu delovne kariere, osebe, ki so zaposlene v proizvodnem sek- torju s sodobno tehnologijo in osebe, ki so zaposlene v proizvodnem sektorju z za- starelo tehnologijo in še posebej osebe, za katere velja, da so ogrožene zaradi zapo- slitvenih sprememb, ki jih povzročata uvajanje računalnikov in robotizacija . Prvo zahtevo narekujejo teoretski razlogi, ostale pa smo vpeljali predvsem zato, da bi pri- šli do spoznanj, ki utegnejo biti relevantna pri reguliranju zaposlovanja . V tem prispevku bomo predstavili samo nekaj rezultatov naše raziskave . Pri tem bomo upoštevali samo podatke, ki smo jih dobili z anketiranjem oseb iz ciljnih vzorcev. Podatkov, ki smo jih dobili z anketiranjem oseb iz reprezentativnih vzor- cev za posamezno deželo, ne bomo pregledovali. Ker je bilo v Veliki Britaniji iz- vedeno samo anketiranje na reprezentativnem vzorcu, Velika Britanija v tej obrav- navi ni upoštevana. Raziskava, o kateri poročamo, je bila prvič predstavljena v MOW International Research Team (198 1). V prvi polovici prihodnjega leta bo pri založbi Academic Press izšlo obsežno poročilo o rezultatih raziskave . 2. KONCEPTUALNA OSNOVA Pomen dela obravnavamo kot večdimenzionalni koncept . Nekaj dimenzij de- finiramo z vrednotami, nekaj pa z normativnimi pričakovanji, ki se nanašajo na delo . V tem prispevku bomo predstavili enega od možnih načinov razmišljanja o vrednostnih dimenzijah koncepta, ki mu pravimo pomen dela. Pri tem mislimo na institucionalizirano delo, se pravi na delo, pri katerem gre za opravljanje kakega po- sla. Namesto izraza posel pa bomo raje uporabljali izraz poklicno delo. S koncep- 143 tom pomen dela torej skušamo zajeti pomen poklicnega dela. Toda ko ugotavljamo, kaj nekomu pomeni poklicno delo, ne vprašujemo, kaj mu pomeni poklicno delo, ki ga trenutno opravlja, ali kaj mu pomeni kako drugo konkretno poklicno delo ; ugotoviti poskušamo, kaj mu pomeni poklicno delo nasploh . V tem je razloček med konceptom odtujenost pri delu in konceptom pomen dela . Poklicna dela so entitete. Entitetam pa lahko priredimo določeno število smi- selnih karakteristik. Vsaka karakteristika je množica vrednosti . Vrednosti, ki jih razločujemo pri posamezni karakteristiki, sestavljajo domeno karakteristike . Posa- mezno vrednost iz domene karakteristike lahko imenujemo oznaka. Če upošteva- mo določeno število karakteristik poklicnega dela in če iz domene vsake od njih iz- beremo eno od vrednosti, dobimo nabor oznak, ki ga imenujemo SLIKA DELA . Nabor oznak veliko samostojnosti-veliko pestrosti-povprečen osebni dohodek je tak primer slike dela. To je primer trikomponentne slike dela. Č e razločujemo p vrednosti karakteristike samostojnost pri delu, q vrednosti karakteristike pestrost dela in rvrednosti karakteristike osebni dohodek, potem lahko s temi tremi karak- teristikami definiramo p krat q krat r različnih trikomponentnih slik dela . V sploš- nem: če vzamemo m karakteristik C1,C2, . . .,Cm in če so njihove domene množice, ki so sestavljene izpl,P2, . . .,pmoznak, potem nam izbor oznake iz vsake od njih daje m-komponentno sliko dela, produkt pl P2 . . .,pm pa število različnih m-kompo- nentnih slik dela, ki jih lahko definiramo s karakteristikami C1,C2, . . .,Cm . Skratka, m-komponentno sliko dela lahko definiramo kot urejeno m-terko, tj . kot element kartezičnega produkta C1 x C2 x . . . x Cm. Število različnih m-komponentnih slik dela, ki jih lahko definiramo s karakteristikami C1, C2, . . ., Cm, je število elementov kartezičnega produkta CI x C2 x . . . xCm. Za dve sliki dela pravimo, da sta KONFORMNI, če imata enako število kom- ponent in če se njune komponente nanašajo na iste karakteristike dela . Tako pri sli- kah dela α = veliko samostojnosti-veliko pestrosti-povprečen osebni dohodek β = veliko samostojnosti-veliko pestrosti γ = veliko samostojnosti- veliko pestrosti- brez možnosti za napredovanje δ = komaj kaj samostojnosti-nič pestrosti-za 20 % večji osebni dohodek od povprečnega vidimo, da sta α in δ komformni, α in /I, α in γ, /I in γ, /3 in δ, γ in δ pa ne . Recimo, da smo opisali neko poklicno delo tako, da smo upoštevali m karak- teristik. To pomeni, da smo določili neko m-komponentno sliko dela . Vzemimo se- daj, da naknadno pritegnemo še k karakteristik in v nabor oznak, ki opisujejo opa- zovano poklicno delo, dodamo še k oznak, kijih prej nismo upoštevali. Z dodatnimi koznakami razširimo prejšnjo m-komponentno sliko dela v m+k-komponentno sli- ko dela. Za m+k-komponentno sliko dela, pri čemerje k> = I, pravimo, dajeRAZ- ŠIRITEV m-komponentne slike dela, če je vsaka karakteristika, ki je upoštevana v m-komponentni sliki, upoštevana tudi v m+k-komponentni sliki in če so ustrezne komponente obeh slik dela enake . Ko ugotavljamo, kaj komu pomeni poklicno delo, vprašujemo, kako PO- MEMBNE so zanj posamezne karakteristike poklicnega dela . Ustavimo se ob pojmu pomembnost, ki smo ga pravkar uporabili kot definiens . Določiti mu mo- ramo empirično vsebino, sicer nam o definiendumu, tj . o pomenu dela, nič ne pove . Ozrimo se zato po preferencah, kijih posameznik daje nekaterim poklicnim delom pred drugimi . Po Suppesu (1957) lahko vzamemo šibko preferenco kot osnovni po- 144 jem in z njim definiramo strogo preferenco in indiferentnost . Strogo preferenco de- finiramo takole : nekdo daje strogo preferenco poklicnemu delu A pred poklicnim delom B natanko tedaj, kadar poklicnemu delu A daje šibko preferenco pred po- klicnim delom B in poklicnemu deluB ne daje šibke preference pred poklicnim de- lom A . Da je ta ali oni posameznik indiferenten glede del A inB pa velja natanko tedaj, kadar daje delu A šibko preferenco pred delom B in tudi deluB šibko pre- ferenco pred delom A . Naj bo I ime kakega posameznika in naj boj oznaka za množico, ki ima za ele- mente določena poklicna dela . Ijeve šibke preference za nekatera poklicna dela ii množiceJ določajo neko binarno relacijo - označimo jo s Q (I) . To je podmnožica množice J x J : poljuben urejen par poklicnih del (A,B) iz J x J je v Q (I) natanko tedaj, ko I daje poklicnemu delu A šibko preferenco pred poklicnim delomB . Če relacijo, ki jo določajo I jeve stroge preference za nekatera poklicna dela iz množice J, ime- nujemo S(I), in če relacijo, ki jo določajo I-jeve indiferentnosti glede poklicnih del iz množice J, označimo z E(I), potem lahko zapišemo : S(I) = Q(I) - Q- '(I) E(I) = Q(I) n Q- 'U) Pri tem je g-'(I) k relacijiQ(I) inverzna relacija . Privzemamo, da je Q(I) strogo so- visna in tranzitivna relacija . S tem privzemamo tudi, da je relacija S(I) tranzitivna in asimetrična, da je relacija E(I) ekvivalenčna relacija in da sta relaciji S(I) in E(I) konsistentni, se pravi taki, da velja naslednji sklep : če je (A,B) v E(I) in (B,C) v S(I), potem je tudi (A,C) v S(I), ali drugače povedano, če so I-jeve preference za poklicna dela A, B, C iz J take, da je glede del A inB indiferenten in da delu B daje strogo preferenco pred delom C, potem pričakujemo, da tudi delu A daje strogo preferenco pred delom C . Iz stroge sovisnosti relacije Q(I) in iz definicij relacij S(I) in E(I) sledi zakon tri- hotomije, se pravi, privzemamo, da za poljubni poklicni deli A,B iz množiceJ velja natanko ena izmed naslednjih treh možnosti : (1) I daje strogo preferenco poklic- nemu deluA pred poklicnim delom B, (2) I daje strogo preferenco poklicnemu delu B pred poklicnim delom A, (3) I je indiferenten glede poklicnih del A inB . Smiselno je predpostaviti, da so preference v zvezi s poklicnimi deli povezane s karakteristikami poklicnih del . Pred evalviranjem je vselej karakteriziranje (prim . Fararo, 1973, str . 107). Privzemamo, da posameznik evalvira poklicna dela tako, da evalvira njihove konformne slike . Povejmo to natančneje : 1. Poklicnemu delu A daje strogo preferenco pred poklicnim delom B natanko tak- rat, kadar je med slikami, ki jih priredi delu A, taka slika α, da velja: sliki α daje strogo preferenco pred konformno sliko β, ki jo priredi delu B, in tudi vsaki razširitvi slike α, ki jo priredi delu A, daje strogo preferenco pred konformno razširitvijo slike β, ki jo priredi deluB . 2 . Glede poklicnih del A in B je indiferenten natanko tedaj, ko je med slikami, ki jih priredi delu A slika α in med slikami, ki jih priredi delu B konformna slika l, za kateri velja: nobeni od njiju ne daje stroge preference pred drugo in nobeni raz- širitvi slike α, ki jo priredi delu A, ne daje stroge preference pred konformno razširitvijo slike β, ki jo priredi delu B, in nobeni razširitvi slike β, ki jo priredi delu B, ne daje stroge preference pred konformno razširitvijo slike α, ki jo priredi delu A . S tema dvema privzetkoma reduciramo preferenco za neko poklicno delo na pre- ferenco za določeno sliko dela . Preference za dane slike dela pokažejo, katere karakteristike poklicnega dela so VREDNOTE . Pojasnimo to s primerom. V ta namen vzemimo dve sliki dela, ki se 145 razlikujeta samo v eni komponenti . Taki sta na primer naslednji trikomponentni sliki : α = veliko samostjnosti-veliko pestrosti-povprečen osebni dohodek β = veliko samostojnosti-malo pestrosti-povprečen osebni dohodek Ti sliki se razlikujeta samo v komponenti, ki pove, kolikšna je pestrost dela . Če se torej sliki α daje strogo preferenco pred sliko β, lahko sklepamo, da je to zaradi razlike v pestrosti dela . Ce nek posameznik sliki α daje strogo preferenco pred sliko β, potem rečemo, da je zanj pestrost dela vrednota . Zanimajo nas le take karakteristike poklicnega dela, za katere smemo domne- vati, da so vrednote. Denimo, da imamo m takih karakteristik . Imenujmo jih kar CI,C2, . . .,C,,, . Mislimo si, da smo jih po nekem kriteriju razdelili v dva razreda . Brez škode za splošnost lahko vzamemo, da imamo v enem razredu, recimo v raz- redu RI, kar karakteristike CI,C2, . . .,Ck (I > k < m) in v drugem, v razredu R2, os- talih m-k karakteristik. Denimo, da s karakteristikami C1,C2, . . .,Cm definiramo dve sliki dela, imenujmo ju α in β . To sta torej konformni m-komponentni sliki . Lahko sta taki, da za vsak j od I do k velja, da sej-ti komponenti slike α daje strogo preferenco pred j-to komponento slike a in da za vsak j od k+I do m velja, da se j-ti komponenti slike l daje strogo preferenco pred j-to komponento slike α . Za taki sliki pravimo, da sta pri dihotomiji RI :R2 NASPROTNI . Če sta sliki αin βtaki, da sta pri dihotomiji RI:R2 nasprotni, in če nek posameznik daje strogo preferenco sliki α pred sliko β, je to, kar je v sliki α in ni v sliki l, zanj bolj pomembno kot to, kar je v sliki l in ni v sliki α . Ali drugače povedano : če sta sliki α in β pri dihotomiji RI.R2 nasprotni, in če se sliki α daje strogo preferenco pred sliko l, nam ta stroga preferenca kaže relativno pomembnost karakteristik dela, se pravi pomembnost ka- rakteristik iz razreda RI v primerjavi s pomembnostjo karakteristik iz razreda R2 . V enem razredu, recimo vR I, imamo lahko eno samo karakteristiko dela, npr . oseb- ni dohodek, samostojnost pri delu, ali kako drugo karakteristiko poklicnega dela . V takem primeru nam stroga preferenca za eno od dveh nasprotnih slik dela kaže, kako pomembna je ta karatkeristika v primerjavi z drugimi. Na ta način smo pojem pomembnost (npr. pomembnost samostojnosti pri delu, pomembnost osebnega do- hodka itd.) empirično smiselno interpretirali . Obravnavali bomo dve dihotomiji karakteristik poklicnega dela . Obe sta zani- mivi teoretsko, hkrati pa tudi relevantni za politko zaposlovanja . Za eno pravimo, da je dihotomija instrumentalnost - neinstrumentalnost. Tu gre za razdelitev ka- rakteristik poklicnega dela v dva razreda tako, da imamo v enem razredu karakte- ristike, ki ustrezajo posameznikovim instrumentalnim zahtevam v zvezi z delom, v drugem razredu pa karakteristike, ki ustrezajo posameznikovim neinstrumental- nim zahtevam v zvezi z delom . Vprašati moremo, kako pomembna je za posamez- nika neinstrumentalnost v primerjavi z instrumentalnostjo poklicnega dela . To re- lativno pomembnost imenujemo PREFERENČNA VREDNOST INTRINSIČ- NEGA DELA . Kolikšna je, povedo preference za slike dela, ki so pri dihotomiji in- strumentalnost - neinstrumentalnost nasprotne . Pri drugi dihotomiji karakteristik poklicnega dela izhajamo iz razdelitve T=D+P pri čemer je D čas, ki ga posameznik prebije na delu, in P čas, ko ni na delu . Za ce- loten čas Tlahko vzamemo dan ali teden ali kakšen daljši časovni interval, se pravi za T lahko postavimo T = 24 ur ali T = 7 dni ali T je določeno število drugih časov- nih enot (prim. Henderson in Quandt, 1958, str . 23-24). Čas P bomo imenovali PROSTI CAS. Glede na to, kdaj je posameznik na delu in kdaj ni, lahko časovni interval (0, T) razdelimo na podintervale (0, TI), (Tl, T2), . . . , (T„_I, T„), T„= T.To 146 je alternirajoče zaporedje časovnih intervalov, v katerem velja : če je (0, TI) interval prostega časa, potem je (TI, T2) interval delovnega časa, ki mu sledi naslednji inter- val prostega časa (T2, T 3), in tako dalje . Ti podintervali povedo, kako sta delovni čas D in prosti čas Pporazdeljena po intervalu (0, T) . Za vsako poklicno delo je značilna določena količina delovnega časa D in s tem določena količina prostega časa P = T- D v intervalu (0, T), prav tako pa tudi določena porazdelitev delovnega časa D in prostega časa P po intervalu (0, T) . Karakteristike poklicnega dela lahko torej razdelimo v dva razreda tako, da v enem razredu zberemo karakteristike, ki dolo- čajo količino ali porazdelitev prostega časa P v intevalu (0, T), v drugem razredu pa zberemo karakteristike, ki ne določajo niti količine niti porazdelitve prostega časa P v intervalu (0, T) . Tej razdelitvi karakteristik poklicnega dela pravimo dihotomija delo - prosti čas . Količina in porazdelitev prostega časa vplivata na prostočasne ak- tivnosti . Zanima nas, kako pomembne so za posameznika prostočasne aktivnosti v primerjavi s tem, kako pomembno je zanj poklicno delo. To relativno pomemb- nost imenujemo PREFERENČNA VREDNOST PROSTEGA ČASA . Kažejo jo preference za slike dela, ki so pri dihotomiji delo - prosti čas nasprotne . Izmerki, ki povedo, kolikšna je za nekoga preferenčna vrednost intrinsičnega dela in kolikšna je za nekoga preferenčna vrednost prostega časa, nam dajejo del od- govora na vprašanje, kaj komu pomeni poklicno delo . Preferenčna vrednost intrin- sičnega dela in preferenčna vrednost prostega časa sta dve vrednostni dimenziji kon- cepta, ki mu pravimo pomen dela . Poglejmo, kako smo ti dve dimenziji merili . 3 . PREFERENČNA VREDNOST INTRINSIČNEGA DELA Izbrali smo štiri karakteristike poklicnega dela : (1) osebni dohodek, (2) sa- mostjnost pri delu, (3) strokovno ustreznost dela in (4) zanimivost dela . Osebni do- hodek obravnavamo kot karakteristiko, ki ustreza instrumentalnim zahtevam v zvezi z delom. Za ostale tri karakteristike sodimo, da ustrezajo neinstrumentalnim zahtevam . Določili smo štiri vrednosti osebnega dohodka in po dve vrednosti za ka- rakteristike, ki ustrezajo neinstrumentalnim zahtevam . Z njimi smo sestavili deset slik dela in jih uporabili v osmih vprašanjih o preferencah . Tako smo dobili inst- rument za merjenje preferenčne vrednosti intrinsičnega dela . Opiramo ga na pri- vzetka, s katerima smo preference za poklicna dela reducirali na preference za slike dela. V vprašanjih o preferencah (glej spodaj, vprašanja 1,2, . . .,8) imamo štiri pare konformnih dvokomponentnih slik dela in štiri pare konformnih štirikomponent- nih slik dela. V vsakem paru ena od slik predstavlja delo v hipotetični službi A, ali na kratko delo A, druga slika pa delo v hipotetični službi B, ali na kratko delo B . Delo A ustreza neinstrumentalnim zahtevam bolj kot delo B, instrumentalnim za- htevam pa manj (ali kvečjemu enako) kot delo B . VPRAŠANJE 1 Mislite si, da imate na voljo dve službi . Imenujmo eno A in drugo B . SLUŽBA A SLUŽBA B Tu boste imeli tolikšen Imeli boste tolikšen osebni dohodek kot sedaj . osebni dohodek kot sedaj . Sami boste odločali, kako Tu ne bo skoraj nobene boste opravljali svoje možnosti, da bi sami delo . odločali o svojem delu . 147 Katero od teh dveh služb bi imeli rajši? 1 - Bilo bi mi bolj ali manj vseeno, katero bi imel(a) . 2 - Rajši bi imel(a) službo A . 3 - Rajši bi imel(a) službo B . VPRAŠANJE 2 Sedaj si mislite, da morate izbrati eno od teh dveh služb : SLUŽBA A SLUŽBA B Tu boste imeli tolikšen Imeli boste za 10 % večji osebni dohodek kot sedaj . osebni dohodek kot sedaj . Sami boste odločali, kako Tu ne bo skoraj nobene boste opravljali svoje možnosti, da bi sami delo . odločali o svojem delu . Katero od teh dveh služb bi imeli rajši? 1 - Bilo bi mi bolj ali manj vseeno, katero bi imel(a) . 2 - Rajši bi imel(a) službo A . 3 - Rajši bi imel(a) službo B . VPRAŠANJE 3 Sedaj si mislite, da morate izbrati eno od teh dveh služb : SLUŽBA A SLUŽBA B Tu boste imeli tolikšen Imeli boste za 30 % večji osebni dohodek kot sedaj . osebni dohodek kot sedaj . Sami boste odločali, kako boste Tu ne bo skoraj nobene opravljali svoje delo . možnosti, da bi sami odločali o svojem delu . Katero od teh dveh služb bi imeli rajši? I - Bilo bi mi bolj ali manj vseeno, katero bi imel(a) . 2 - Rajši bi imel(a) službo A . 3 - Rajši bi imel(a) službo B . VPRAŠANJE 4 Sedaj si mislite, da morate izbrati eno od teh dveh služb : SLUŽBA A SLUŽBA B Tu boste imeli tolikšen Imeli boste za 50 % večji osebni dohodek kot sedaj . osebni dohodek kot sedaj . 148 Sami boste odločali, kako Tu ne bo skoraj noberne možnosti, boste opravljali svoje da bi sami delo . odločali o svojem delu . Katero od teh dveh služb bi imeli rajši? 1 - Bilo bi mi bolj ali manj vseeno, katero bi imel(a) . 2 - Rajši bi imel(a) službo A . 3 - Rajši bi imel(a) službo B . VPRAŠANJE 5 Kaj pa, če bi morali izbrati eno od teh dveh služb : SLUŽBA A SLUŽBA B Tu boste imeli tolikšen Imeli boste tolikšen osebni dohodek kot sedaj . osebni dohodek kot sedaj . Sami boste odločali, kako Tu ne bo skoraj nobene boste opravljali svoje možnosti, da bi sami delo . odločali o svojem delu . Pri tem delu boste v pol- Pri tem delu bo prišlo ni meri izkoristili svoje vaše znanje bolj malo v znanje in pokazali svoje poštev . sposobnosti . Delali boste nekaj, kar Ne boste delali nekaj vas veseli . takega, kar vas veseli . Katero od teh dveh služb bi imeli rajši? 1 - Bilo bi mi bolj ali manj vseeno, katero bi imel(a) . 2 - Rajši bi imel(a) službo A . 3 - Rajši bi imel(a) službo B . VPRAŠANJE 6 Sedaj si mislite, da morate izbrati eno od teh dveh služb : SLUŽBA A SLUŽBA B Tu boste imeli tolikšen Imeli boste za 10 % večji osebni dohodek kot sedaj . osebni dohodek kot sedaj . Sami boste odločali, kako Tu ne bo skoraj nobene boste opravljali svoje možnosti, da bi sami delo . odločali o svojem delu . Pri tem delu boste v pol- Pri tem delu bo prišlo ni meri izkoristili svoje vaše znanje bolj malo v znanje in pokazali svoje poštev . sposobnosti . 149 Delali boste nekaj, kar Ne boste delali nekaj vas veseli . takega, kar vas veseli . Katero od teh dveh služb bi imeli rajši? 1 - Bilo bi mi bolj ali manj vseeno, katero bi imel(a) . 2 - Rajši bi imel(a) službo A . 3 - Rajši bi imel(a) službo B . VPRAŠANJE 7 Sedaj si mislite, da morate izbrati eno od teh dveh služb : SLUŽBA A SLUŽBA B Tu boste imeli tolikšen Imeli boste za 30 % večji osebni dohodek kot sedaj . osebni dohodek kot sedaj . Sami boste odločali, kako Tu ne bo skoraj nobene možnosti, da bi boste opravljali svoje sami delo . odločali o svojem delu . Pri tem delu boste v pol- Pri tem delu bo prišlo ni meri izkoristili svoje vaše znanje bolj malo v sposobnosti . poštev. Delali boste nekaj, kar Ne boste delali nekaj vas veseli takega, kar vas veseli . Katero od teh dveh služb bi imeli rajši? 1 - Bilo bi mi bolj ali manj vseeno, katero bi imel(a) . 2 - Rajši bi imel(a) službo A . 3 - Rajši bi imel(a) službo B . VPRAŠANJE 8 Sedaj si mislite, da morate izbrati eno od teh dveh služb : SLUŽBA A SLUŽBA B Tu boste imeli tolikšen Imeli boste za 50 % večji osebni dohodek kot sedaj . osebni dohodek kot sedaj . Sami boste odločali, kako Tu ne bo skoraj nobene boste opravljali svoje možnosti, da bi sami delo . odločali o svojem delu . Pri tem delu boste v pol- Pri tem delu bo prišlo ni meri izkoristili svoje vaše znanje bolj malo v znanje in pokazali svoje poštev . sposobnosti . Delali boste nekaj, kar Ne boste delali nekaj vas veseli . takega, kar vas veseli . 150 Katero od teh dveh služb bi imeli rajši? 1 - Bilo bi mi bolj ali manj vseeno, katero bi imel(a) . 2 - Rajši bi imel(a) službo A . 3 - Rajši bi imel(a) službo B . Naj boN množica vseh oseb, ki so bile izbrane v ciljne vzorce in so veljavno odgovorile na vseh osem vprašanj, ki jih sedaj obravnavamo . Takih oseb je 5777 . Naj bo Gk množica, v katero spadajo vse tiste osebe iz množice N, ki so pri k-tem vprašanju izbrale odgovor 1 ali odgovor 2, in naj bo Hk množica, v katero spadajo vse tiste osebe iz množice N, ki so pri tem k-tem vprašanju izbrale odgovor 2 . Za osebe, ki spadajo v množico Gk, lahko rečemo, da pri k-tem vprašanju dajejo šibko preferenco sliki delaA pred sliko dela B . Za osebe, ki spadajo v množico Hk, lahko rečemo, da pri k-tem vprašanju dajejo strogo preferenco sliki dela A pred sliko dela B . Poglejmo, kakšna je struktura urejenosti v množici, ki ima za elemente množice G1,G2, . . .,G8i N-G1, N-G2, . . ., N-G8, Hl,H2, . . .,HB in N-HI, N-H2, . . ., N-H8 . Vse te množice so seveda podmnožice množiceN. Takoj tudi vidimo, da jeHkzme- raj podmnožica Gk, torej pri vsakem k od 1 do 8 lahko zapišemo Hk c G,, in zato tudi N-Gk c N-Hk Nadalje: predpostaviti smemo, da vsak respondent iz množice N daje sliki dela B iz četrtega vprašanja vsaj šibko preferenco pred sliko dela B iz tretjega vprašanja, tej vsaj ko šibko preferenco pred sliko delaB iz drugega vprašanja in slednji vsaj šib- ko preferenco pred sliko dela B iz prvega vprašanja. Analogne hipoteze smemo po- staviti tudi za slike delaB v petem, šestem, sedmem in osmem vprašanju . Iz teh hi- potez in iz hipoteze o tranzitivnosti relacij, kijih določajo preference respondentov, sledi : N-G 1 cN-G2 cN-G3cN-G4 N-H, c N-H2 c N-H3 c N-H4 N-G5cN-G6cN-G7cN-G8 N-H5 c N-H6 c N-H7 c N-H8 oziroma G4 c G3 c G2 c G, H4cH3 cH2cH, GgCG7CG6CG5 H8 c H7 c H6 c H5 Množico Gk-Hk sestavljajo respondenti, ki so pri k-tem vprašanju indiferentni . Naj bo Mk množica, v katero spadajo vsi tisti respondenti iz množice N, ki sliki dela B iz vpršanja k dajejo strogo preferenco pred sliko dela B iz vprašanja k-I (k=2, 3, 4, 6, 7, 8) . Zaradi hipoteze o konsistentnosti relacij, ki jih določajo preference res- pondentov, sledi : (G2-H2) fl M2 c H 1 (G3-H3) fl M3 c H2 (G4-H4) fl M4 c H3 151 (G6-H 6 ) fl M6 c H5 (G7-H7) fl M7 c H6 (Gg-Hg) fl Mg c H7 oziroma (G1-H1) fl M2 c N-G 2 (G2-H2) n M3 c N-G3 (G3-H3) fl M4 c N-G4 (G5-H5) fl M6 c N-G6 (G6-H6) fl M7 c N-G 7 (G7-H7) fl Mg c N-Gg Slika dela A, ki jo imamo v vprašanju k,je razširitev slike dela A, ki jo imamo v vpra- šanju k-4, in slika delaB ki jo imamo v vprašanju k, je razširitev slike dela B, ki jo imamo v vprašanju k-4 (k = 5,6,7,8) . Lahko predpostavimo, da so te razširitve slik dela A in B take, da veljajo naslednje relacije : G I cG5 in H 1 cH5 G2 c GG in H2 c H G G3 c G7 in H3 c H7 G4 c G8 in H4 c Hg V skladu s premislekom iz prejšnjega razdelka lahko obravnavamo prvo in peto vprašanje kot vprašanji, s katerima testiramo, ali so samostojnost pri delu, strokov- na ustreznost dela in zanimivost dela vrednote . Rezultati tega testiranja so nasled- nji: pri prvem vprašanju 88 .5 % respondentov iz ciljnih vzorcev daje strogo prefe- renco sliki delaA pred sliko delaB ; pri petem vprašanju pa jih kar 95.7 % daje strogo preferenco sliki dela A pred sliko delaB . Tu lahko uporabimo pojma univerzalizem in partikularizem, ki ju je uvedel Blau (1964) in formaliziral Fararo (1973, str . 112-113). Po Blauu je partikularistična vrednota vsaka karakteristika, pri kateri ve- lja, da so preference za posamezne vrednosti iz njene domene odvisne od vrednosti, ki označuje tega ali onega posameznika : posameznik daje vrednosti, ki velja zanj, strogo preferenco pred vsemi ostalimi vrednostmi iz domene take karakteristike . Če preference za posamezne vrednosti iz domene neke karakteristike niso odvisne od vrednosti, ki označuje tega ali onega posameznika, zanje pravimo, da kažejo uni- verzalistično vrednoto . Preference, ki smo jih ugotovili s prvim in petim vpraša- njem, kažejo, da so samostojnost pri delu, strokovna ustreznost dela in zanimivost dela univerzalistične vrednote . Lahko predpostavimo, da isto velja za vsako drugo karakteristiko, ki ustreza neinstrumentalnim zahtevam v zvezi z delom . Za sliki dela, ki nastopata v vprašanju 2, za sliki dela, ki nastopata v vprašanju 3, za sliki dela, ki nastopata v vprašanju 4, za sliki dela, ki nastopata v vprašanju 6, za sliki dela, ki nastopata v vprašanju 7 in za sliki dela, ki nastopata v vprašanju 8, privzemamo, da sta pri dihotomiji instrumentalnost - neinstrumentalnost na- sprotni. Preference, ki jih razkrijemo z vprašanji 2, 3, 4, 6, 7, 8, torej kažejo, kako pomembna je za respondenta samostojnost pri delu, strokovna ustreznost dela in zanimivost dela v primerjavi z višino osebnega dohodka . Ob dvokomponentnih sli- kah dela, kiju imamo v vprašanju 2, kar 79 .3 % respondentov iz ciljnih vzorcev daje strogo preferenco sliki dela A . Pri dvokomponentnih slikah dela, ki ju imamo v vprašanju 3, analogen delež respondentov pade na 58.8 %, pri slikah dela, kiju ima- mo v vprašanju 4, pa doseže samo 38 .8 % . Pri štirikomponentnih slikah dela, ki na- stopata v vprašanju 6, kar 90 .9 % respondentov iz ciljnih vzrocev daje strogo pre- ferenco sliki dela A . Nato analogen delež respondentov pada : pri slikah dela, kiju 152 imamo v vprašanju 7, znaša 77 .1 %, in pri slikah dela, kiju imamo v vprašanju 8, znaša 57 .6 %. Ti odstotki so presenetljivo visoki - pričakovali smo, da bodo precej nižji. Z ozirom na diskriminatorno moč našega merskega instrumenta, je to nepri- jetno presenečenje . Zelo verjetno je, da bi povečali diskriminatorno moč merskega instrumenta, če bi še naprej zviševali osebni dohodek v slikah dela B . Seveda to ne pomeni, da merski instrument tak kot je, ne diskriminira med posamezniki . Tudi tak kot je, nam daje pomembno količino informacije . Kakorkoli že, za samostojnost pri delu, strokovno ustreznost in zanimivost po- klicnega dela lahko rečemo, da predstavljajo vzorec iz množice vseh takih karak- teristik poklicnega dela, ki ustrezajo neinstrumentalnim zahtevam . Na podoben na- čin lahko obravnavamo tudi osebni dohodek : lahko ga imamo za vzorčni primer iz množice karakteristik, ki ustrezajo instrumentalnim zahtevam v zvezi z delom . Od- govori na osem vprašanj o preferencah nam potemtakem dajejo oceno preferenčne vrednosti intrinsičnega dela . ., Odgovore vsakega respondenta lahko popišemo z osmimi števili . Naj Uk(i) predstavlja številko odgovora, ki ga je i-ti respondent izbral pri k-tem vprašanju (i= 1,2, . . .,5777 ; k= 1,2, . . .,8) . Urejen niz osmih števil, ki predstavlja odgovore i-tega respondenta, to se pravi urejeno osmerko U (i) = (UI (i), U2 (i), . . . , Ug (i)) imenujemo VZOREC PREFERENC i-tega respondenta. Določiti moramo presli- kavo X, ki i-temu respondentu priredi realno število X(i) . To število naj pove, ko- likšna je v vzorcu preferenc i-tega respondenta preferenčna vrednost intrinsičnega dela . Ce sta vzorca preferenc i-tega in j-tega respondenta enaka, če je torej U(i) = U(j), potem mora biti X(i) = X(j) . Zato pravimo, da je X(i) SKALNA VRED- NOST za vzorec preferenc i-tega respondenta . Preslikavo X določimo tako, da zadostimo skalogramski zahtevi . Na podlagi šibkih preferenc, izraženih pri k-tem vprašanju, smo respondente, se pravi množico N, razdelili na podmnožiciGk in N-Gk, ki ju lahko obravnavamo kot ekvivalenčna razreda. Na podlagi strogih preferenc pri k-tem vprašanju smo respondente razdelili na ekvivalenčna razreda Hk inN-Hk . Imamo torej 16 parov ekvivalenčnih razredov . Preslikavo X določimo tako, da so razlike med vrednostmi za respondente, ki spa- dajo v isti ekvivalenčni razred, kolikor se da majhne in da so hkrati razlike med vrednostmi za respondente, ki ne spadajo v isti ekvivalenčni razred, kolikor se da velike. Trampuž in Antončič (1984) sta dokazala, da skalogramski zahtevi lahko za- dostimo tako, da : (1) z aditivnim binarnim kodiranjem definiramo dihotomne spre- menljivke, (2) na dihotomnih spremenljivkah naredimo komponentno analizo in (3) s prvo glavno komponento določimo iskane vrednosti - v našem primeru vred- nostiX. Dihotomne spremenljivke Vj (j = 1,2, . . . ,16), na katerih smo naredili kom- ponentno analizo, da bi dobili vrednosti X, definiramo takole : za lihi j = 2k-I je 1, če je Uk < 3 V i = 0, sicer za sodi j = 2k pa je 1, če je Uk=2 V i _ 0, sicer Dihotomne spremenljivke Vj seveda definiramo na množici N,se pravi na množici, na kateri so definirane spremenljivke Uk (k= 1,2, . . .,8) . 153 V tabeli 3 .1 je nekaj vzorcev preferenc s pripadajočimi skalnimi vrednostmi . Kot je razvidno iz tabele, dajemo vzorcu preferenc (3, 3, 3, 3, 3, 3, 3, 3) skalno vred- nost, ki je enaka 0 . To je smiselno, saj je očitno, da v vzorcu, ki ga sestavlja osem strogih preferenc za slike dela B, intrinsično delo nima nikakršne preferenčne vred- nosti. Enoto merjenja smo določili tako, daje razlika med skalno vrednostjo za vzo- rec preferenc (2, 3, 3, 3, 2, 3, 3, 3) in skalno vrednostjo za vzorec preferenc (3, 3, 3, 3, 3, 3, 3, 3) enaka 1 . Največja skalna vrednost pripada kajpak vzorcu preferenc (2, 2, 2, 2, 2, 2, 2, 2), torej vzorcu, ki ga sestavlja osem strogih preferenc za slike dela A . TABELA 3 .1 VZOREC SKALNA PREFERENC VREDNOST (3,3,3,3,3,3,3,3) 0.00 (1,3,3,3,1,3,3,3) 0.57 (1,3,3,3,1,1,3,3) 0.85 (2,3,3,3,2,3,3,3) 1 .00 (2,3,3,3,2,2,3,3) 1 .54 (1,1,3,3,2,2,3,3) 1 .57 (1,1,1,1,1,1,1,1) 1 .72 (2,1,3,3,2,2,3,3) 1 .74 (2,2,3,3,2,2,3,3) 1 .93 (1,3,3,3,2,2,2,2) 2 .06 (2,2,3,3,2,2,2,3) 2.33 (2,2,1,3,2,2,2,3) 2 .50 (1,1,1,1,2,2,2,2) 2 .59 (2,2,1,1,2,2,1,1) 2 .60 (2,2,3,3,2,2,2,2) 2 .63 (2,2,2,3,2,2,2,3) 2 .67 (2,2,1,1,2,2,2,2) 2.94 (2,2,2,3,2,2,2,2) 2.97 (2,2,2,1,2,2,2,2) 3.11 (2,2,2,2,2,2,2,2) 3.26 Nacionalna povprečja in skupinska povprečja za preferenčno vrednost intrin- sičnega dela so v tabeli 3 .2 . Nacionalno povprečje pravimo povprečni vrednosti za vse ciljne vzorce v posamezni deželi . Skupinsko povprečje pravimo povprečni vred- nosti za vseh sedem (deželnih) vzorcev za posamezno ciljno skupino . Razen povpre- čij so v tabeli 3 .2 še standardne deviacije in števila, ki povedo, koliko oseb je bilo upoštevanih pri računanju posameznih povprečij in standardnih deviacij . Nacio- nalno povprečje doseže največjo vrednost na nemških ciljnih vzorcih in najmanjšo na japonskih . Omeniti je treba, daje sestava nemških ciljnih vzorcev nekoliko dru- gačna kot sestava ciljnih vzorcev v drugih deželah . Največje skupinsko povprečje imajo učitelji in najmanjše tekstilni delavci . Skupno povprečje vseh vzorcev je 2 .6 1, pripadajoča standardna deviacija pa 0 .74 . 154 TABELA 3.2 STANDARDNA ŠTEVILO POVPREČJE DEVIACIJA OSEB DEŽELA Belgija 2.52 0.75 880 Nemčija 2.81 0.58 682 Izrael 2.57 0.84 834 Japonska 2.47 0.84 1089 Nizozemska 2.77 0 .63 905 ZDA 2.53 0 .69 847 Jugoslavija 2.67 0 .64 540 CILJNA SKUPINA Iskalci zaposlitve 2.46 0 .86 539 Upokojenci 2 .69 0 .76 555 Inženirji kemije 2.81 0 .53 534 Učitelji 2 .96 0.49 635 Samozaposleni 2 .91 0.56 654 Orodjarji 2.48 0.72 588 Referenti 2.51 0.68 685 Tekstilni delavci 2.13 0.95 554 Začasno zaposleni 2 .55 0.65 456 Učenci 2 .49 0.69 577 V tabeli 3 .2 ni videti velikih razlik med deželami . Tudi razlike med ciljnimi skupinami niso zelo velike, vendar se zdi, da so večje kot razlike med deželami . Da bi ugotovili, ali zbrani podatki kažejo statistično signifikantne zveze, smo opravili kovariančno analizo . Pravzaprav smo opravili precej različnih kovariančnih analiz, in sicer takih z dvema faktorjema in eno kovariato . Faktorja staCILJNA SKUPINA inDEŽELA, kovariata jeSTAROST. Odvisna spremenljivka je seveda preferenčna vrednost intrinsičnega dela . Kovariate nismo vpeljali samo zato, da bi ocenili, ko- likšen učinek na preferenčno vrednost intrinsičnega dela ima starost, marveč pred- vsem zato, da bi v učinku ciljne skupine razmejili učinek poklica od učinka starosti . Za nekatere ciljne skupine, kot na primer za upokojence in učence, je namreč sta- rost ena od definirajočih karakteristik . Povprečna preferenčna vrednost intrinsične- ga dela za skupino pod 30 let, se pravi povprečje za vse do 30 let stare respondente iz ciljnih vzorcev, je 2.5 1, za skupino od 30 do 50 let 2 .67 in za tiste, ki so stari 50 let ali več, 2 .66 . Razlika med prvim in zadnjima dvema vzorčnima povprečjema je statistično signifikantna . Vrnimo se h kovariančni analizi . Ker v Nemčiji in pri nas anketiranje ni bilo izvedeno na vseh desetih ciljnih vzorcih (denar!), smo se odločili, da naredimo ko- variančno analizo na dveh podmnožicah ciljnih vzorcev : (1) na ciljnih vzorcih za pet dežel (brez Nemčije in Jugoslavije) in (2) na šestih ciljnih vzorcih (vzorci za is- kalce zaposlitve, za upokojence, za začasno zaposlene delavce in za učence niso bili vključeni v analizo) za šest dežel (brez Nemčije) . Kot je razvidno iz zadnjega stolpca tabele 3 .2, za analizo faktorskih učinkov nimamo enakega števila podatkov v vseh celicah. To pomeni, da imamo opraviti z neortogonalnostjo : učinek faktorja dežela ni ortogonalen na učinek faktorja ciljna skupina in ta dva faktorska učinka nista or- togonalna na učinek interakcije . Kovariančno analizo smo zato delali po hierarhič- nem in regresijskem obrazcu . Parametre, ki merijo učinek kovariate in faktorske 155 učinke na preference za intrinsično delo, smo obravnavali kot konstante in ne kot slučajne spremenljivke (fixed-effect model) . Izkazalo se je, da sklep o statistični signifikantnosti faktorskih učinkov ni od- visen od obrazca, po katerem naredimo kovariančno analizo . Vsakič dobimo, ne glede na to, po katerem obrazcu opravimo kovariančno analizo, tolikšne vrednosti testnih statistik F, da smemo sklepati, da imata oba faktorja (dežela in ciljna sku- pina) nekaj učinka na preference za intrinsično delo . (Besedo »učinek« uporabljamo v statističnem pomenu .) Toda ustrezne vsote kvadratov kažejo, da je učinek ciljne skupine večji kot učinek dežele . V tabelah 3 .3a in 3.3b so štiri kovariančne analize . V hierarhično nastavljenih kovariančnih analizah, ki ju prikazujeta tabeli, je staro- sti dana najvišja vzročna prioriteta . Njen učinek na preference za intrinsično delo smo ocenili pred izločitvijo drugih učinkov . Po tem, ko smo izločili učinek starosti, smo ocenili učinek dežele . Nato smo izločili še učinek dežele in ocenili učinek ciljne skupine. Po izločitvi prvih treh učinkov smo ocenili še interakcijski učinek dežele in ciljne skupine . TABELA 3.3a REGRESIJSKA HIERARHIČNA VARIANTA VARIANTA VIR VSOTA VSOTA PROS. VARIABILNOSTI KVADRATOV F KVADRATOV F STOP . KOVARIATA Starost 4.066 8.28 28.206 57.41 1 FAKTORJA 340.669 53.34 345.181 54.05 13 Dežela 49 .109 24.99 53.487 27 .22 4 Ciljna skupina 287.921 65.12 291 .693 65 .97 9 INTERAKCIJA Dežela-Ciljna skupina 49.433 2 .80 49.432 2.80 36 POJASNJENA VAR . 422.817 17 .21 422.818 17.21 50 RESIDUAL. VAR . 2201 .448 2201 .447 4481 CELOTNA VAR . 2624.265 2624.265 4531 TABELA 3 .3b REGRESUSKA HIERARHIČNA VARIANTA VARIANTA VIR VSOTA VSOTA PROS. VARIABILNOSTI KVADRATOV F KVADRATOV F STOP. KOVARIATA Starost 1 .130 2 .60 16.883 38.90 1 FAKTORJA 300.851 69.32 302.879 69 .79 10 Dežela 33.523 15.45 36.483 16.81 5 Ciljna skupina 264.905 122.07 266.395 122 .76 5 INTERAKCUA Dežela-Ciljna skupina 53.470 4.93 53.470 4 .93 25 POJASNJENA VAR . 373.232 23.89 373.232 23 .89 36 RESIDUAL. VAR. 1396.635 1396 .636 3218 CELOTNA VAR . 1769.868 1769 .868 3254 156 Da bi dognali, kolikšen (statistično razmejen) učinek na preferenčno vrednost intrinsičnega dela imajo posamezne faktorske kategorije, smo naredili multiplo kla- sifikacijsko analizo. Rezultati so prikazani v tabelah 3 .4a in 3 .4.b V obeh tabelah so odkloni nacionalnih in skupinskih povprečij od skupnega povprečja . V drugem stolpcu tabel so odkloni, kijih dobimo pred statistično razmejitvijo faktorskih učin- kov in učinka kovariate . V tretjem stolpcu so odkloni, ki jih dobimo, ko statistično razmejimo učinek enega faktorja od učinka drugega . V četrtem stolpcu so odkloni, ki jih dobimo, ko razmejimo faktorske učinke in tudi učinek kovariate (deviations adjusted for factors and covariate) . Poglejmo, kaj se zgodi po statistični razmejitvi učinkov . Učinek dežele na preference za intrinsično delo se ne spremeni . Tudi v konfiguraciji učinka ciljne skupine se, ko razmejimo učinek dežele in učinek ciljne skupine, skoraj nič ne spremeni . Do omembe vredne spremembe v konfiguraciji učinka ciljne skupine pa pride, ko razmejimo učinek kovariate : absolutna vrednost povprečnega odklona za upokojence in za učence se precej zmanjša (glej tabelo 3 .4a) . Pri tem gre verjetno za razpad učinka ciljne skupine na dva učinka : učinek poklica in učinek starosti . Ker naši podatki niso podatki iz longitudinalne raziska- ve, lahko samo ugibamo, koliko je intergeneracijske komponente in koliko je intrageneracijske komponente v učinku, ki je pripisan starosti . V tabelah 3 .4a in 3.4b sta tudi statistiki eta in beta . Njuni kvadrirani vrednosti povesta, da faktor dežela pojasnjuje okoli 2 % in faktor ciljna skupina okoli 15 % variance preferenčne vrednosti intrinsičnega dela . Zato smemo trditi, daje učinek poklica na preference za intrinsično delo 7 do 8-krat večji od učinka dežele . Lahko zaključimo, daje učinek dežele, čeprav statistično signifikanten, v resnici zanemar- ljiv . TABELA 3 .4a SKUPNO POVPREČJE = 2 .57 RAZMEJITEV PRED RAZMEJITEV FAKTORJEV RAZMEJITVIJO FAKTORJEV IN KOVARIATE FAKTORSKA KATEGORIJA N ODKLON ETA ODKLON BETA ODKLON 'BETA DEŽELA Belgija 879 -0.05 -0.05 -0.05 Izrael 822 0.01 0.01 0.01 Japonska 1082 -0.10 -0.09 -0.09 Nizozemska 905 0.20 0.19 0.20 ZDA 844 -0.04 -0.05 -0.0.6 0 .14 0.13 0.14 CILJNA SKUPINA Iskalci zaposlitve 444 -0.15 -0.15 -0 .15 Upokojenci 463 0.13 0.13 0 .03 Ingženirji kemije 443 0.24 0.23 0.24 Učitelji 439 0.42 0.42 0.42 Samozaposleni 464 0.32 0.32 0.29 Orodjarji 443 -0.13 -0.14 -0.14 Referenti 492 -0.11 -0.11 -0.08 Tekstilni delavci 435 -0.55 -0.54 -0 .54 Začasno zaposleni 441 -0.03 -0.03 -0 .00 Učenci 468 -0.14 -0.14 -0.07 0 .35 0.35 0.34 157 TABELA 3 .4b SKUPNO POVPREČJE = 2 .61 RAZMEJITEV PRED RAZMEJITEV FAKTORJEV RAZMEJITVIJO FAKTORJEV IN KOVARIATE FAKTORSKA KATEGORIJA N ODKLON- ETA ODKLON BETA ODKLON BETA DEŽELA Belgija 526 -0 .10 -0.10 -0.10 Izrael 486 -0 .03 -0 .03 -0.03 Japonska 627 -0 .13 -0.11 -0.11 Nizozemska 552 0 .20 0.19 0.19 ZDA 525 0.01 0.00 -0.00 Jugoslavija 539 0.06 0.06 0.05 0 .15 0.14 0.14 CILJNA SKUPINA Inženirji kemije 533 0.20 0.20 0 .20 Učitelji 529 0.33 0.33 0 .33 Samozaposleni 554 0.29 0 .28 0.27 Orodjarji 534 -0.17 -0 .18 -0.18 Referenti 582 -0.14 -0.14 -0 .12 Tekstilni delavci 523 -0 .50 -0 .50 -0.50 0.40 0.40 0 .39 Če v regresijskem nastavku za kovariančno analizo faktor ciljna skupina na- domestimo s faktorji SPOL, IZOBRAZBA in DELOVNA SAMOSTOJNOST respondenta in če faktorja dežela ne upoštevamo več, dobimo rezultate, ki so v tabeli 3 .5 . TABELA 3 .5 VIR VSOTA VARIABILNOSTI KVADRATOV F PS KOVARIATA Starost 6 .253 12 .93 1 FAKTORJI 234.137 80.68 6 Samostojnost 60.465 62 .50 2 Spol 3 .680 7.61 1 Izobrazba 47.458 32.71 3 DVOJNE INTERAKCIJE 10.561 1 .99 11 Samostojnost-spol 2.381 2.46 2 Samostojnost-izobrazba 3 .358 1 .16 6 Spol-izobrazba 4 .417 3.04 3 TROJNA INTERAKCIJA Samostoj.-spol-izobrazba 4.243 1 .46 6 POJASNJENA VAR . 306.144 26.37 24 RESIDUAL. VAR . 2444.656 5054 CELOTNA VAR . 2750.799 5078 '158 Razločujemo naslednje izobrazbene stopnje : I - osnovna šola 2 - srednja šola (2-letna, 3-letna ali 4-letna) 3 - višja šola 4 - visoka šola Kot indikator respondentove samostojnosti pri delu jemljemo možnost, da res- pondent odloča o svojem delu . Koliko je posamezen respondent ima, smo ocenili tako, da smo uporabili naslednje vprašanje : Katera od teh izjav najbolje opiše, kako je pri vašem delu? 1 - Nimam skoraj nobene možnosti, da bi sam(a) odločala) o svojem delu . 2 - O svojem delu deloma odločam sam(a), deloma zame odločajo drugi . 3 - Sam(a) odločam o tem, kako bom delal(a) . Ocene, ki smo jih dobili s tem vprašanjem, so seveda subjektivne, so ocene perce- piranega stanja. Za potrebe naše analize niso nič slabše kot ocene objektivnega sta- nja, če zanje velja, da porazdelijo respondente v tri linearno urejene ekvivalenčne razrede na približno enak način kot ocene objektivnega stanja . Ne vemo, ali to zanje velja ali ne, a tudi če ne, so relevantne za našo analizo . Upoštevati je namreč treba (prim. Mortimer in Lorence, 1979 b), daje bilo pri raziskovanju zadovoljstva z de- lom ugotovljeno, da ima percepcija mediativno funkcijo pri psihološkem odzivanju na objektivno stanje (glej Seashore in Taber, 1975) . Znana je hipoteza o recipročni odvisnosti, ki veže poklicne vrednote in delovno kariero. Po tej hipotezi je delovna kariera posameznika zaporedje zaposlitev, s ka- terimi posameznik konvergira proti zaposlitvenemu stanju, ki ustreza njegovim po- klicnim vrednotam. To je tako imenovani SELEKCIJSKI UČINEK poklicnih vrednot. Poklicne vrednote pa pri tem niso konstantne, po hipotezi o recipročni od- visnosti obstaja tudi tako imenovani SOCIALIZACIJSKI UČINEK delovne karie- re. Opravljenih je bilo veliko raziskav o teh dveh učinkih (glej Mortimer in Lorence, 1979 b). S podatki, ki nam jih daje naša raziskava, ne moremo razmejiti selekcij- skega učinka od socializacijskega . Ugotavljamo le, kolikšna je razlika med povpreč- no preferenčno vrednostjo intrinsičnega dela pri respondentih, ki (ocenjujejo, da) imajo veliko samostojnosti pri delu, in povprečno preferenčno vrednostjo intrin- sičnega dela pri respondentih, ki (ocenjujejo, da) imajo malo samostojnosti pri delu . Na to razliko je treba bržkone gledati kot na razliko, v kateri imamo oba učinka - selekcijskega in socializacijskega . Ko ju ocenjujemo, ne upoštevamo vseh stanj v res- pondentovi delovni karieri, upoštevamo samo zadnje stanje . To zadnje stanje v res- pondentovi delovni karieri opisujemo samo z eno karakteristiko - s samostojnostjo pri delu. Takšno parsimoničnost pri opisovanju respondentovega dela opravičujejo rezultati prejšnjih raziskav . Kohn (1969, pogl . 10) na primer ugotavlja, da gre do- bršen del razlik v vrednotah, ki karakterizirajo posamezne socialne sloje, na račun razlik v možnosti za samovodenje (self-direction) pri delu . Rezultati raziskovanja, ki sta ga opravila Mortimer in Lorence (1979 b), potrjujejo hipotezo o socializacij- skem učinku samostjnosti pri delu, hipctez o socializacijskem učinku drugih karak- teristik poklicnega dela pa ne . Kovariančna analiza, ki jo imamo v tabeli 3 .5, kaže statistično signifikantno od- visnost med preferencami za intrinsično delo in samostojnostjo pri delu . Konfigu- racija te odvisnosti je v tabeli 3 .6 . Dobili smo jo z multiplo klasifikacijsko analizo . Kot vidimo, je preferenčna vrednost intrinsičnega dela v povprečju naraščajoča funkcija delovne samostojnosti : pri večji delovni samostojnosti ima intrinsično delo v povprečju večjo preferenčno vrednost . Iz tabele 3.6 je razvidno tudi, da so odkloni, 159 ki gredo na račun samostojnosti pri delu, večji kot odkloni, ki gredo na račun iz- obrazbe ; odkloni, ki gredo na račun spola, so zanemarljivi . V zadnjem stolpcu tabele vidimo, da je »razpon učinka« samostojnosti pri delu enak 0 .17 - (- 0 .36) = 0 .53 merske enote in »razpon učinka« izobrazbe enak 0 .18 - (- 0 .18) = 0.36,merske eno- te . TABELA 3 .6 SKUPNO POVPREČJE = 2 .62 RAZMEJITEV PRED RAZMEJITEV FAKTORJEV RAZMEJITVIJO FAKTORJEV IN KOVARIATE FAKTORSKA KATEGORIJA N ODKLON ETA ODKLON BETA ODKLON BETA SPOL Moški 2805 -0.01 -0.04 -0.04 Zenske 2274 0.01 0.05 0.05- 0.02 0.06 0 .07 IZOBRAZBA 1 628 -0.25 -0 .16 -0.18 2 2205 -0.11 -0.09 -0.09 3 1110 0.13 0.10 0.10 4 1136 0.22 0.17 0.18 0.22 0.17 0.18 SAMOSTOJNOST 1 721 -0 .42 -0.37 -0.36 2 2515 -0.01 -0.02 -0.02 3 1843 0.18 0.18 0.17 0.26 0 .24 0.23 Povzemimo. Iz naših kovariančnih analiz je razvidno, da je poklic najboljši prediktor preferenčne vrednosti intrinsičnega dela . Ta ugotovitev se ujema z ugo- tovitvami Samuela in Lewin-Epsteina (1979) . Nadalje: hipoteze o socializacijskem učinku delovne kariere sicer ne moremo zavrniti, vendar je očitno, da socializacijski učinek še zdaleč ni tolikšen, da bi generiral zadovoljivo kongruenco med poklicnimi vrednotami in strukturo dela. Razlike v samostojnosti, ki jo imajo respondenti pri svojem delu, pojasnjujejo le dobrih 5 % variance v preferencah za intrinsično delo . Od tod sledi hipoteza, da na poklicne vrednote odločilno vplivajo strukture zunaj dela . Yankelovich (1979) slikovito ugotavlja, da so v sedemdesetih letih v ameriški družbi »konstante nenadoma postale spremenljivke« . Lahko privzamemo, da to ve- lja tudi za druge industrijske družbe . Zanje je značilno naslednje : povečuje se ude- leženost v delovni sili in sicer predvsem zato, ker se v ženski populaciji povečuje nagnjenost k zaposlovanju, kar se pozna na strukturi družine in na obrazcih dru- žinskega življenja (tradicionalnih »prehranjevalcev družine« skorajda ni več) ; uve- ljavljajo se novi simboli uspeha, novi viri zadovoljstva in novi obrazci za samopo- trjevanje (samopotrjevati se ni več isto kot imeti uspeh) . Te in podobne spremembe v strukturah zunaj dela prinašajo nove vrednote in nova normativna pričakovanja v zvezi z delom, skratka novo delovno kulturo. Namesto (ali razen) o delovni etiki lahko sedaj govorimo o delovni estetiki (Kerr, 1979) . 160 Spremembam v delovni kulturi niso sledile ustrezne spremembe v strukturi dela. Delovna kultura in struktura dela sta zato vedno bolj inkongruentni . Na pri- mer: kljub velikemu številu oseb, ki iščejo delo, ostaja veliko delovnih mest neza- sedenih (Yankelovich, 1979, str. 5). To ni navadno neravnotežje na trgu delovne sile in tudi ne navadna strukturna bezposelnost. To je indikator inkongruence med de- lovno kulturo in strukturo dela . Delo, ki ga ponuja tradicionalna institucija dela, ustreza kvečjemu tradicional- nemu »prehranjevalcu družine«. V naših ciljnih vzorcih pa je takih zelo malo, saj smo videli, da so odstotki respondentov, ki dajejo strogo preferenco intrinsičnemu delu, presenetljivo visoki . Od tod sledi naslednji sklep : če ne bo prišlo do prilago- ditvenih sprememb v institucionalnem sistemu dela, bo inkongurenca med delovno kulturo in institucionalnim sistemom dela naraščala, to pa lahko privede do krize legitimnosti celotnega institucionalnega sistema. Pojem kriza legitimnosti smo si sposodili pri Horvatu (1979, str. 54-58). Horvat pri tem prevzema definicijo, po ka- teri je legitimnost zmožnost sistema, da generira in ohranja prepričanje, da so ob- stoječe institucije najbolj primerne (Lipset, 1963) . Ko smo se ukvarjali z odvisnostjo med samostojnostjo pri delu in preferencami za intrinsično delo, smo obravnavali preference za intrinsično delo kot antecedens in hkrati kot konsekvens. Oglejmo sijih še kot » čisti« antecedens . S tem namenom se ozrimo po odgovorih na naslednje vprašanje : Če bi začeli znova, ali bi spet izbrali tak poklic, kot ga imate sedaj? 1 - Izbral(a) bi drug poklic. 2 - Izbral(a) bi isti poklic . S tem vprašanjem definiramo slučajno spremenljivko, imenujmo jo Z . Njeni vrednosti sta 1 in 2 : Z = 2, če se respondent odloči za odgovor »Izbral(a) bi isti po- klic« . Predpostavljamo, da ta odgovor izraža respondentovo ZADOVOLJSTVO Z DELOVNO KARIERO . Tudi preferenčno vrednost, ki jo ima za posameznega respondenta intrinsično delo, lahko obravnavamo kot slučajno spremenljivko . Imenujmo jo X . Enako lahko obravnavamo tudi respondentovo samostojnost pri delu . To naj predstavlja slučaj- na spremenljivka Y : Y= 1, če respondent (ocenjuje, da) nima skoraj nobene mož- nosti, da bi sam odločal o svojem delu ; Y= 2, če respondent (ocenjuje, da) deloma sam odloča o svojem delu ; Y= 3, če respondent (ocenjuje, da) sam odloča, kako bo delal . Predpostavljamo, daje spremenljivka Z odvisna od spremenljivk X in Y. Pred- postavljamo, da je odvisnost takale: za respondenta, ki pri delu nima skoraj nič ali zelo malo samostojnosti, je verjetnost, daje zadovoljen s svojo delovno kariero, tem manjša, čim večjo preferenčno vrednost ima zanj intrinsično delo ; za respondenta, ki ima nekaj samostojnosti pri delu, je verjetnost, da je zadovoljen s svojo delovno kariero, tem večja, čim večjo preferenčno vrednost ima zanj intrinsično delo ; če ima intrinsično delo za respondenta precejšnjo preferenčno vrednost, je verjetnost, da je respondent zadovoljen s svojo delovno kariero, tem večja, čim večjo samostojnost pri delu ima respondent; in če intrinsično delo za respondenta nima skoraj nikakrš- ne preferenčne vrednosti, potem njegovo zadovoljstvo z delovno kariero ni odvisno od tega, koliko delovne samostojnosti ima . Da bi popisali strukturo odvisnosti spremenljivke Z od spremenljivk X in Y, vpeljimo pogojno verjetnost P [(Z = 2)/(X = x) (Y = y)] . Iz zbranih podatkov izra- čunamo : P[(Z=2)/(X=2.33) (Y=1)J=0.344 P[(Z=2)/(X=3.26) (Y=1)J=0.386 161 P [(Z = 2) / (X = 2.33) (Y=2)J=0.504 P[(Z=2)/(X=3.26) (Y=2)J=0.554 P[(Z=2)/(X=2.33) (Y=3)J=0.593 P[(Z=2)/(X=3.26) (Y=3)J=0.663 V tabeli 3.1 preberemo, da je 2.33 skalna vrednost za vzorec preferenc (2,2,3,3,2,2,2,3) in 3 .26 skalna vrednost za vzorec preferenc (2,2,2,2,2,2,2,2) . Po- temtakem: za respondenta, ki (ocenjuje, da) sam odloča o svojem delu, je verjetnost, da je zadovoljen s svojo delovno kariero, enaka 0 .593, če ima preference (2,2,3,3,2,2,2,3), in je enaka 0,663, če ima preference (2,2,2,2,2,2,2,2) ; za respon- denta s preferencami (2,2,2,2,2,2,2,2), je verjetnost, daje zadovoljen s svojo delovno kariero, enaka 0 .386, če (ocenjuje, da) nima skoraj nobene možnosti, da bi sam od- ločal o svojem delu, če pa (ocenjuje, da) sam odloča, kako bo delal, je verjetnost, da je zadovoljen s svojo delovno kariero, kar 0 .663 . Vzemimo naslednje linearne zveze : P[(Z=2)/(X= .x > 1.93) (Y=1)J=aj x+cl P[(Z=2)/(X=x> 1.93)(Y=2)J=azx+cz P[(Z=2)/(X=x> 1.93)(Y=3)J=a3x+c3 P[(Z=2)/(X=x< 1.93)(Y=1)J=bjx+c l P[(Z=2)/(X=x < 1.93)(Y=2)J=bzx+cz P[(Z=2)/(X=x < 1.93) (Y=3)J=b3x+c3 Z regresijsko analizo dobimo : al = -0.02242 a2 = 0 .03482 a3 = 0.06766 Cl =c2=c3=0.415 To so vzorčne vrednosti cenilk za parametre al, a2, a3 in Cl, C2, C3 . Analognih vred- nosti za parametre bI, b2 in b3 ne navajamo, ker niso statistično signifikantne . Za koeficiente b 1, b2 in b3 potemtakem lahko sprejmemo hipotezo, da so vsi enaki nič . Linearne zveze, kijih določajo dobljene vrednosti parametrov a in c, so v skladu z našo predpostavko o odvisnosti spremenljivke Z od spremenljivk X in Y. Kot vi- dimo je a I < 0 < a2 < a3 . Razloček med verjetnostjo P [(Z = 2)/(X = x) Y = y)J ki jo izračunamo iz podatkov, in verjetnostjo P [(Z = 2)/(X = x) (Y = y)], ki jo izraču- namo s pomočjo ustreznega koeficienta a in c, je pri nekaterih vrednostih spremen- ljivke X resda precejšen, toda kljub temu lahko trdimo, da ocenjene linearne zveze razkrivajo zakonitost, ki smo jo predpostavljali . 4 . PREFERENČNA VREDNOST PROSTEGA LASA Za merjenje preferenčne vrednosti prostega časa smo uporabili šest vprašanj o preferencah (glej spodaj, vprašanja 9, 10, 11, 12, 13, 14). V vsako vprašanje smo po- stavili dve konformni štirikomponentni sliki dela . Sestavljeni sta iz oznak, ki smo jih uporabljali že pri oblikovanju slik za prejšnji merski instrument, in iz dveh pri- merjalnih oznak, ki zadevata vpliv poklicnega dela na količino prostega časa . Sliki dela, ki nastopata v posameznem vprašnju, sta pri dihotomiji delo - prosti čas na- sprotni. Preference, po katerih vprašujemo, zato kažejo, kako pomembne so za res- pondenta prostočasne aktivnosti v primerjavi s poklicnim delom . 162 VPRAŠANJE 9 Mislite si spet, da imate na izbiro dve službi in recimo, da sta taki : SLUŽBA A SLUŽBA B Imeli boste ravno toliko Imeli boste manj prostega prostega časa kot sedaj . časa kot sedaj . Imeli boste tolikšen Imeli boste za 10 % večji osebni dohodek kot sedaj . osebni dohodek kot sedaj . Opravljali boste delo, Opravljali boste delo, pri katerem pride vaše pri katerem pride vaše znanje bolj malo v znanje bolj malo v poštev . poštev . Ne boste delali nekaj Ne boste delali nekaj takega, kar vas ve- takega, kar vas veseli . seli . Katero od teh dveh služb bi imeli rajši? I - Bilo bi mi bolj ali manj vseeno, katero bi imel(a) . 2 - Rajši bi imel(a) službo A . 3 - Rajši bi imel(a) službo B . VPRAŠANJE 10 Sedaj si mislite, da morate izbrati eno od teh dveh služb : SLUŽBA A SLUŽBA B Imeli boste ravno toliko Imeli boste manj prostega prostega časa kot sedaj . časa kot sedaj . Imeli boste tolikšen Imeli boste za 30 % večji osebni dohodek kot sedaj . osebni dohodek kot sedaj . Imeli boste delo, pri Imeli boste delo, pri katerem pride vaše znanje katerem pride vaše znanje bolj malo v poštev . bolj malo v poštev . Ne boste delali nekaj Ne boste delali nekaj takega, kar vas veseli . takega, kar vas veseli . Katero od teh dveh služb bi imeli rajši? 1 - Bilo bi mi bolj ali manj vseeno, katero bi imel(a) . 2 - Rajši bi imel(a) službo A . 3 - Rajši bi imel(a) službo B . 163 VPRAŠANJE 11 Sedaj si mislite, da morate izbrati eno od teh dveh služb : - SLUŽBA A SLUŽBA B Imeli boste ravno toliko Imeli boste manj prostega prostega časa kot sedaj . časa kot sedaj . Imeli boste tak osebni Imeli boste tak osebni dohodek kot sedaj . dohodek kot sedaj . Imeli boste delo, pri Imeli boste delo, pri katerem boste v polni katerem pride vaše znanje meri izkoristili svoje bolj malo v poštev . znanje in pokazali svoje sposobnosti . Ne boste delali nekaj Delali boste nekaj, takega, kar vas veseli . kar vas veseli . Katero od teh dveh služb bi imeli rajši? 1 - Bilo bi mi bolj ali manj vseeno, katero bi imel(a) . 2 - Rajši bi imel(a) službo A . 3 - Rajši bi imel(a) službo B . VPRAŠANJE 12 Sedaj si mislite, da morate izbrati eno od teh dveh služb : SLUŽBA A SLUŽBA B Imeli boste ravno toliko Imeli boste manj prostega prostega časa kot sedaj . časa kot sedaj . Imeli boste tak osebni Imeli boste za 10 % večji dohodek kot sedaj . osebni dohodek kot sedaj . Imeli boste delo, pri Imeli boste delo, pri katerem boste v polni katerem pride vaše znanje meri izkoristili svoje bolj malo v poštev . znanje in pokazali svoje sposobnosti . Ne boste delali nekaj Delali boste nekaj, takega, kar vas veseli . kar vas veseli . Katero od teh dveh služb bi imeli rajši? 1 - Bilo bi mi bolj ali manj vseeno, katero bi imel(a) . 2 - Rajši bi imel(a) službo A . 3 - Rajši bi imel(a) službo B . 164 VPRAŠANJE 13 Sedaj si mislite, da morate izbrati eno od teh dveh služb : SLUŽBA A SLUŽBA B Imeli boste ravno toliko Imeli boste manj prostega prostega časa kot sedaj . časa kot sedaj . Imeli boste tak osebni Imeli boste za 30 % večji dohodek kot sedaj . osebni dohodek kot sedaj . Imeli boste delo, pri Imeli boste delo, pri katerem boste v polni katerem pride vaše znanje meri izkoristili svoje bolj malo v poštev . znanje in pokazali svoje sposobnosti . Ne boste delali nekaj Delali boste nekaj, takega, kar vas veseli . I kar vas veseli . Katero od teh dveh služb bi imeli rajši? 1 - Bilo bi mi bolj ali manj vseeno, katero bi imel(a) . 2 - Rajši bi imel(a) službo A . 3 - Rajši bi imel(a) službo B . VPRAŠANJE 14 Sedaj si mislite, tokrat je zadnjič, da morate izbrati eno od teh dveh služb : SLUŽBA A SLUŽBA B Imeli boste ravno toliko Imeli boste manj prostega prostega časa kot sedaj . časa kot sedaj . Imeli boste za 30 % večji Imeli boste za 30 % večji osebni dohodek kot sedaj . osebni dohodek kot sedaj . Imeli boste delo, pri Imeli boste delo, pri katerem boste v polni katerem pride vaše znanje meri izkoristili svoje bolj malo v poštev. znanje in pokazali svoje sposobnosti . Ne boste delali nekaj Delali boste nekaj, takega, kar vas veseli . kar vas veseli . Katero od teh dveh služb bi imeli rajši? 1 - Bilo bi mi bolj ali manj vseeno, katero bi imel(a) . 2 - Rajši bi imel(a) službo A . 3 - Rajši bi imel(a) službo B . 165 Za respondente, ki pri k-tem vprašanju izberejo odgovor-1 ali odgovor 2, lahko rečemo, da pri k-tem vprašanju dajejo šibko preferenco sliki dela A pred sliko dela Bin za respondente, ki pri k-tem vprašanju izberejo odgovor 1 ali odgovor 3, lahko rečemo, da pri k-tem vprašanju dajejo šibko preferenco sliki dela Bpred sliko dela A. Za respondente, ki pri k-tem vprašanju izberejo odgovor 2, lahko rečemo, da pri k-tem vprašanju dajejo strogo preferenco sliki dela A pred sliko dela B in za respon- dente, ki pri k-tem vprašanju izberejo odgovor 3, lahko rečemo, da pri k-tem vpra- šanju dajejo strogo preferenco sliki dela B pred sliko dela A . Za respondente, ki pri k-tem vprašanju izberejo odgovor 1, lahko rečemo, da so indiferentni glede slik dela, ki nastopata v k-tem vprašanju . (k = 9,10, . . . ,14) . Predpostaviti smemo, da vsak respondent daje sliki dela Biz desetega vprašanja vsaj šibko preferenco pred sliko dela B iz devetega vprašanja, sliki dela B v trinaj- stem vprašanju vsaj šibko preferenco pred sliko delaBv dvanajstem vprašanju, sled- nji vsaj šibko preferenco pred sliko dela B v enajstem vprašanju in sliki dela A iz štirinajstega vprašanja vsaj šibko preferenco pred sliko dela A v ostalih petih vpra- šanjih. Iz teh hipotez in iz hipoteze o tranzitivnosti relacij, ki jih določajo preferen- ce, sledijo naslednje hipoteze: vsak, ki pri devetem vprašanju daje šibko (strogo) pre- ferenco sliki dela B, daje šibko (strogo) preferenco sliki dela Btudi pri desetem vpra- šanju in vsak, ki pri desetem vprašanju daje šibko (strogo) preferenco sliki dela A, daje šibko (strogo) preferenco sliki dela A tudi pri devetem vprašanju ; vsak, ki pri enajstem vprašanju daje šibko (strogo) preferenco sliki dela B, daje šibko (strogo) preferenco sliki dela B tudi pri dvanajstem vprašanju in vsak, ki pri dvanajstem vprašanju daje šibko (strogo) preferenco sliki dela B, daje šibko (strogo) preferenco sliki dela B tudi pri trinajstem vprašanju ; vsak, ki pri trinajstem vprašanju daje šibko (strogo) preferenco sliki dela A, daje tudi pri dvanajstem vprašanju šibko (strogo) preferenco sliki dela A in vsak, ki pri dvanajstem vprašanju daje šibko (strogo) pre- ferenco sliki dela A, daje tudi pri enajstem vprašanju šibko (strogo) preferenco sliki dela A ; vsak, ki pri štirinajstem vprašanju daje šibko (strogo) preferenco sliki dela B, daje tudi pri trinajstem vprašanju šibko (strogo) preferenco sliki dela B in vsak, ki pri trinajstem vprašanju daje šibko (strogo) preferenco sliki dela A, daje tudi pri štirinajstem vprašanju šibko (strogo) preferenco sliki dela A . Predpostavili smo, da vsi respondenti dajejo sliki dela B iz desetega vprašanja vsaj šibko preferenco pred sliko dela B iz devetega vprašanja. Za vse ne, za nekatere respondente pa lahko postavimo tudi ostrejšo hipotezo : nekateri bržkone dajejo sli- ki dela B iz desetega vprašanja strogo preferenco pred sliko dela B iz devetega vpra- šanja . Po hipotezi o konsistentnosti preferenc pričakujemo, da vsak od njih, ki je pri devetem vprašanju indiferenten, daje pri desetem vprašanju strogo preferenco sliki dela B, in da vsak od njih, kije pri desetem vprašanju indiferenten, daje pri de- vetem vprašanju strogo preferenco sliki dela A . Podobni hipotezi lahko postavimo za preference pri enajstem in dvanajstem vprašanju: če respodent daje sliki dela B iz dvanajstega vprašanja strogo preferenco pred sliko dela B iz enajstega vprašanja in je glede slik dela iz enajstega vprašanja indiferenten, potem po hipotezi o konsis- tentnosti preferenc pričakujemo, da pri dvanajstem vprašanju daje strogo preferen- co sliki delaB pred sliko dela A, če pa je indiferenten glede slik dela iz dvanajstega vprašanja, potem pričakujemo, da pri enajstem vprašanju daje strogo preferenco sli- ki dela A pred sliko dela B . In tako dalje . Poglejmo, kako so respondenti v resnici odgovarjali . Pri slikah dela, kiju ima- mo v devetem vprašanju, 65 .5 % respondentov iz ciljnih vzorcev daje strogo prefe- renco sliki dela A. Pri slikah dela, kiju imamo v desetem vprašanju, analogen delež respondentov pade na 40 .9 %, pri slikah dela v enajstem vprašanju pa na 11 .6 %, pri slikah dela v dvanajstem vprašanju doseže 7 .5 % in pri slikah dela v trinajstem vprašanju samo 4.8 %. Pri slikah dela, ki nastopata v zadnjem vprašanju, 7 .9 % res- pondentov iz ciljnih vzorcev daje strogo preferenco sliki dela A. V teh porazdelitvah 166 preferenc za slike dela, ki so pri dihotomiji delo - prosti čas nasprotne, je mogoče videti dokaz, da »delovna etika živi in je zdrava« (Sessions, 1979), najbrž pa je treba v njih videti predvsem dokaz, da v nobeni ciljni skupini ne prevladuje težnja po »osvoboditvi od dela« . Pri tem velja opozoriti na razliko med verjetnostjo, da res- pondent daje strogo preferenco sliki dela A pri prvih dveh vprašanjih, in verjetnost- jo, da respondent daje strogo preferenco sliki dela A pri naslednjih treh vprašanjih : na začetku naše preferenčne poizvedbe, ko je ponujena večja ekstrinsična vrednost v zamenjavo za manj prostega časa, je verjetnost, da respondent daje strogo prefe- renco sliki dela A, precej večja kot pozneje, ko so v zameno za manj prostega časa ponujene večje intrinsične vrednosti . Statistična značilnost teh razlik je vidna s pro- stim očesom in zato statistični test tu ni potreben . Razlike so tolikšne, da so tudi vsebinsko pomembne : povedo nam, da prostočasne aktivnosti niso substitut za in- trinsično delo . V nadaljevanju analize bomo potrebovali mero za preferenčno vrednost proste- ga časa . Do nje lahko pridemo z enakim premislekom kot do mere za preferenčno vrednost intrinsičnega dela . V tabeli 4.1 je nekaj vzorcev preferenc s pripadajočimi skalnimi vrednostmi . Skalne vrednosti smo določili tako, da smo zadostili skalo- gramski zahtevi. Skalno vrednost 0 smo priredili vzorcu (3,3,3,3,3,3), torej vzorcu, ki ga sestavlja šest strogih preferenc za slike dela B . Enoto merjenja smo določili tako, daje razlika med skalno vrednostjo za vzorec preferenc (2,2,3,3,3,3) in skalno vrednostjo za vzorec preferenc (3,3,3,3,3,3) enaka 1 . Največjo skalno vrednost, to je skalno vrednost 10 .25, ima vzorec (2,2,2,2,2,2), ki ga sestavlja šest strogih prefe- renc za slike dela A . TABELA 4.1 VZOREC SKALNA PREFERENC VREDNOST (3,3,3,3,3,3) 0.00 (2,3,3,3,3,3) 0.46 (1,1,3,3,3,3) 0.52 (2,1,3,3,3,3) 0.73 (2,2,3,3,3,3) 1 .00 (1,1,1,3,3,3) 1 .41 (1,1,3,3,3,1) 1 .46 (3,3,2,3,3,3) 1 .88 (2,3,2,3,3,3) 2.34 (2,3,3,3,3,2) 2.47 (2,2,2,3,3,3) 2.88 (3,3,2,3,3,2) 3.90 (2,3,2,2,3,3) 4.81 (1,1,l,1,1,1) 4.88 (2,2,2,3,3,2) 4.90 (2,2,2,2,3,3) 5.36 (2,2,2,2,3,1) 6.30 (2,3,2,2,3,2) 6.83 (2 .2,2,2,3,2) 7.37 (2,2,2,2,2,2) 10.25 V tabeli 4 .2 so nacionalna in skupinska povprečja za preferenčno vrednost pro- stega časa ter razen povprečij še standardne deviacije in števila, ki povedo, koliko osebje bilo upoštevanih pri računanju danega povprečja in pripadajoče standardne 167 deviacije. Nacionalno povprečje doseže največjo vrednost na japonskih ciljnih vzor- cih in najmanjšo na ameriških . Skupinsko povprečje doseže največjo vrednost pri tekstilnih delavcih in najmanjšo pri inženirjih kemije . Skupno povprečje vseh vzor- cev je 1 .38 in ustrezna standardna deviacija 2 .25 . Vseh oseb iz ciljnih vzorcev, ki so veljavno odgovorile na vsako od šestih vprašanj, je 578 1 . TABELA 4.2 POVPREČJE STANDARDNA ŠTEVILO DEVIACIJA OSEB DEŽELA Belgija 1 .48 2 .42 881 Nemčija 1 .54 2.13 685 Izrael 1 .32 2 .34 839 Japonska 1 .69 2 .54 1089 Nizozemska 1 .32 2.09 901 ZDA 0.93 1 .67 846 Jugoslavija 1 .31 2 .31 540 CILJNA SKUPINA Iskalci zaposlitve 1 .85 2 .71 534 Upokojenci 1 .34 2 .23 545 Inženirji kemije 0.95 1.53 538 Učitelji 1 .09 1 .56 641 Samozaposleni 1 .35 2.38 649 Orodjarji 1 .46 2.32 581 Referenti 1.36 2.26 687 Tekstilni delavci 1 .87 2.59 564 Začasno zaposleni 1 .46 2.25 457 Učenci 1 .17 1 .83 585 V tabeli 4 .2 so standardne deviacije v primerjavi s povprečji zelo velike . To po- meni, da povprečje ni posebno dobra mera za centralno tendenco v posamezni de- želi ali v posamezni ciljni skupini. Poglejmo, ali to pomeni tudi, da preferenčna vrednost prostega časa ni odvisna od faktorjev dežela in ciljna skupina . Da bi do- gnali, ali obstaja odvisnost ali ne, smo naredili nekaj kovariančnih analiz . Razen de- žele in ciljne skupine smo tudi v teh analizah upoštevali še starost. V njihDEŽELA in CILJNA SKUPINA nastopata kot faktorja,STAROST kot kovariata. Spomni- mo se, da imamo opraviti z neortogonalnostjo faktorskih učinkov in da v Nemčiji in pri nas anketiranje ni bilo izvedeno za vseh deset ciljnih vzorcev. Kovariančne analize smo zato delali na vzorcih za vse ciljne skupine iz petih dežel (brez Nemčije in Jugoslavije) ter na vzorcih za šest ciljnih skupin iz šestih dežel (izpuščali smo is- kalce zaposlitve, upokojence, začasno zaposlene delavce in učence in kar vse nem- ške vzorce). Kovariančni analizi, ki sta povzeti v tabeli 4 .3, sta bili narejeni na vzor- cih za vse ciljne skupine iz petih dežel Eno smo opravili po regresijskem, eno po hierarhičnem modelu . Ko smo uporabili hierarhični model, smo najprej ocenili uči- nek starosti . Po razmejitvi učinka starosti smo ocenili učinek dežele, po izločitvi učinka starosti in dežele smo ocenili učinek ciljne skupine in na koncu še učinek interakcije . Ne glede na to, kateri model kovariančne analize smo uporabili, smo vsakič prišli do iste ugotovitve : vsi ocenjeni učinki so statistično signifikantni . 168 TABELA 4.3 REGRESUSKA HIERARHIČNA VARIANTA VARIANTA VIR VSOTA VSOTA PROS . VARIABILNOSTI KVADRATOV F KVADRATOV F STOP . KOVARIATA Starost 134.350 27 .90 74.692 15.51 1 FAKTORJA 668.228 10.68 675.097 10.79 13 Dežela 321 .708 16.70 318.742 16.55 4 Ciljna skupina 345.144 7 .97 356.355 8.22 9 INTERAKCIJA Dežela-cilj. skupina 814.169 4.70 814 .167 4.70 36 POJASNJENA VAR. 1563 .956 6.50 1563.956 6.50 50 RESIDUAL. VAR . 21580.842 21580 .843 4482 CELOTNA VAR . 23144 .799 23144.799 4532 Da bi dobili konfiguracijo aditivnih učinkov obeh faktorjev in kovariate, smo opravili multiplo klasifikacijsko analizo . Rezultati so v tabelah 4 .4a in 4.4b. Kova- riančne analize so pokazale, da je interakcija faktorskih učinkov statistično signi- fikantna, zato je mogoče ugovarjati trditvam, ki jih opiramo na multiplo klasifika- cijsko analizo. Multipla klasifikacijska analiza je namreč multivariantna analiza, ki upošteva le aditivne učinke . Toda zdi se nam, da se kljub vsemu lahko zanesemo na dobljene konfiguracije aditivnih učinkov . V četrtem stolpcu tabele 4 .4b so od- kloni, ki kažejo, kolikšen je ocenjeni čisti učinek faktorja dežela : »razpon učinka« je enak 0.39 - (-0 .46) = 0.85 merske enote in pojasnjuje približno 1 .4 % variance preferenčne vrednosti prostega časa . V četrtem stolpcu tabele 4 .4a so odkloni, ki ka- žejo ocenjeni čisti učinek faktorja ciljna skupina : »razpon učinka« je enak 0 .46 - (-0 .63) = 1 .09 merske enote in pojasnjuje približno 2 % variance preferenčne vrednosti prostega časa . Kratek račun z ustreznimi vrednostmi iz tabele 4 .3 pa po- kaže, da interakcija obeh faktorjev pojasnjuje približno 3 .5 % variance preferenčne vrednosti prostega časa . V konfiguraciji učinka ciljne skupine spet dobimo opazno spremembo, ko razmejimo učinek starosti : absolutna vrednost povprečnega odklo- na za upokojence se poveča od 0 .07 na 0.63, absolutna vrednost povprečnega od- klona za učence pa se zmanjša od 0 .35 na 0 .02. V teh spremembah so očitno str- njene (statistično signifikantne) razlike med starostnimi skupinami . Povprečna pre- ferenčna vrednost prostega časa za starostno skupino pod 30 let, se pravi povprečje za vse do 30 let stare respondente iz ciljnih vzorcev, je 1 .28, za skupino od 30 do 50 let 1 .39 in za tiste, ki so stari 50 let ali več, 1 .57 . 169 TABELA 4.4a SKUPNO POVPREČJE = 1 .37 RAZMEJITEV PRED RAZMEJITEV FAKTORJEV RAZMEJITVIJO FAKTORJEV IN KOVARIATE FAKTORSKA KATEGORIJA N ODKLON ETA ODKLON BETA ODKLON BETA DEŽELA Belgija 880 0,12 0.11 0.11 Izrael 826 -0.06 -0.06 -0.06 Japonska 1083 0.32 0.32 0.34 Nizozemska 901 -0.04 -0.05 -0.02 ZDA 843 -0.44 -0.41 -0.47 0.11 0.11 0.12 CILJNA SKUPINA Iskalci zaposlitve 439 0.51 0.46 0.46 Upokojenci 453 -0.07 -0.07 -0.63 Inženirji kemije 447 -0.41 -0 .39 -0.38 Učitelji 447 -0.20 -0.19 -0.14 Samozaposleni 459 0 .12 0.14 0.01 Orodjarji 436 0.12 0.14 0.12 Referenti 496 -0.10 -0.1l 0.02 Tekstilni delavci 442 0.33 0.32 0.35 Začasno zaposleni 442 0.09 0.10 0.24 Učenci 472 -0.35 -0.35 -0.02 0.12 0.12 0.14 TABELA 4 .4b SKUPNO POVPREČJE = 1 .34 RAZMEJITEV PRED RAZMEJITEV FAKTORJEV RAZMEJITVIJO FAKTORJEV IN KOVARIATE FAKTORSKA KATEGORIJA N ODKLON ETA ODKLON BETA ODKLON BETA DEŽELA Belgija 529 -0.00 -0 .00 0.00 Izrael 507 -0 .11 -0.12 -0.11 Japonska 620 0 .34 0.35 0.39 Nizozemska 547 0.13 0.13 0.14 ZDA 524 -0 .41 -0.40 -0.46 Jugoslavija 539 -0 .03 -0.03 -0.04 0.10 0.10 0.12 CILJNA SKUPINA Inženirji kemije 537 -0 .38 -0.38 -0.38 Učitelji 537 -0 .23 -023 -0.21 Samozaposleni 549 0.07 0.07 -0.05 Orodjarji 527 0.15 0.16 0.16 Referenti 585 -0 .10 -0.12 -0 .03 Tekstilni delavci 531 0.51 0.51 0.52 0.13 0.13 0.12 170 Očitno je, da niti karakteristike, ki definirajo ciljno skupino, niti karakteristike, ki definirajo deželo, ne generirajo velikih in zares pomembnih razlik v preferencah za prosti čas . Ostane nam še, da doženemo, če morda socializacijski procesi in stra- tifikacijske karakteristike (ki ne kovariirajo s ciljno skupino) bolje pojasnjujejo raz- like v preferencah za prosti čas . Poglejmo, kaj smo dobili, ko smo faktor ciljna sku- pina nadomestili s faktorji SPOL, IZOBRAZBA in POKLICNO DELO respon- denta. Upoštevali smo naslednje karakteristike poklicnega dela : SAMOSTOJ- NOST PRI DELU, DELOVNI ČAS, FIZIČNA in PSIHIČNA NAPORNOST dela. Kako smo merili, koliko samostojnosti pri delu ima posamezen respondent, že vemo. Kakšen delovni čas ima respondent, smo izvedeli s tremi vprašanji . Z dve- ma smo definirali nominalno spremenljivko, ki ima naslednjo zalogo vrednosti : 1 - v glavnem delo podnevi in vsaj polovica prostih vikendov 2 - v glavnem delo podnevi in manj kot polovica prostih vikendov 3 - v glavnem nočno delo ali delo popoldne in zvečer ali delo v izmenah in vsaj po- lovica prostih vikendov 4 - v glavnem nočno delo ali delo popoldne in zvečer ali delo v izmenah in manj kot polovica prostih vikendov Kako naporno je respondentovo delo, smo ugotavljali z dvema vprašanjema : pri enem je respondent ocenil fizično, pri drugem pa psihično napornost svojega dela. Obakrat je imel na voljo štiri ocenjevalne modalitete . Prvi dve in zadnji dve modaliteti smo združili in definirali dihotomni spremenljivki : 1 - delo je redko ali nikoli fizično prenaporno 2 - delo je včasih ali pogosto fizično prenaporno oziroma 1 - delo je redko ali nikoli psihično prenaporno 2 - delo je včasih ali pogosto psihično prenaporno V tabeli 4 .5 so rezultati kovariančne analize . Vrednosti testne statistike F po- vedo, da večina interakcijskih učinkov ne dosega statistične signifikantnosti . Isto ve- l ja za učinek spola . Ostali učinki so statistično signifikantni . V tabeli 4.6 imamo od- klone, ki gredo na račun posameznih aditivnih učinkov . Določili smo jih z multiplo klasifikacijsko analizo . Odkloni, ki so pripisani faktorju delovni čas, gredo bržkone na račun selekcijskega učinka poklicnih vrednot . Socializacijski učinek poklicnih izkušenj pa se vidi v konfiguraciji odklonov, ki so pripisani faktorju delovna samos- tojnost in v konfiguraciji odklonov, ki so pripisani faktorjema fizična oziroma psi- hična napornost dela . Zaradi omejitev v računalniškem programu, ki nam je bil na voljo, nismo mogli upoštevati vseh šestih faktorjev hkrati . Upoštevali smo jih loče- no tako, da smo opravili dve multipli klasifikacijski analizi . Odkloni, ki so pripisani faktorju delovni čas in odkloni, ki so pripisani faktorjema fizična oziroma psihična napornost dela, zato niso medsebojno razmejeni . Ne glede na to, lahko rečemo, da socializacijski učinek ni velik . Najboljši prediktor preferenčne vrednosti prostega časa je očitno izobrazba . »Razpon njenega učinka« pa spet ni tolikšen, da bi lahko trdili, da stratifikacijske karakteristike generirajo bistvene razlike v preferencah za prosti čas . Prej nasprotno, izid te analize potrjuje, kar smo spoznali v prejšnjem raz- delku - da je intrinsično delo, ki je komplement prostega časa, univerzalistična vrednota. To pomeni, da stratifikacijske karakteristike ne vplivajo znatno na po- klicne vrednote in da poklicne vrednote lahko implicirajo stratifikacijo . 17 1 TABELA 4.5 VIR VSOTA VARIABILNOSTI KVADRATOV F PS KOVARIATA Starost 25.570 5.05 1 FAKTORJI 248.155 5.45 9 Delovni čas 44 .850 2.95 3 Samostojnost 35.419 3.50 2 Izobrazba 64.570 4.25 3 Spol 11 .199 2 .21 1 DVOJNE INTERAKCIJE 269.200 1 .83 29 Delovni čas-samostojnost 56.585 1 .86 6 Delovni čas-izobrazba 52.988 1.16 9 Delovni čas-spol 93.875 6.18 3 Samostojnost-izobrazba 63 .652 2 .10 6 Samostojnost-spol 16 .584 1.64 2 Izobrazba-spol 47.874 3 .15 3 TROJNE INTERAKCIJE 214 .671 1 .09 39 Delovni čas-samostojnost-izobrazba 58 .841 0.65 18 Delovni čas-samostojnost-spol 96.919 3 .19 6 Delovni čas-izobrazba-spol 64.860 1 .42 9 Samostojnost-izobrazba-spol 11.056 0.36 6 POJASNJENA VAR . 1101 .328 2.79 78 RESIDUAL. VAR . 25020 .729 4942 CELOTNA VAR . 26122.058 5020 172 TABELA 4.6 SKUPNO POVPREČJE = 1 .40 RAZMEJITEV PRED RAZMEJITEV FAKTORJEV RAZMEJITVIJO FAKTORJEV IN KOVARIATE FAKTORSKA KATEGORIJA N ODKLON ETA ODKLON BETA ODKLON BETA DELOVNI ČAS 1 3397 -0.03 0.01 0.01 2 3 508 0.35 0.10 0.12 4 308 -0.19 -0.33 -0.33 0.05 0.04 0.04 SAMOSTOJNOST 1 713 0.38 0.19 0.21 2 2498 -0.04 -0.02 -0.01 3 1810 -0.10 -0.05 -0.07 0.07 0.03 0.04 IZOBRAZBA 1 626 0.63 0.59 0 .55 2 2164 0.12 0.11 0.12 3 1104 -0.16 -0.15 -0.15 4 1127 -0.41 -0.40 -0.39 0.14 0.13 0.13 SPOL Moški 2765 -0.02 -0.01 -0.02 Zenske 2256 0.02 0.02 0.03 0.01 0.01 0 .01 NAPORNOST DELA Fizična 1 2983 -0.15 -0.09 -0.09 2 2066 0.22 0.13 0.12 0.08 0.05 0.04 Psihična 1 2216 -0.09 -0.10 -0.09 2 2833 0.07 0.08 0.07 0.03 0.04 0.04 1 7 3 5. LITERATURA Blau, P. M . (1964). Exchange and Power in Social Life. New York: Wiley . DiRenzo, G . J. (1967). »Conceptual Definition in the Behavioral Sciences,« v G . J. DiRenzo, ed., Concepts, Theory, and Explanation in the Behavioral Sciences . New York: Random House . Fararo, T . J. (1973). Mathematical Sociology: An Introduction to Fundamen- tals. New Yokr: Wiley . Guttman, L. (1941) . »The Quantification of a Class of Attributes : A Theory and Method of Scale Construction,« v P . Horst, et. al., The Prediction of Personal Ad- justment. New York : Social Science Research Council . Henderson, J. M. in Quandt, R. E. (1958). Microeconomic Theory : A Mathe- matical Approach . New York: Mc Graw-Hill . Horvat, B. (1979). »Paths of Transition to Workers' Self Management in the Developed Capitalist Countries,« V T . R. Burns, L. E. Karlsson in V. Rus, eds ., Work and Power: The Liberation of Work and the Control of Political Power . Lon- don : Sage Publications. Kaplan, A . (1964). The Conduct of Inquiry. San Francisco : Chandler Publis- hing Company . Kerr, C. (1979). »Industrialism with a Human Face,« v C. Kerr in J. M. Rosow, eds., York in America: The Decade Ahead. New York: Van Nostrand . Kohn, M. L. (1969). Class and Conformity: A Study in Values . Homewood: Dorsey . Lipset, S. M. (1963). Political Man. New York: Doubleday . Luce, R. D. in Suppes, P . (1965). »Preferences, Utility, and Subjective Proba- bility,« v R . D. Luce, R. R. Bush in E. Galanter, eds., Handbook of Mathematical Psyhology. Vol. III. New York: Wiley, Chap. 19 . Mortimer, J . E. in Lorence, J . (1979 a). »Work Experience and Occupational Value Socialization: A Longitudinal Study.« American Journal of Sociology, 84, 1361-1385 . Mortimer, J. E. in Lorence, J. (1979 b) . »Occupational Experience and the Self- Concept: A Longitudinal Study .« Social Psyhology Quarterly, 42, 307-323 . MOW International Research Team (1981). »The Meaning of Working,« v G . Dlugos in K . Weierman, eds., Management under Differing Value System: Political, Social and Economical Perspectives in a Changing World. Berlin, New York: Wal- ter De Gruyter. Samuel, Y. in Lewin-Epstein, N. (1979). »Ther Occupational Situs as a Pre- dictor of Work Values.« American Journal of Sociology, 85, 625-639 . Seashore, S. E. in Taber, T. D . (1975). »Job Satisfaction Indicators and their Correlates .« American Behavioral Scientist, 18, 333-368 . Sessions, F. Q. (1978). »The Work Ethic is Alive and WelL« Review of Sport & Leisure, 3, 112-122 . Suppes, P. (1957). Introduction to Logic . Princeton: Van Nostrand . Trampuž, C. in Antončič, V . (1984, oddano, še ne objavljeno) . »Solution of the Scalogram Problem via Principal Components Analysis .« The Journal of Mathe- matical Sociology. Yankelovich, D. (1979). »Work, Values, and the New Breed,« v C . Kerr in J. M . Rosow, eds., Work in America: The Decade Ahead. New York: Van Nostrand . 1 74