JÄHMETTYIKÖ SUOMI? SOSIAALINEN LIIKKUVUUS JA PITKÄAIKAISTYÖTTÖMYYS SUOMESSA

Transkriptio

1 3/2002 Sosiologia 185 JÄHMETTYIKÖ SUOMI? SOSIAALINEN LIIKKUVUUS JA PITKÄAIKAISTYÖTTÖMYYS SUOMESSA Jani Erola & Pasi Moisio Johdanto l Hallitseva piirre suomalaisessa sosiaalisessa liikkuvuudessa toisen maailmansodan jälkeen on ollut maataloussektorin pieneneminen ja työvoiman painopisteen siirtyminen muihin ammatteihin (Pöntinen 1982b; Pöntinen et al 1983; Erikson & Pöntinen 1985; Alestalo 1991; Pöntinen 1991.) Pöntinen ennakoi empiiristen analyysien pohjalta, että suomalainen yhteiskunta tulee jossain määrin sulkeutumaan yhdeksänkymmentäluvun puoliväliin mennessä. Sosiaalisen liikkuvuuden vähentymistä, jähmettymistä, odotettiin tapahtuvan siitä yksinkertaisesta syystä, että maaltamuuttajien suuri virta tyrehtyisi. Oli odotettavissa, ettei yhteiskunta muuttuisi avoimemmaksi 1990-luvulla. Koulutuksessa oli edelleen havaittavissa merkittävää eriarvoisuutta. Keskiluokan kasvusta ei ollut takeita ja sen kasvun mahdollisesti pysähtyessä keskiluokka sulkeutuisi. Tämä merkitsisi sosiaalisen nousun mahdollisuuksien kaventumista ja sosiaalisen laskun mahdollisuuksien kasvua. (Pöntinen 1991.) Monet kuitenkin uskoivat keskiluokan edelleen kasvavan 1990-luvulla. Suomen oletettiin seuraavan Daniel Bellin postmodernisaatioteesin mukaista kehitystä, jonka mukaan palvelusektorin työt lisääntyvät ja teollinen työ vähenee. (Alestalo 1991; Kortteinen 1991; Melin 1999; Blom & Melin 2002.) Sosiaalista liikkuvuutta ei kuitenkaan ole tutkittu Suomessa viimeiseen kymmeneen vuoteen. Vaikka tuloliikkuvuutta (Jäntti & Österbacka 1999; Österbacka 2001), alueellista liikkuvuutta (Jolkkonen et al 2001), koulutusliikkuvuutta (Kivinen et al 2001) ja köyhyysliikkuvuutta (Airio & Niemelä 2002; Parikkala 1994) onkin 1990-luvulla tutkittu, lyhyitä katsauksia lukuun ottamatta kaikki tieto sosiaalisesta liikkuvuudesta on peräisin 1980-luvulta tai aiempaa luvun lamaa ja sen vaikutuksia liikkuvuustutkimus ei tietenkään voinut ennustaa. Sosiaalisen liikkuvuuden ymmärretään kuitenkin muuttuvan juuri merkittävien yhteiskunnallisten myllerrysten yhteydessä (Goldthorpe 2000, ). Suomen lamaa voidaan hyvällä syyllä pitää tällaisena myllerryksenä. Tässä artikkelissa tutkimme, miten 1990-luvun alun lama ja massatyöttömyys vaikuttivat sosiaaliseen liikkuvuuteen Suomessa. Lama synnytti näkyvää eriarvoisuutta, joka ilmeni esimerkiksi työttömyytenä, köyhyytenä ja velkaongelmina. Mutta miten lama vaikutti rakenteelliseen eriarvoisuuteen, jota on vaikeampi havaita suoraan? Rakenteellisella eriarvoisuudella tarkoitamme sitä mahdollisuuksien epätasa-arvoa, joka ilmenee sosiaalisen liikkuvuuden kautta. Sosiaalisen liikkuvuuden tutkiminen Työnjako on yksi sosiologian vanhimmista ja perustavanlaatuisimmista tutkimuskysymyk-

2 186 Sosiologia 3/2002 sistä. Sitä, miten ihmiset liikkuvat asemasta toiseen työmarkkinoilla, pidetään yhtenä keskeisimmistä yksilön ja makrorakenteiden välisistä suhteista teollistuneissa maissa (Erikson & Goldthorpe 1992; Blau & Duncan 1967; Wright 1997). Muutoksia tässä yksilön ja rakenteen suhteessa voidaan pitää tärkeinä merkkeinä yleisemmästä yhteiskunnan muutoksesta (ks. Durkheim 1893; Weber 1920, 938; Parsons 1937, ). Arkielämässä työmarkkina-asemien muutoksiin kiinnitetään huomiota yleensä silloin, kun joku vaihtaa ammattia tai etenee urallaan. Tutkimuksissa tähän viitataan sukupolven sisäisenä liikkuvuutena tai uraliikkuvuutena. Liikkuvuustutkimus on kuitenkin kiinnostuneempi sukupolvien välisestä liikkuvuudesta. Sukupolvien välisellä liikkuvuudella tarkoitetaan sitä, miten vanhempien työmarkkina-asema ennustaa lasten työmarkkina-asemaa, esimerkiksi miten akateemisissa ammateissa toimivien vanhempien ammatti ennakoi lapsen aikuisiän ammattia. Vanhempien, useimmiten isän, asemaan viitataan termillä origin (jatkossa lähtöasema), lasten asemaan termillä destination (jatkossa kohdeasema). Kun ollaan kiinnostuneita lähtö- ja kohdeaseman välisestä suhteesta, käytetään analyysissa nykyisin yleensä kategorisia menetelmiä. Tällöin liikkuvuutta voidaan analysoida kahdella tavalla. Ensimmäinen lähestymistapa, absoluuttinen liikkuvuus, viittaa siihen, kuinka suurella osuudella kohde-asema poikkeaa lähtöasemasta. Absoluuttisista luvuista esitellään yleensä kokonaisliikkuvuus (total rates), lähtöjakaumat (inflow) ja tulojakaumat (outflow). Kokonaisliikkuvuus kertoo niiden henkilöiden osuuden, joiden sosiaalinen asema on eri kuin vanhempien. Lähtöjakaumat kertovat eri lähtöasemien prosentuaaliset osuudet tietyssä kohdeasemassa, tulojakaumat puolestaan eri kohdeasemien osuudet tietyissä lähtöasemissa. (Erikson & Goldthorpe 1992, 54 55, suom. termit vrt. Pöntinen 1991.) Suurin osa sosiaalisesta liikkuvuudesta voidaan selittää ammattirakenteessa tapahtuneilla muutoksilla. Esimerkiksi maatalouden supistuminen toisen maailmansodan jälkeen on aikaansaanut liikkuvuutta muihin ammattiasemiin, kuten teollisuuteen. Tähän viitataan eksogeenisen tai pakotetun liikkuvuuden käsitteellä. Eksogeenista liikkuvuutta tarkastellaan usein juuri absoluuttisten lukujen kautta. (Erikson & Goldthorpe 1992, ) Toinen lähestymistapa sosiaaliseen liikkuvuuteen on tarkastella ns. suhteellista liikkuvuutta. Suhteellinen liikkuvuus viittaa vedonlyöntisuhteeseen, jolla tietystä lähtöasemasta liikutaan joko samaan tai eri kohdeasemaan. Seuraamme Eriksonin ja Goldthorpen (1992) ehdotusta, että suhteelliseen liikkuvuuteen viitattaisiin erityistermillä fluidity (tästä eteenpäin vaihtuvuus 1 ). Vaihtuvuuden empiirisenä etuna on, että se mahdollistaa liikkuvuutta koskevien hypoteesien log-lineaarisen mallintamisen (Pöntinen 1982a). Absoluuttisten lukujen avulla voidaan tarkastella sosiaalirakenteessa tapahtuneita muutoksia, mutta mikäli haluamme tarkastella luokkien mahdollista sulkeutumista tai liikkuvuuden jähmettymistä, meidän tulee tarkastella myös vaihtuvuutta. Yhteiskunnan avoimuuteen liittyvistä ilmiöistä mahdollisuuksien tasa-arvoa (meritokratiaa) voidaan pitää ainakin ideaalisena tavoitteena yhteiskunnissa. Se viittaa siihen, missä määrin sosiaalinen liikkuvuus määräytyy yksilön omien kykyjen, tavoitteiden ja ponnisteluiden perusteella. Tietysti voidaan olla eri mieltä siitä, millä keinoin mahdollisuuksien tasa-arvoon tulisi pyrkiä ja keitä kaikkia sen tulisi koskea. Lisäksi on syytä muistaa, että mahdollisuuksien tasa-arvo ei ole sama asia kuin toteutunut (tulosten) tasa-arvo. (Pöntinen 1982b; 1983, 87 89; 1991; ks. Marshall et al 1997.) Vaihtuvuuden katsotaan heijastavan absoluuttista liikkuvuutta paremmin yhteiskunnan avoimuutta ja sitä, kuinka hyvin mahdollisuuksien tasa-arvo toteutuu. Tämän vuoksi vaihtuvuutta pidetäänkin usein mielenkiintoisempana ilmiönä kuin absoluuttista liikkuvuutta. Esimerkiksi pelkkä maataloustyön väheneminen ei kerro mahdollisuuksien tasa-arvon muutoksesta yksinään paljoakaan. Mutta jos maatalousperheistä tulevilla lapsilla on suhteellises- 1 Suom. termiä käytetty Goldthorpe 1985.

3 3/2002 Sosiologia 187 ti pienempi todennäköisyys liikkua yleisesti arvostettuihin ja tavoiteltuihin ammatteihin kuin muun sosiaalisen taustan omaavilla, voimme puhua mahdollisuuksien epätasa-arvosta. Goldthorpe ja Erikson kuitenkin painottavat, että vaikka absoluuttinen ja suhteellinen liikkuvuus ovat analyyttisesti eroteltavissa toisistaan, on kyse silti saman ilmiön eri puolista. (Erikson & Goldthorpe 1992). Suuri osa vertailevasta sosiaalisen liikkuvuuden tutkimuksesta liittyy tällä hetkellä ns. teollistumisen liberaaliin teesiin. Sen mukaan sosiaalisen liikkuvuuden aste on teollistuneissa yhteiskunnissa korkea verrattuna esiteollisiin yhteiskuntiin. Karkeahkoa teesiä on tarkennettu monin lisähypoteesein, joista viimeisimpänä voidaan pitää Eriksonin ja Goldthorpen (1992) hypoteesia Core Model of Social Fluidity. Teesin tutkiminen koetaan tärkeäksi, koska sillä on selkeä yhteys yhteiskunnan avoimuuden asteeseen (ks. Lipset & Zetterberg 1959; Featherman et al 1975; Erikson & Goldthorpe 1992). Vaikka emme tässä artikkelissa pyrikään käsittelemään Suomen tapausta teollistumisen liberaalin teesin kannalta, voimme kuitenkin arvioida suomalaisen yhteiskunnan avoimuudessa tapahtuneita muutoksia 1990-luvulla. Pohjoismaita pidetään sosiaalisen liikkuvuuden kannalta poikkeuksellisen avoimina yhteiskuntia (esim. Jäntti 2002). Ainakaan Ruotsissa ei liikkuvuudessa 1990-luvulla tapahtunut merkittävää muutosta (Jonsson 2002). Suomen osalta 1990-luvun tutkimustieto kuitenkin puuttuu. Sosiaaliluokat ja pitkäaikaistyöttömyys Liikkuvuustutkimuksissa erilaiset työmarkkina-asemat on useimmiten kategorisoitu sosiaaliluokkiin. Luokan käsitteellistämisessä voidaan tunnistaa kaksi pääsuuntausta. Uusmarxilainen suuntaus painottaa luokkaintressien välistä konfliktia luokkien muotoutumisen perusteena (esim. Wright 1997). Uusweberiläinen suuntaus puolestaan painottaa elinmahdollisuuksien ja markkina-asemien eroja (esim. Breen 2001). Erikson & Goldthorpe (1992, 37) käyttävät luokitteluperusteina kolmea kriteeriä: (1) asema työmarkkinoilla, jota tarkennetaan tiedoilla (2) asemasta tuotantoyksikössä ja (3) ammattisuhteista. Näiden periaatteiden mukaan ammatit voidaan luokitella kolmeen pääryhmään: työnantajiin, itsenäisiin työtekijöihin ja työntekijöihin. Määrittelyeroista huolimatta sosiaaliluokittelut ovat varsin samanlaiset sekä uusmarxilaisessa että uusweberiläisessä perinteessä (Sørensen 1999; ks. Erikson & Goldthorpe 1992; Wright 1997). Luokittelua on mahdollista tarkentaa siten, että päädytään seitsemään tai jopa yhteentoista eroteltavissa olevaan luokka-asemaan. Ammatit ja siis myös sosiaaliluokat voidaan järjestää hierarkkisesti niiden osakseen saaman arvostuksen ja/tai haluttavuuden suhteen (esim. Blau & Duncan 1967; Prady 2000). Hierarkkisuusolettamusta ei analyyseissa aina tehdä, mikä ei kuitenkaan estä tulosten tulkitsemista hierarkkisuuden pohjalta. Viime vuosikymmenten aikana on sosiaaliluokkaa peruskategoriana käyttävää tutkimusta usein kritisoitu esittämällä olettamuksia luokan kuolemasta tai ainakin sen merkityksen vähenemisestä (ks. Lyotard 1978; Urry 1995; Pakulski 2001). Lukuun ottamatta keskustelua siitä, että luokka-asema ei enää ennustaisikaan äänestämiskäyttäytymistä (ks. Evans 1999; Korpi & Palme 2001), tällainen kritiikki ei pysty osoittamaan yksiselitteistä tukea väitteelleen. Päinvastoin, esimerkiksi Eriksonin ja Goldthorpen luokittelun on todettu vastaavan melko hyvin empiirisessä tutkimuksessa esiin nousevaa latenttia ammattien rakennetta (Evans & Mills 1998; Breen 2001). Suomessakin luokka toimii edelleen voimakkaana selittäjänä esimerkiksi kulutuskäyttäytymisen kohdalla, eikä ole korvautunut postmoderneilla toiminnan muodoilla (esim. Erola 2000; Wilska & Eresmaa 2002). Vaikka yhteiskuntaluokkatutkimusta kohtaan esitetylle kritiikille ei tunnu juuri löytyvän empiiristä tukea (esim. Goldthorpe 2000, 163), on vaikea ohittaa sitä tosiseikkaa, että työssäkäyvien suhteellinen osuus työvoimasta on esimerkiksi Euroopan Unionissa laskenut. Selkeimmin tämä seikka näkyy työttömyysasteissa. Vielä 70-luvulla työttömyyttä pidettiin marginaalisena ilmiönä, joka liittyi yhteiskuntien dysfunktionaalisuuteen. Tänä päivä-

4 188 Sosiologia 3/2002 nä massatyöttömyyttä pidetään haitallisena ja epätoivottuna, mutta melkeinpä normaalina yhteiskunnallisena ilmiönä. Niinpä massatyöttömyyden yhteiskunnassa ammattiin perustuva sosiaaliluokittelu voi tuntua harhaanjohtavalta. Kun seuraavassa tarkastelemme sosiaalisen liikkuvuuden muutosta , otamme huomioon pitkäaikaistyöttömyyden mahdollisena luokittelun ulkopuolelle joutumisena. Pitkäaikaistyöttömyys voidaan nähdä kuvatun kolmen sosiaaliluokittelukriteerin eräänlaisena negaationa. Muita mahdollisuuksia luokittelun ulkopuolelle joutumiseen ovat esimerkiksi työkyvyttömyyseläke, opiskelu, äitiysloma ja lyhytaikainen tai toistuva työttömyys. Tarkastelun kohdistaminen pitkäaikaistyöttömyyteen on kiinnostavaa juuri mahdollisuuksien tasa-arvon kannalta. Pitkittynyttä työttömyyttä tuskin voidaan ainakaan kokonaisuudessaan selittää vapaaehtoisuudella. Pitkäaikaistyöttömyyttä voidaan pitää ehkä selkeimpänä työmarkkinoihin liittyvänä epätasaarvona (vrt. Myrdal 1969; Sen 1999, 20 21). Työttömyyden voidaan otaksua vähentävän absoluuttista liikkuvuutta tavallisten luokkaasemien välillä, koska osa liikkuvuudesta suuntaa luokittelun ulkopuolelle. Näin ollen työttömyyden kasvun voidaan olettaa voimistavan Pöntisen ennustamaa sosiaalisen liikkuvuuden jähmettymistä. Näin ei kuitenkaan välttämättä tapahdu. Työttömät voivat työllistyä statukseltaan heikompiin ammatteihin kuin missä he työskentelivät ennen työttömäksi joutumistaan, minkä pitäisi periaatteessa lisätä kokonaisliikkuvuutta. Lisäksi Goldthorpen ja Paynen (1986) analyysi massatyöttömyyden vaikutuksesta ylisukupolviseen liikkuvuuteen Englannissa ja Walesissa osoitti, että työttömyyden suora vaikutus sosiaaliseen liikkuvuuteen oli paljon otaksuttua pienempi. Työttömyys liittyi selkeämmin henkilön työttömyyttä edeltäneeseen asemaan kuin hänen sosiaaliseen taustaansa. Työttömyyden vaikutusta liikkuvuuteen myös Suomessa onkin vaikea ennakoida. Aineisto ja luokittelu Aineistona käytämme Tilastokeskuksen väestölaskennan pitkittäistiedostoa , jonka Turku Centre of Welfare Research (TCWR) on hankkinut tutkimuskäyttöönsä. Paneeliaineiston runkona on väestörekisteri, johon on yhdistetty tietoja muista virallisista rekistereistä (Tilastokeskus 1996). Aineistosta valittiin vertailtavaksi vuotiaiden ikäryhmät vuosien 1990 ja 1995 aineistoissa. Tiedot yhdistettiin heidän vuoden 1970 lapsuuden kotinsa tietojen kanssa. Tuolloin kohdehenkilöt olivat tai vuotiaita 2. Miehiä ja naisia analysoitiin erikseen omissa liikkuvuustauluissaan, koska miesten ja naisten liikkuvuuden on todettu aikaisemmissa tutkimuksissa olevan hyvinkin erilaista (esim. Pöntinen 1991; Jäntti 2002). Liikkuvuustaulut muodostettiin kahdella eri tavalla: ammattipohjaisella Erikson-Goldthorpe- luokituksella (EG), jossa luokitus on tehty viimeisen ammatin mukaan (Erikson & Goldthorpe 1992), sekä modifioidulla EG-luokituksella, jossa pitkäaikaistyöttömät on luokiteltu omaksi luokakseen. Pitkäaikaistyöttömyys on mahdollinen kohdeasema, mutta ei mahdollinen lähtöasema, koska vuonna 1970 kyseistä ryhmää ei edes luokiteltu. Vaikka vuoden 1990 aallossa pitkäaikaistyöttömien osuus oli vielä häviävän pieni, on nämä kuitenkin koodattu omaksi luokakseen. Näin liikkuvuutta voidaan vertailla samanlaisin tauluin ennen ja jälkeen laman. Yhteensä muodostamme pitkittäisaineistosta kahdeksan erilaista liikkuvuustaulua, neljä kummallekin sukupuolelle. Taulujen sisältämien tapausten lukumäärä (N) vaihtelee ja välillä. Sosiaaliluokkajaottelu on seuraava: I Ylemmän profession omaavat, isot (liikkeen)omistajat II Alemman profession omaavat III Rutiininomaista, ei-ruumiillista työtä tekevät IVa+b Yksityisyrittäjät: pienomistajat ja käsityöläiset IVc Maanviljelijät ja muut maatalousyrittäjät 2 Nuoremmista liian suuri osa olisi ollut 1995 työmarkkinoiden ulkopuolella, vanhemmilla tietoa lapsuuden kodin perheen pään ammatista ei enää saada.

5 3/2002 Sosiologia 189 V+VI Ammattitaitoinen työväestö: teknikot ja valvojat VIIa+bMuu työväestö PAT Pitkäaikaistyöttömät Luokittelu Eriksonin ja Goldthorpen sosiaaliluokkiin tehtiin ISCO-ammattinimikkeiden pohjalta. Pitkittäisaineiston ammattinimikkeet muunnettiin ISCO68-luokituksen mukaisiksi (Erola & Moisio 2002a; 2002b) ja vastaavuus tarkastettiin Birtchin & Eliaksen (1994) ISCOkäsikirjan avulla. ISCO68-luokkien muuntamiseen EG-luokitukseksi käytettiin Ganzeboomin ja Treimanin (1992) kehittämää koodausavainta pienin muunnoksin. Yksitoistaluokkainen EG-luokitus on yhdistetty seitsenluokkaiseksi. Ylemmän (I) ja alemman profession (II) luokat on erotettu toisistaan. Luokka III on joissakin tutkimuksissa jaettu ylempään IIIa (hallinto ja kaupankäynti) ja alempaan IIIb luokkaan (myynti ja palvelut), jotta erot sukupuolten liikkuvuudessa tulisivat paremmin esiin. Nyt luokan III jakaminen ei ollut tarpeen, koska analysoimme miehiä ja naisia erikseen. Käsityöläiset ja yksityisyrittäjät on luokiteltu yhdeksi IVa+b luokaksi. Pienmaanviljelijät ja muut maatalousyrittäjät on koodattu luokaksi IVc. Teknikot ja valvojat (V) sekä ammattitaitoiset ruumiillisen työntekijät (VI) on yhdistetty yhdeksi luokaksi V+VI, ammattitaitoinen työväestö. Muut ruumiillisen työntekijät on koodattu luokaksi VIIa+b, työväestö. Pitkä-aikaistyöttömiksi on luettu 12 kuukautta tai yli yhtäjaksoisesti työttömänä olleet. Vertailtaessa vuoden 1995 aineistossa EGluokitusta Tilastokeskuksen omaan sosio-ekonomiseen statusluokitukseen voidaan huomata seuraavat seikat. Jopa 40 % miehistä, jotka kuuluvat EG-luokituksessa alempaan professioluokkaan, ovat Tilastokeskuksen luokituksessa esimiesasemassa olevia toimihenkilöitä. Naisilla vastaava luku on vain 7 %. Lähes puolet naisista (48%), jotka luetaan EG-luokituksessa alempaan professioluokkaan, ovat Tilastokeskuksen luokituksessa alempia toimistotyöntekijöitä. Samoin noin 7 % EG-luokituksessa ammattitaitoiseen työväestöön luetuista miehistä on Tilastokeskuksen luokituksessa hallinnollisessa tai toimistotyössä. Erot luokitteluissa mutkistavat Tilastokeskuksen luokittelun avulla saatujen tutkimustulosten vertailua kansainvälisiin EG-luokittelulle perustuviin tutkimuksiin. Tilastokeskuksen sosio-ekonominen luokittelu on tarkoitettu erottelemaan eri tyyppiset työt toisistaan, ei niinkään erottelemaan sosiaaliluokkia. Se on herkempi yksityisen ja julkisen sektorin eroille ja se panee ehkä enemmän painoa muodolliselle esimiesasemalle kuin asiantuntijuudelle. Rakennemuutos Suomessa Tarkastelemalla lähtö- ja kohdeasemien reunajakaumia (kuvio 1), voimme havaita 90-luvun nuorten aikuisten työllistyneen rakenteellisesti hyvin erilaisille työmarkkinoilla kuin ne, joilla heidän vanhempansa työskentelivät. Tästä rakennemuutoksesta johtuen kokonaisliikkuvuuden aste on ollut korkea, miehillä 70 % ja naisilla 83 % sekä 1990 että Suuri osa tästä liikkuvuudesta voidaan selittää työvoiman siirtymisellä maataloudesta palvelualoilla; vuonna 1990 vain 8 prosenttia miehistä ja 6 prosenttia naisista työskenteli primäärituotannossa, vaikka noin joka neljäs oli lähtöisin maatalousperheestä. Viisi vuotta myöhemmin maatalouden osuus työllistäjänä oli vähentynyt edelleen, noin 7 % miehillä ja 4 % naisilla. Keskiluokkaistumisteesin mukaisesti palveluiden kasvu on ollut suurin muutos 70-luvulta 90-luvulle tultaessa. Naisille ylempi tai alempi palveluammatti on todennäköisin asema 1990-luvulla. Vuonna 1990 yli kolmannes vuotiaista naisista työskenteli rutiininomaisessa ei-ruumiillisessa työssä (III) ja yli neljännes alemman tason professionaalisissa ammateissa (II). Laman jälkeen vuonna 1995 yhteensä 67 % naisista työskenteli ylemmän tai alemman tason valkokaulustöissä (I+II+III). Sangen pieni osuus naisista työskenteli tuotantoammateissa joko ammattitaitoisena työntekijänä (V+VI) tai työntekijänä (VIIa+b). Peräti neljännes miehistä voidaan lukea ammattitaitoiseen työväestöön ja noin viidennes muuhun työväestöön vuosina 1990 sekä Verrattaessa miesten 1990-luvun reunajakaumia Pöntisen, Alestalon ja Uusitalon vuoden 1983 tutkimuksen vastaavaan reunajakau-

6 190 Sosiologia 3/ % 90% 80% 70% 60% 50% 40% 30% 20% 10% I II IIIa+b IVa+b Ivc V+VI VIIa+b LTU 0% Perheen pää 1970 Pöntinen et al 1980 Miehet 1990 Miehet 1995 Naiset 1990 Naiset 1995 Kuvio 1. Sosiaalirakenteen muutos Suomessa EG-luokitusta käyttäen. Perheen pään asema 1970, miesten asema Pöntisen et al (1983) mukaan, miesten asema 1990 ja 1995 sekä naisten asema 1990 ja maan voidaan todeta, että miesten työmarkkinarakenteen keskiluokkaistuminen näytti pysähtyneen jo 1980-luvulla. Osa kuviossa 1 havaittavasta rakennemuutoksesta aiheutuu ammattinimikkeiden muuttumisesta ajan kuluessa. Ammattinimikkeitä saatetaan korjata ylöspäin vastaamaan yhä kohoavaa yleistä koulutustasoa, vaikka itse työkuva on ehkä säilynyt samana. Tämä pitää parhaiten paikkansa alemman tason professionaalisen ammatin omaavilla naisilla, joista harva on esimiesasemassa (vrt. edellä). Lisäksi se, että lähtöasema on useimmiten (92% tapauksista) koodattu isän ammatin mukaan, vaikuttaa Suomen sukupuolisegregoituneilla työmarkkinoilla kuvaan naisten liikkuvuudesta. Mistä he tulevat: lähtöjakaumat Erot vuosien 1990 ja 1995 liikkuvuustaulujen välillä ovat pieniä, joten vaikuttaa riittävältä tehdä absoluuttisen liikkuvuuden analyysi lähtö- ja tulojakaumien osalta ainoastaan vuoden 1995 liikkuvuustauluilla. Taulukon 1 lähtöjakaumat kertovat, mikä on yleisin lähtöasema esimerkiksi ammattitaitoisilla työntekijöillä (V+VI). Se on sekä miehillä (35%) että naisilla (29%) ammattitaitoinen työväestö. Työväestöllä (V+VI sekä VIIa+b) ylipäänsä näyttää olevan sangen homogeeninen sosiaalinen tausta: yli puolet heistä on myös lähtöisin työväestöstä. Tämä pitää paikkansa sekä miehillä että naisilla. Selkeästi yhtenäisimmän sosiaalisen taustan omaavat maanviljelijät (IVc): 87 % miehistä ja 63 % naisista tulevat maanviljelijä- tai muu maatalousyrittäjä -perheistä. Tämä selittyy osaltaan sillä, että maanviljely vaatii suuria investointeja, ellei tila ole peritty. Ylemmän (I) ja alemman (II) professionaalisen luokan sisällä on myös havaittavissa selkeää sosiaalista periytyvyyttä. Tosin näihin kahteen ylimpään luokkaan on havaittavis-

7 3/2002 Sosiologia 191 Taulukko 1. Sosiaalisten taustojen prosentuaaliset osuudet nykyisen sosiaaliluokan mukaan (lähtöjakaumat) Lähtöasema Kohdeasema Miehet I II IIIa+b IVa+b IVc V+VI VIIa+b PAT Yhteensä I II IIIa+b IVa+b IVc V+VI VIIa+b Yhteensä N Naiset I II IIIa+b IVa+b IVc V+VI VIIa+b PAT Yhteensä I II IIIa+b IVa+b IVc V+VI VIIa+b Yhteensä N sa huomattavaa liikkuvuutta myös muista sosiaaliluokista. Suurin syy tähän alhaalta rekrytoitumiseen on näiden kahden luokan voimakas kasvu vuoden 1970 jälkeen, kuten jo havaittiin kuviosta 1. Rutiininomaisissa valkokaulustöissä (III) työskentelevillä naisilla on hyvin samanlainen sosiaalinen tausta kuin ammattitaitoisella työväestöllä. Rutiininomaisissa valkokaulustöissä työskentelevien miesten sosiaalinen tausta muistuttaa sen sijaan enemmän ylemmän ja alemman professionaalisten luokkien miesten sosiaalisia taustoja. Koska tarkastelemme nuoria aikuisia, jotka ovat vielä uransa alkuvaiheessa, voimme odottaa miesten sosiaalisen taustan vaikutuksen painottuvan myöhempään urakehitykseen. Aikaisemmat tutkimukset ovat osoittaneet, että sukupuolierot voimistuvat tai varsinaisesti vasta syntyvät urakehityksen myöhemmissä vaiheissa (esim. Lehto 1999; Julkunen & Nätti 1999). Työväentaustaisten perheiden lapset ovat yliedustettuina pitkäaikaistyöttömien joukossa, kun verrataan osuutta reunajakaumiin. Yli puolet pitkäaikaistyöttömistä (PAT) vuonna 1995 olivat lähtöisin työväestöön luettavista perheistä. Vastaavasti ylemmän sekä alemman professionaaliluokan lapset ovat aliedustettuna pitkäaikaistyöttömien joukossa. Työväenluokkataustaisten lasten suurempaa riskiä pitkäaikaistyöttömyyteen voidaan pitää ongelmana mahdollisuuksien tasa-arvon kannalta. Silti Suomessa pitkäaikaistyöttömien sosiaalinen tausta on heterogeenisempi kuin esimerkiksi 1980-luvun Englannissa ja Walesissa (Goldthorpe & Payne 1986). Mihin päädytään: tulojakaumat Lähtöjakaumilla on eräitä epäsuotuisia ominaisuuksia. Niihin vaikuttavat sosiaaliluokkien väliset erot syntyvyydessä ja luokittelun ulkopuolelle joutumisessa esimerkiksi opiskelun vuoksi. Tästä syystä tarkastelemme seuraavaksi tulojakaumia. Taulukossa 2 esitetyistä tulojakaumista voimme havaita miesten ja naisten liikkuvuuden erot. Miehillä on taipumus päätyä samaan tai lähellä olevaan sosiaaliluokkaan kuin mistä he ovat lähtöisin.

8 192 Sosiologia 3/2002 Taulukko 2. Nykyisten sosiaaliluokkien prosentuaaliset osuudet sosiaalisen taustan mukaan (tulojakaumat) Lähtöasema Kohdeasema Miehet I II IIIa+b IVa+b IVc V+VI VIIa+b PAT Yht. N I II IIIa+b IVa+b Ivc V+VI VIIa+b Yhteensä Naiset I II IIIa+b IVa+b IVc V+VI VIIa+b PAT Yht. N I II IIIa+b IVa+b Ivc V+VI VIIa+b Yhteensä Naiset sen sijaan näyttävät päätyvän joko alemman tason professioihin tai rutiininomaisiin valkokaulustöihin, mikäli he eivät ole lähtöisin ylemmästä professionaalisesta luokasta. Melkein neljännes miehistä, jotka tulevat yksityisyrittäjäperheestä (IVa+b), ovat myös päätyneet yksityisyrittäjiksi. Yksityisyrittäjyys ei kuitenkaan näytä periytyvän tyttärille. Ruumiillinen työ näyttää periytyvän isältä pojalle, sillä % työväestön pojista valikoituu työväen ammatteihin. Ylemmän tason professioluokka näyttää myös merkkejä sosiaalisesta periytyvyydestä, sillä 30 % tämän luokan pojista ja 19 % tyttäristä voidaan todeta perivän saman luokka-aseman. Rekrytointia ylempään professioluokkaan tapahtuu myös muista lähtöasemista, mutta liikkuvuus on vähäistä, erityisesti naisten kohdalla. Miesten taulukosta voidaan nähdä, että ne maanviljelijöiden pojat, jotka eivät jää vanhempiensa ammattiin, päätyvät todennäköisemmin työväenluokkaan kuin valkokaulustöihin. Tämä jo 70-luvulla havaittu piirre ei näytä muuttuneen (ks. Pöntinen 1983). Sosiaalinen tausta näyttää olevan huomattavasti parempi sosiaaliluokan kuin pitkäaikaistyöttömyyden ennustaja. Työväentaustaisilla näyttää olevan suurin riski joutua pitkäaikaistyöttömäksi, mutta myös professioluokkien lapsilla riski on olemassa. Työväestön perheiden pojista 8 % on pitkäaikaistyöttömiä, kun vastaava luku ylemmän professioluokan perheiden pojilla on noin 4 %. Pitkäaikaistyöttömyys on keskimäärin pari prosenttia alempi naisilla, mutta se jakaantuu lähtöluokkien mukaan samalla tapaa kuin miehillä. Sosiaalisen taustan ja pitkäaikaistyöttömäksi joutumisen riskin välinen yhteys oli silti heikompi kuin Goldthorpen ja Paynen (1986) analyysissa Englannista. Sosiaalisen liikkuvuuden muoto Suomessa on vuosien 1970 ja 1995 välillä tapahtunut huomattava sosiaalirakenteen muutos ja tämä on välttämättä kasvattanut kokonaisliikkuvuutta. Absoluuttisia lukuja tarkasteltaessa Pöntisen ennakoimasta liikkuvuuden jähmettymisestä 1990-luvulla ei kuitenkaan ole merkkejä. Mikä on suhteellisen liikkuvuuden eli vaihtuvuuden muoto tämän abso-

9 3/2002 Sosiologia 193 luuttisen liikkuvuuden sisällä? Vaihtuvuuden muotoa kuvaavat lähtö- ja kohdeasemien väliset vedonlyöntisuhteet voidaan laskea seuraavalla yksinkertaisella kaavalla: E1 missä f 11 ja f 22 ovat diagonaalilla olevien solujen tapausten lukumäärät 2*2 (osa)liikkuvuustaulussa kahden sosiaaliluokan välillä. (Ks. Pöntinen 1982a; Pöntinen 1983; Erikson & Goldthorpe 1992.) Esimerkiksi taulukoista 1 ja 2 voidaan laskea, että ylemmän professioluokan perheiden pojilla on 17,6- kertainen vedonlyöntisuhde löytyä samasta luokasta aikuisena verrattuna työväentaustaisista perheistä tuleviin poikiin (189/50)/ (147/697). Vedonlyöntisuhteiden matriisi kasvaa nopeasti, mikä tekee jo muutaman sosiaaliluokan liikkuvuustaulun tarkastelun työlääksi. Tämän vuoksi liikkuvuustaulua analysoidaan yleensä jollakin konfirmatorisella menetelmällä. Liikkuvuuden muoto mallinnetaan teorian ja empiirisen tiedon pohjalta, jonka jälkeen malli testataan aineiston avulla. Yleisesti käytetty menetelmä on log-lineaarinen mallinnus, jossa vedonlyöntisuhteet korvataan logeilla ja tätä kautta muodostetaan lineaarinen malli hypoteesien testausta varten (Pöntinen 1982a; Erikson & Goldthorpe 1992). Yleinen log-lineaarinen malli kahden muuttujan frekvenssitaululle voidaan esittää seuraavasti: E2 f f f f log F AB ij = θ + λ + λ + λ A i AB ij Kaavassa θ on yleistaso heijastaen taulun tapausten lukumäärää N, λ A i ja λ B j ovat muuttujien A ja B omavaikutuksia ja λ AB ij on näiden yhdysvaikutustermi. Erilaisia hypoteeseja muuttujien välisistä assosiaatioista voidaan testata asettamalla rajoituksia mallin parametreille ja vertaamalla odotettuja frekvenssejä havaittuihin. Esimerkiksi täydellisen liikkuvuuden oletusta voidaan testata Perfect Mobility (PM) -mallilla, jossa kaikki yhdysvaikutukset on asetettu nollaksi, λ AB ij =0. Tarkempia hypoteeseja voidaan testata asettamalla yksittäisiä rajoituksia yhdysvaikutuksiin ns. design-matriisin avulla (ks. liite). B j Taulukossa 3 on esitetty joukko log-lineaarisia malleja, joista jokainen testaa erityistä oletusta vaihtuvuuden muodosta. Näiden mallien avulla voimme vertailla onko liikkuvuuden perusrakenteissa tapahtunut muutoksia laman aikana. Ensin malleja sovitetaan miesten liikkuvuustauluun, joka on saatu aiemmasta Pöntisen ja kumppaneiden (1983) tutkimuksesta. Tämän uudelleenanalysoinnin tarkoitus on verrata poikkeaako 1990-luvun alun tilanne 1980-luvun alusta. Valitettavasti 1980-luvun aineisto ei mahdollista naisten tarkastelua. Seuraavat neljä liikkuvuustaulua miehille ja naisille on muodostettu Väestörekisterin pitkittäistiedoston (PT) vuosien 1990 ja 1995 aineistoja käyttäen. 7*7 taulut viittaavat perinteisellä EG -luokituksella muodostettuihin liikkuvuustauluihin. 7*8 taulut viittaavat liikkuvuustauluihin, joissa pitkäaikaistyöttömät ovat koodattu yhdeksi mahdolliseksi kohdeluokaksi. (Ks. edellä aineisto ja luokittelu.) Hypoteesien testaus suoritetaan topologisilla malleilla, joissa ainoastaan testattavan hypoteesin mukaiset solujen parametrit ovat mallissa. Mallien sovitus tehtiin LEM-ohjelmistoa käyttäen (Vermunt 1997). Koska analysoitavien liikkuvuustaulujen sisältämien tapausten lukumäärät ovat huomattavan suuria, käytämme mallin sopivuuden estimaattina etupäässä väärin luokiteltujen tapausten (misclassification of cases) osuutta kaikista tapauksista, jotka on esitetty sarakkeessa. Tämä siksi, että tilastollisesti merkitsevät erot estimoitujen ja havaittujen frekvenssien välillä ovat helposti sisällöllisesti merkityksettömiä, kun frekvenssitaulu sisältää yli tapausta. Tästä huolimatta myös uskottavuussuhteen (likelihood-ratio chi-squared) estimaatit ovat esitetty sarakkeessa L 2, samoin kuin sen p-arvo. Sekä että L 2 kuvaavat, kuinka hyvin hypoteesin mukainen malli sopii havaittuun frekvenssitauluun. Edellinen kertoo kuinka monta prosenttia kaikista tapauksista malli estimoi väärin ja jälkimmäinen p-arvollaan poikkeavatko estimoidut frekvenssit tilastollisesti merkitsevällä tavalla havaituista. Sopivina malleja voidaan pitää, kun väärin estimoitujen tapausten osuus lähenee yhtä prosenttia ja/tai uskottavuussuhteen p-arvo ei ole tilastollisesti merkitsevä.

10 194 Sosiologia 3/2002 Ensimmäinen malli PM (perfect mobility model) testaa oletusta täydellisen avoimesta yhteiskunnasta, jossa lähtö- ja kohdeasemalla ei ole yhteyttä keskenään (vrt. Hout 1983, 14). Tämä hypoteesi kumoutuu odotetusti jokaisessa taulussa. PM-malli estimoi väärin 17,3 prosenttia tapauksista Pöntisen et. al. 7*7 taulussa, 17,2 prosenttia miesten 7*7 taulussa vuonna 1990 ja 17,0 prosenttia miesten 7*7 taulussa vuonna Pitkäaikaistyöttömien mukaanotto 7*8 tauluissa ei käytännössä muuta PM -mallin sopivuutta miehillä. Naisten liikkuvuustauluissa täydellisen liikkuvuuden oletus ei kumoudu niin voimakkaasti kuin miesten tauluissa. Kaikissa naisten tauluissa PM-malli estimoi väärin noin 10 prosenttia tapauksista. Tämä kertoo jo aiemmin todetusta seikasta: naisten kokonaisliikkuvuus on yleisempää kuin miesten. PM-mallin mukaan kokonaisliikkuvuudessa ei näytä tapahtuneen muutoksia 1980-luvun alusta vuoteen 1995 sen paremmin miehillä kuin naisillakaan. Seuraava malli QPM (quasi-perfect mobility model) testaa sellaista rajoitettua mahdollisuuksien tasa-arvon oletusta, että ne jotka liikkuvat, liikkuvat yhtä todennäköisesti ylös kuin alaspäin diagonaalilta (vrt. Hout 1983, 19). QPM-malli estimoi väärin yli kuusi prosenttia tapauksista miesten tauluissa ja naisten tauluissa noin viisi prosenttia. Mallin sopivuus ei siis vielä ole sitä luokkaa, että voisimme hyväksyä lähtöoletuksen. QPMmallin oletukset ovat liian tasa-arvoisia; lähtöasemalla näyttää olevan vaikutusta siihen, mihin sosiaaliluokkaan liikkuja päätyy Suomessa. Tarkasteltaessa QPM ja PM -mallien sopivuutta miehillä ja naisilla voidaan päätellä, että vaikka sosiaaliluokan periytyvyys on voimakkaampaa miehillä, niin ne miehet ja naiset jotka liikkuvat, liikkuvat yhtä satunnaisesti ylös kuin alas. Kolmas malli COR (corners model) testaa oletusta, että liikkuvuus on satunnaista, mikäli otamme huomioon (1) liikkumattomat tapaukset diagonaalilla, (2) voimakkaan liikkuvuuden ammattitaitoisen työväestön ja muun työväestön välillä sekä (3) voimakkaan liikkuvuuden ylemmän ja alemman professioluokan välillä (vrt. Hout 1983, 23). Malli viittaa luokkien erilaiseen strukturoitumiseen esimerkiksi elämäntavasta ja kulutustottumuksista johtuen (ks. Pöntinen 1984). Voimakkaan liikkuvuuden huomioon ottaminen liikkuvuustaulun nurkissa vähentää väärin estimoitujen tapausten osuutta 3 4 % liikkuvuustaulusta riippuen. Mallin sopivuus on jo parempi, mutta ei vielä tarpeeksi hyvä luotettavien tulkintojen tekemiseen. Mutta näyttää siltä, että jokin COR-mallin modifikaatio voisi kyetä mallintamaan liikkuvuuden perusmuodon Suomessa. Lopullisina malleina esitetäänkin mallit COR_mod1 ja COR_mod2, jotka lisäävät edellä kuvattuun COR-malliin oletukset, että (4) toimihenkilöiden ja työntekijöiden välillä esiintyy vähemmän liikkuvuutta kuin niiden sisällä ja (5) maanviljelijäperheistä tapahtuu enemmän liikkuvuutta sinikaulustöihin kuin valkokaulustöihin. Edellinen oletus näistä viittaa enemmän mahdollisuuksien eriarvoisuuteen, jälkimmäinen puolestaan voimakkaammin strukturaatiovaikutukseen. Malli COR_mod2 sovitetaan ainoastaan 7*8 tauluihin ja se tekee vielä yhden lisäoletuksen (6), että pitkä-aikaistyöttömien luokkaan on korkeampi liikkuvuus kahdesta työväenluokasta. (Ks. liite.) Mallit viittaavat kahden kerroksen väkeä -tyyppiseen oletukseen, jonka mukaan yhteiskunta on jakautunut karkeasti ottaen kahteen ryhmään ja että pitkäaikaistyöttömyys liittyy voimakkaammin työväenluokkaiseen taustaan. Vaikka nämä olettamukset tuntuvat vahvoilta, niin jo absoluuttisen liikkuvuuden tarkastelu antoi niihin aihetta. Malli COR_mod1 sopii sangen hyvin 7*7 tauluihin: väärin estimoitujen tapausten osuus on miehillä noin 1,5 prosenttia ja naisilla noin yksi prosentti taulusta riippuen. COR_mod1 malli ei kuitenkaan sovi yhtä hyvin pitkäaikaistyöttömien luokan sisältäviin 7*8 tauluihin, sillä se estimoi väärin keskimäärin 3 prosenttia tapauksista miesten tauluissa ja 2 prosenttia naisten tauluissa. Näyttääkin siltä, että sosiaalisella taustalla on vaikutusta siihen, kuuluuko henkilö pitkäaikaistyöttömien ryhmään vai ei. Malli COR_mod2 estimoi väärin 1,8 prosenttia tapauksista miesten 7*8 taulussa ja 1,5 prosenttia naisten 7*8 taulussa vuonna Mallin

11 3/2002 Sosiologia 195 Taulukko 3. Log-lineaariset mallit Pöntisen et al (1983) miesten sekä Väestölaskennan pitkittäistiedoston molempien sukupuolten liikkuvuustauluille ja ilman pitkäaikaistyöttömiä (7*7) sekä pitkäaikaistyöttömät kohdeasemana (7*8). Mallien vapausasteet (df), uskottavuussuhteen estimaatti (L 2 ) ja sen tilastollinen merkitsevyys (p-arvo) sekä väärin luokiteltujen tapausten osuus ( ). Aineisto Miehet Naiset Pöntinen et al *7 Taulu (N=1608) Malli df L 2 p-arvo PM < % QP < % COR < % COR_mod < % PT *7 Taulu (N=13280) 7*7 Taulu (N=10876) Malli df L 2 p-arvo df L 2 p-arvo PM < % ,3 <0,001 10,1% QP < % < % COR < % < % COR_mod < % % PT *8 Taulu (N=13284) 7*8 Taulu (N=10878) Malli df L 2 p-arvo df L 2 p-arvo PM < ,3 % < % QP < % < % COR < % < % COR_mod < % % COR_mod < % % PT *7 Taulu (N=12733) 7*7 Taulu (N=10631) Malli df L 2 p-arvo df L 2 p-arvo PM < % < % QP < % < % COR < % < % COR_mod < % % PT *8 Taulu (N=12806) 7*8 Taulu (N=10687) Malli df L 2 p-arvo df L 2 p-arvo PM < % < % QP < % < % COR < % < % COR_mod < % < % COR_mod < % < % sopivuus parani siis verrattuna COR_mod1- malliin. Sovitettaessa COR_mod2- mallia vuoden *8 tauluihin sopivuus ei juurikaan parane, mikä oli odotettavissa, sillä vuonna 1990 pitkäaikaistyöttömiksi luettiin vain 28 miestä ja 13 naista. Mallien sovitteet viittaavat samaan suuntaan kuin absoluuttisen liikkuvuudenkin tarkastelu: työväentaus-

12 196 Sosiologia 3/2002 taisista perheistä on suurempi liikkuvuus pitkäaikaistyöttömiksi, varsinkin miesten kohdalla. Hyväksymme COR_mod-mallit riittävinä, vaikka voisimme jatkaa mallien spesifiomista ja tarkentaa testattavia olettamuksia. Tutkimuskysymyksenämme kuitenkin on, onko liikkuvuuden muodon peruspiirteissä tapahtunut muutoksia laman aikana. Tähän kysymykseen pystymme näillä malleilla jo vastaamaan. Vaikka joudumme selittämään liikkuvuuden rakennetta hieman eri malleilla ottaessamme pitkä-aikaistyöttömät mukaan liikkuvuusanalyysiin, niin laman seurauksena syntynyt pitkä-aikaistyöttömien joukko ei muuta vaihtuvuuden perusmuotoa. Sosiaalinen liikkuvuus pitkäaikaistyöttömien ryhmään liittyy kuitenkin työväenluokkaiseen taustaan. Tosin eriarvoisuudeksi tulkittavissa olevan ilmiön vaikutusta vähentää se, että liikkuvuus pitkäaikaistyöttömäksi ei ole keskittynyt pelkästään yhteen (tai muutamaan) lähtöasemaan. Kokonaisliikkuvuus ja vaihtuvuus näyttävät pysyneen samanlaisina sitten 1980-luvun tutkimusten, joten jähmettymistä ei voida sanoa tapahtuneen. Tämä voidaan todeta vertailemalla taulukossa 3 esitettyjen mallien sovitteita, joissa ei ole juurikaan havaittavissa eroja ja 1990-lukujen taulujen välillä. Myös työväenluokan koko on säilynyt miesten kohdalla suurena, vastoin keskiluokkaistumisteesin oletusta (ks. kuvio 1). Yhteenveto Suomi osoittautuu suhteellisen avoimeksi yhteiskunnaksi, jossa sosiaalinen liikkuvuus on yleistä. Noin 70 % miehistä ja 83 % naisista luokittuvat eri sosiaaliluokkaan vuonna 1995 kuin mikä oli heidän lapsuudenkotinsa sosiaaliluokka vuonna Esimerkiksi Eriksonin ja Goldthorpen (1992) kansainvälisessä vertailussa vain Ruotsissa ja Unkarissa liikkuvuus oli näin korkeaa (ibid, 195). Naisten suurempi kokonaisliikkuvuus selittyy osittain sillä, että lähtöasema määrittyy useimmissa tapauksissa isän ammatin mukaan. Liikkuvuuden muoto on myös erilaista miehillä ja naisilla. Miehillä on taipumus liikkua lähtöasemansa lähellä oleviin sosiaaliluokkiin, esimerkiksi muusta työväestöstä ammattitaitoiseen työväestöön. Naiset sen sijaan liikkuvat lähtöasemasta riippumatta palveluammatteihin siten, että ylemmän ja alemman profession perheiden tyttärillä on taipumus päätyä alemman tason professioammatteihin ja muista lähtöasemista tulevilla tyttärillä rutiininomaisiin valkokaulustöihin. Näyttää siis siltä, että Suomessa on kuitenkin esteitä vapaalle liikkuvuudelle sekä sosiaaliluokkien valikoivaa rekrytointia. Kokonaisliikkuvuudessa tai vaihtuvuudessa ei näytä tapahtuneen suuriakaan muutoksia sitten 1980-luvun alun tutkimusten. Ennustettua liikkuvuuden jähmettymistä ei tapahtunut 1990-luvulla, vaikka keskiluokan kasvu oli jo pysähtynyt 1980-luvulla. Ennennäkemättömän suuren pitkäaikaistyöttömien joukon syntyminen laman seurauksena loi uudenlaisen (alaspäin) liikkuvuuden muodon. Laman voidaan olettaa myös alentaneen kynnystä ottaa huonompia töitä vastaan. Lisäksi maatalouden työllistävä osuus pieneni entisestään. Ehkä juuri lama esti Suomessa liikkuvuuden jähmettymisen, josta monissa muissa teollisuusmaissa on havaittu merkkejä itsekin laman 1990-luvulla läpikäynyttä Ruotsia lukuun ottamatta (vrt. Jonsson 2002). Mielenkiintoista olisikin selvittää, estikö lama jähmettymisen pysyvästi vai siirtyikö ennustettu jähmettyminen vain edemmäksi luvulle. Jähmettyminen saattaa todellakin tapahtua vasta 2000-luvulla, jolloin työelämään astuu ensimmäinen sukupolvi, jonka liikkuvuuden suurimpana virtana ei ole liikkuvuus maataloudesta muihin ammatteihin. Pitkäaikaistyöttömät eivät ole pieni ryhmä, mutta he näyttävät muodostavan silti liian pienen joukon, jotta heillä olisi vaikutusta kokonaisliikkuvuuteen tai vaihtuvuuden perusmuotoon. Korkeakaan sosiaalinen tausta ei taannut suojaa pitkäaikaistyöttömyydeltä, mutta erityisesti työväentaustaisista kodeista lähtöisin olevilla miehillä riski oli suuri. Tällainen ilmiö viittaa työväentaustaisten lasten mahdollisuuksien epätasa-arvoon, joka ei silti ole yhtä voimakasta kuin esim. työttömien keskuudessa 1970-luvun Iso-Britanniassa. Korkeampi liikkuvuus työväenluokista pitkäaikaistyöttömyyteen ei tosin vaikuttanut työ-

13 3/2002 Sosiologia 197 väenluokan suhteelliseen kokoon. Itse asiassa ilman työttömyyden kasvun vaikutusta työväenluokan osuus miehillä olisi saattanut jopa kasvaa laman aikana. Keskiluokkaistumishypoteesi ei siis näytä pitävän paikkaansa miesten kohdalla Suomessa. Työttömyyden käsitteleminen laajempana kuin pelkästään pitkäaikaistyöttömyytenä voi ehkä muuttaa edellisiä tuloksia. On lisäksi mahdollista, että kaikkia 1990-luvun alun työmarkkinoiden ja hyvinvointivaltion murrosten vaikutuksia ei ollut vielä havaittavissa vuonna Niinpä jatkotutkimus uudella pitkittäispaneelilla on tarpeen, jotta laman pidempiaikaisia vaikutuksia sosiaaliseen liikkuvuuteen voitaisiin arvioida. Mielenkiintoinen kysymys on esimerkiksi sosiaalisen taustan vaikutus siihen, miten vuonna 1995 pitkäaikaistyöttöminä olleet ovat työllistyneet 1990-luvun lopun taloudellisen kasvun vuosina. Sosiaalisen liikkuvuuden tutkimuksella on mahdollista paljastaa tällainen ylisukupolvinen eriarvoisuus, joka on ehkä jäänyt laman luoman näkyvän eriarvoisuuden varjoon. Ylisukupolvinen sosiaalinen eriarvoisuus lienee kuitenkin yhteiskunnallisista eriarvoisuuden muodoista kaikkein vakavin. Kirjallisuus Airio, Ilpo & Niemelä, Mikko (2002): Periytyykö köyhyys? Köyhyyden ja toimeentuloasiakkuuden sukupolvinen riippuvuus. Sosiologia 39:3, s Alestalo, Matti (1991): Luokkarakenteen muutokset. Teoksessa Riihinen, Olavi (toim.): Suomi Gummerus, Jyväskylä. Birtch, Margaret Elias, Peter (1994): Establishment of Community-Wide Occupational Statistics. ISCO 88 (COM) A Guide for Users. Institute for Employment Research, University of Warwick. Blau, P. M. & Duncan, O. D. (1967): The American Occupational Structure. Free Press, New York. Blom, Raimo & Melin, Harri (2002): Luokat ja työmarkkinat 2000-luvun alussa. Teoksessa Piirainen, Timo & Saari, Juho (toim.): Yhteiskunnalliset jaot luvun perintö? Gaudeamus, Helsinki Breen, Richard (2001): A Weberian Approach to Class Analysis. In Wright Erik O. (ed.), Alternative Foundations of Class Analysis. Forthcoming. Durkheim, Emile (1893[1964]): The Division of Labour in Society. Free Press, New York. Erola, Jani (2000): Häviävätkö luokkaerot? Kulutuspohjaisten luokkaerojen merkitys riskiyhteiskunnassa. Futura 19:3, s Erola, Jani & Moisio, Pasi (2002a): Cofing key for Finnish Occupational Labels to ISCO68. distribution.html Erola, Jani & Moisio, Pasi (2002b): Social Mobility and Long-term Unemployment in Post-Industrialised Finland: a Simple solution for Death of Class arguments? Paper in RC28 Spring Meeting, Oxford, Nuffield College April, Erikson, Robert & Goldthorpe, John H. (1992): The Constant Flux. A Study of Class Mobility in Industrial Societies. Clarendon Press, Oxford. Erikson, Robert & Pöntinen, Seppo (1985): Social Mobility in Finland and Sweden: A Comparison of Men and Women. In Alapuro, R.; Alestalo, M.; Haavio-Mannila, E. and Väyrynen, Raimo (eds) Small States in Comparative Perspective. Essays for Erik Allardt. Norwegian University Press, Oslo. Evans, Geoff (ed.) (1999): The End of Class Politics?: class voting in comparative context. Oxford University Press, Oxford. Evans, Geoff & Mills, Colin (1998): Identifying class structure: latent class analysis of the criterion-related and construct validity of the Goldthorpe class schema. European Sociological Review 14:1, p Featherman, David L., Jones, F. Lancaster & Hauser, Robert M. (1975): Assumptions of social Mobility Research in the US: the Case of Occupational Status. Social Science Research 4:4, p Ganzeboom, Harry. B. G. & Treiman, Donald J. (1992): International Stratification and Mobility File: Conversion Tools. Utrecht, Department of Sociologie, index.htm Goldthorpe, John H. (1985): Taloudellinen kehitys ja sosiaalinen liikkuvuus. Sosiologia 22:2, s Goldthorpe, John H. (2000): On Sociology. Numbers, Narratives, and the Integration of Research and Theory. Oxford University Press, Oxford.

14 198 Sosiologia 3/2002 Goldthorpe, John H. & Payne, Clive (1986): Trends in Intergenerational Class Mobility in England and Wales, Sociology 20:1, p Hout, Michael (1983): Mobility tables. Quantitative Applications in the Social Sciences. Sage, London. Jolkkonen, Arja, Kilpeläinen, Riitta & Koistinen, Pertti (2001): Ammatillinen ja alueellinen liikkuvuus työllistymisen keinona. Työpoliittinen aikakauskirja 2001/3, s Julkunen, Raija & Nätti, Jouko (1999): The Modernization of Working Times. Flexibility and Work Sharing in Finland. SoPhi, University of Jyväskylä, Jyväskylä. Jonsson, Jan O. (2002): Equality at a halt? Social mobility in Sweden, Paper prepared for a comparative volume on social mobility, edited by Richard Breen, EUI, Florence and Nuffield College, Oxford. Forthcoming. Jäntti, Markus (2002): Sosiaalinen liikkuvuus ja yhteiskunnalliset jaot. Teoksessa Piirainen, Timo & Saari, Juho (toim.) Yhteiskunnalliset jaot luvun perintö? Gaudeamus, Helsinki. Jäntti, Markus & Österbacka, Eva (1995): How much of the variance in income can be attributed to family background? Empirical evidence from Finland. Unpublished Manuscript, Åbo Akademi. Kivinen, Osmo, Ahola, Sakari & Hedman, Juha (2001): Expanding Education and Improving Odds? Participation in Higher education in Finland in the 1980s and 1990s. Acta Sociologica 44:2, s Korpi, Walter & Palme, Joakim (2001): New Politics and Class Politics in Welfare State Regress: A Comparative Analysis of Retrenchment in 18 Countries A paper presented in annual meeting of the American political Science Association in San Fransisco, Kortteinen, Matti (1991): Kohti informaatioyhteiskuntaako? Teoksessa Riihinen, Olavi (toim.): Suomi Gummerus, Jyväskylä. Lehto, Anna-Maija (1999): Women in Working Life in Finland. In Women in Finland. Otava, Helsinki. Lipset, Seymour M. & Zetterberg, H. L. (1959): Social mobility in indutrial societies. In Lipset, S. M. and Bendix, R. (eds.): Social Mobility in Industrial Society. University of California Press, Berkeley. Lyotard, Jean-Françoise (1978[1993]): A Postmodern Condition: A Report on Knowledge. University of Minnesota Press, Minneapolis. Marshall, Gordon, Swift, Adam & Roberts, Stephen (1997): Against the Odds? Social Class and Social Justice in Industrial Societies. Clarendon Press, Oxford. Melin, Harri (1999): Katosivatko luokat? Teoksessa Blom, Raimo (toim.): Mikä Suomessa muuttui? Sosiologinen kuva 1990-luvusta. Gaudeamus, Helsinki. Myrdal, Gunnar (1969): Challenge to Affluence The Emergence of an Under-class. In Heller, Celia S. (ed.): Structured Social Inequality. A Reader in Comparative Social Stratification. Macmillan, London. Pakulski, Jan (2001): Anti-class analysis: social inequality and post-modern trends. In Wright, Erik Olin (ed.): Alternative Foundations of Class Analysis. Forthcoming. Parikka, Raimo (1994): Pitkä varjo Huonoosaisuus historiallisena jatkuvuutena. Teoksessa Heikkilä, Matti & Vähätalo, Kari (toim.): Huono-osaisuus ja hyvinvointivaltion muutos. Gaudeamus, Helsinki. Parsons, Talcott (1937): The Structure of Social Action. A Study in Social Theory with Special Reference to a Group of Recent European Writers. McGraw-Hill Book Company, New York. Prady, Ken (1999): The Social interaction Approach to the Measurement and Analysis of Social Stratification. International Journal of Sociology and Social Policy 19:9, p Pöntinen, Seppo (1979): Sukupolvisen liikkuvuuden tutkimuksesta. Sosiologia 16:3, s Pöntinen, Seppo (1982a): Models and social Mobility Research: a Comparison of some Log- Linear Models of a Social Mobility Matrix. Quality and Quantity 16:2, p Pöntinen, Seppo (1982b): Sotasukupolvi, sotanuoret, sotalapset ja suuret ikäluokat: koulutus ja sosiaalinen nousu. Sosiologia 19:3, s Pöntinen, Seppo (1983): Social Mobility and Social Structure. A Comparison of Scandinavian Countries. Commentationes Scientiarum Socialium Societas Scientiarum Fennica, Helsinki. Pöntinen, Seppo (1984): Sosiaalinen liikkuvuus ja luokkien strukturoituminen. Sosiologia 21:1, s