Сегмент који се мора доказати

Научни критички осврт

Александра З. Николајевић, Квалитет послова у Србији: обрасци алокације запослених и сегментација тржишта рада. Докторска дисертација. Ниш: Универзитет у Нишу, Филозофски факултет, 2023, 222 стр. (ментор: проф. др Горана Ђорић). Отворени приступ: НаРДуС.

---

I

Теорија сегментације тржишта рада има ону врсту судбине која задеси појмове што су сувише рано постали корисни. Од Дерингера и Пајора наовамо, подела на примарни и секундарни сектор ушла је у уџбенике, потом у језик јавних политика, и напокон у онај слој социолошког речника у коме се изрази употребљавају као да су описи а не хипотезе. Ако је свако тржиште рада подељено, а свака подела сегмент, онда сегментација више ништа не тврди. Дисертација Александре Николајевић полази управо одатле, и то изричито: „Уколико се сегментација дефинише на начин да је свако тржиште рада сегментирано, онда се бављење сегментацијом чини редундантним и хеуристички несврсисходним” (186).

Одатле следи основни потез рада, који је истовремено његов најозбиљнији допринос. Ауторка одбија да сегменте дефинише унапред, теоријски, и уместо тога тражи да се сегмент заслужи емпиријски: сегмент постоји тек ако одређеном профилу послова одговара властити образац алокације, дакле систематска неједнакост изгледа да га заузму различите групе запослених. Појам тиме добија услов под којим може да не важи. И заиста, у анализи он и не важи за један од четири добијена профила. Рутински послови се појављују као група послова коју нико не „држи” и из које нико није искључен, па се, по сопственом критеријуму рада, не проглашавају сегментом. Тај негативни налаз оцењујемо као најдрагоценију реченицу целе дисертације — и, парадоксално, као реченицу којој сам рад даје најмање простора.

Оно што следи у овом осврту може се сажети у једну тезу. Дисертација је дисциплинованија у мерењу и у резултатима него у закључивању. Њен емпиријски слој, онде где се могао проверити рачунски, држи; њен појмовни предлог је бранљив и употребљив; али њен завршни регистар — језик којим се налази саопштавају у сажетку, у одељку о идентификацији сегмената и у закључку — систематски превазилази оно што бројеви носе. Рад, укратко, не верује довољно сопственој уздржаности. То није ситница стила. У области у којој се исти подаци могу испричати као „неједнаке вероватноће” и као „судбина”, избор између та два регистра јесте научни избор.

Предмет је, уз то, домаћој социологији рада потребан. Мерења квалитета посла у Србији су ретка, а она која постоје углавном се своде на показатеље формалности радног односа — тип уговора, права из радног односа, регистрованост. Овај рад први пут, колико је познато, на српском узорку конструише вишедимензионалну меру квалитета посла из микроподатака Европског истраживања услова рада и на њој изводи типологију. Већ то би оправдало пажњу, независно од примедаба које следе.

II Замисао и њено мерило: шта литература тражи да би сегментација била доказана

Аналитички лук рада има три корака и они су постављени јасно. Најпре се квалитет посла операционализује кроз шест самостално конструисаних индекса — физичко окружење, квалитет радног времена, социјално окружење, вештине, аутономија и зарада — сви скоровани у распону 0–100. Потом се анализом груписања издвајају профили послова: четири кластера, с бројевима случајева 136, 131, 96 и 150 (132), названи Перспективни, Рутински немануелни, Напорни и Бесперспективни. Најзад, мултиномијалном логистичком регресијом процењује се како социодемографска обележја запосленог — образовање, род, старост, тип насеља — мењају вероватноћу да он заузме сваки од профила.

Тек трећи корак производи сегменте. Ауторка то формулише као захтев: пошто је издвајање група послова само по себи опис хетерогености, „потребно је доказати да постоје ограничења у мобилности, односно, да се упошљавање унутар издвојених група послова не дешава отворено, већ да постоји неједнака вероватноћа да различити контингенти радништва заузму послове конкретне групе” (113–114). Услов оповргавања изречен је унапред и без ограде: „Уколико се утврди да је тржиште рада несегментирано, установићемо да постоје послови различитог квалитета, али да под одговарајућим условима (квалификације, искуство, труд) сви имају исте шансе да се запосле на свим пословима” (115). У теоријском делу предвиђена је и међуваријанта: „Теоретски, на тржишту рада могу постојати и послови за које се не везује специфичан образац алокације, што би говорило о несегментираности конкретне групе послова” (75).

Ово треба рећи без ограда, јер је ретко: реч је о истраживачком нацрту који је могао да изневери сопствену тезу, и који ју је делимично и изневерио. Изостанак обрасца за Рутинске послове није прећутан, него је изричито изведен: „Импликација ове констатације по идентификовање сегмената је да се, према одређењу сегмента као некомпетитивног дела тржишта, рутински послови не могу сматрати сегментом” (165). Тај профил се потом описује као понуда „која је релативно доступна свима (барем према доступним социо-демографским варијаблама)” (180), с оградом која је тачно постављена — налаз важи у односу на расположиви скуп предиктора, не апсолутно.

Ту, међутим, почиње прва и најозбиљнија тешкоћа, и она није рачунска него се тиче мерила. Пошто рад преузима појмовни апарат сегментације тржишта рада, преузима и мерило које та литература за њега поставља. То мерило је изричито и старо четири деценије.

Дикенс и Ланг тест дуалности одређују као тест двеју поставки истовремено: „a test of the two central propositions of dual market theory — 1) the existence of two distinct labor markets with different wage setting mechanisms and 2) the existence of barriers to mobility between the labor markets” — дакле постојања двају тржишта с различитим механизмима одређивања зарада и постојања баријера мобилности (Dickens & Lang, 1985; наводи из отворене радне верзије, Dickens & Lang, 1984, NBER WP 1314). Исти рад изричито каже да пуке разлике у расподели обележја томе нису довољне: „the correlation of certain attributes such as low wages and bad working conditions does not provide strong support for the dual market hypothesis of the existence of sectors with distinct wage setting mechanism” (NBER WP 1314: 3–4). И, што је овде најважније, изричито каже да ни мерење мобилности није тест: „measuring mobility does not provide a test of rationing of primary market jobs. […] the key issue is whether there are qualified individuals who would like to work in the primary sector but cannot find a job there” (NBER WP 1314: 6) — кључно питање није колико се људи креће, него постоје ли квалификовани људи који би радили у примарном сектору а не могу тамо да нађу посао, дакле постоји ли ред чекања.

Седам година касније исти аутори ту грешку и именују: „authors on both sides confounded lack of mobility with barriers to entry. However, in the extreme no mobility between sectors could be consistent with complete barriers to entry or no barriers at all” (Dickens & Lang, 1992, NBER WP 4087). Прегледни чланак Леонтариди сажима захтев у три поставке које морају бити испитане: да постоји мали број јасно препознатљивих сегмената, да баријере мобилности спречавају кретање међу њима, и да сваки сегмент има различите механизме запошљавања и одређивања зарада; уз објашњење зашто друга поставка није факултативна — „in order for differential reward mechanisms to exist across sectors, labour mobility must be limited. Otherwise sectoral convergence would occur” (Leontaridi, 1998: 63–101).

Мерено тим мерилом, дисертација испуњава прву поставку, а другу и трећу не испитује. Оно што нацрт омогућава јесу условне вероватноће заузимања профила на једном пресеку из 2015. године; оно што се речником рада тврди јесу ограничења у мобилности, „некомпетитивне зоне” и затвореност. Да је реч о једном пресеку рад зна и на једном месту то формулише беспрекорно: метода омогућава да се израчунају „шансе да се случај са одређеним сетом карактеристика нађе (или не нађе) у некој од категорија зависне варијабле” (163). То је тачан опис. Али у уводу стоји нешто сасвим друго: „Када се тржиште сегментира, радници из једног сегмента не могу се запослити у другом сегменту” (8). Разлика између те две реченице јесте управо она коју Дикенс и Ланг именују као бркање изостанка кретања с баријером — а овде се чини још слабији корак, јер пресечни подаци не садрже ни мобилност, а камоли ред чекања. Механизам одређивања зарада, који је трећа поставка, нигде се не моделира: зарада улази у рад као једна од шест димензија квалитета посла, а не као величина чије се формирање пореди међу сегментима.

Једну ограду, међутим, ваља изрећи на истом месту, јер иде у корист ауторке. Избор методе није спорна тачка: Леонтариди кластер анализу изричито наводи међу четири технике којима се сегментација емпиријски испитује, поред априорне поделе, факторске анализе и модела са смењивањем режима. Спорно је шта се из ње закључује — кластер анализа открива могуће сегменте, док тест друге и треће поставке тражи модел са смењивањем режима или равноправан поступак.

Због свега тога, израз баријера у овом раду ваља читати као речник усвојеног теоријског оквира, а не као опис измереног. Обавеза да се та разлика изрекне није ствар укуса: Етички кодекс Америчког социолошког удружења тражи да социолози „take particular care to state all relevant qualifications” и да обелодане претпоставке, теорије, мере и нацрте који могу утицати на налазе и њихово тумачење (American Sociological Association, 2018, т. 12.4в), а Кодекс Међународног социолошког удружења тражи да се призна „the tentative and relative character of the results of their research” и да се ниједна социолошка претпоставка не представља као неспорна истина (International Sociological Association, 2001).

Важно је нагласити и шта овом примедбом није речено. Није речено да рад брка сегментацију с обичном раслојеношћу — ту границу он повлачи изричито и добро (186). Није речено ни да је самостални ефекат рода и типа насеља уз контролу образовања слаб налаз; он је, напротив, најбоље поткрепљена критичка теза рада. Речено је само да се оно што је измерено зове једним именом, а оно што је закључено другим.

III Мерило: по чему се суди

Пре методолошког дела ваља једном рећи зашто се овде уопште позивамо на међународне стандарде извештавања, пошто је реч о дисертацији одбрањеној у Нишу.

Домаћи подзаконски оквир квалитет појединачне дисертације не нормира. Оно што домаће право чини јесте упућивање: Закон о науци и истраживањима („Службени гласник РС”, бр. 49/2019), у тексту који је важио у време одбране, у чл. 4, тач. 4) и 5), обавезује на „поштовање стандарда науке и струке” и на „примену међународних стандарда и критеријума у вредновању квалитета”. Управо то упућивање даје основ да се струковни стандарди извештавања примене као мерило.

Уз њега стоји и један домаћи писани исказ о томе шта се под стандардом извештавања подразумева. Етички кодекс о објављивању радова и спречавању злоупотребе података Филозофског факултета у Нишу (Наставно-научно веће, 28. јун 2018), у тачки 1 „Стандарди извештавања”, тражи да аутори „јасно наведу и опишу све фазе истраживања и коришћена средства” и да „изнесу тачне податке”, уз изричиту реченицу: „Рад треба да садржи довољно података и референци на основу којих би било могуће поновити представљено истраживање.” Домет тог акта мора се, међутим, изрећи поштено: он се формално односи на рукописе које Факултет објављује као издавач, а не на докторске дисертације. Наводи се, дакле, не као пропис који би ауторка повредила, него као писани исказ саме установе о томе шта за њу значи стандард извештавања — и као мерило према коме је највећи део примедаба које следе обичан, а не строг захтев.

Једна домаћа одредба ипак се односи непосредно на дисертације и биће наведена на свом месту: Упутство за обликовање, објављивање и достављање докторских дисертација за дигитални репозиторијум Универзитета у Нишу („Гласник Универзитета у Нишу”, бр. 9/2015) прописује да „у попису литературе не сме бити радова који нису цитирани, нити оних на које се у дисертацији не упућује”.

Најзад, ред је рећи и оно што је при припреми овог осврта проверено а испало негативно: у упутствима ауторима двају водећих часописа струке — American Sociological Review и European Sociological Review, у верзијама доступним у септембру 2026. године — нема ниједног правила које изричито налаже извештавање стандардних грешака, интервала поверења или величина ефекта. Социолошке редакцијске норме за то, дакле, нема. Примедбе те врсте које следе постављају се као повреда опште норме извештавања и струковног стандарда по аналогији, а не као повреда социолошког редакцијског правила.

И једно временско правило, да мерило буде поштено. Дисертација је одбрањена 15. децембра 2023. године, па се овде као мерило узима само оно што је било објављено и доступно пре тог датума. Најмлађи извор мерила јесте сам Закон о науци и истраживањима из 2019. године; међу струковним стандардима најмлађи су стандарди извештавања Америчког психолошког удружења и Етички кодекс Америчког социолошког удружења, оба из 2018. године, као и Етички кодекс Филозофског факултета у Нишу из исте године. Сва остала методолошка литература старија је, а добар њен део старији је и од самих података, прикупљених 2015. године. Допуне Закона о науци и истраживањима из 2025. године („Службени гласник РС”, бр. 108/2025) не дирају члан 4, а акти донети после одбране — међу њима и Правилник о отвореној науци и репозиторијуму Филозофског факултета у Нишу из 2025. године — намерно се не користе, јер се рад не може мерити правилом које у време његовог настанка није постојало. Једини извор с данашњим датумом јесу поменута упутства двају часописа, а њихов налаз иде у прилог ауторки.

IV Мера квалитета посла: најјаче и најслабије место истог поглавља

Методолошко поглавље садржи и најбољи и најслабији део рада, и то на размаку од неколико страна.

Најбољи је конструкција индекса. Рад себи поставља захтев — „важан методолошки захтев јесте да се начин креирања индекса квалитета посла учини што транспарентнијим” (122) — и онда га испуњава темељније него већина објављених радова из ове области. Уз најаву „Зарад транспарентности конструисаних индекса, у наставку се даје детаљан приказ начина скоровања индикатора од којих су индекси сачињени” (123) следи, на шест страна, потпун приказ: свако изворно питање с ознаком из упитника, сваки понуђени одговор и скор који му је додељен. Индекс вештина, рецимо, изричито је садржајно дефинисан: „Према димензији вештина, подразумевамо да послови лошијег квалитета нису интелектуално захтевни, не подразумевају коришћење информационих технилогија и примену сопствених идеја, не подразумевају примену различитих вештина и не подстичу на развој нових, као и одсуство обука које доприносе стручном усавршавању и оспособљавању” (128). Последица је да се читав мерни инструмент може реконструисати из исте базе — дакле да је испуњен управо онај захтев који Етички кодекс Филозофског факултета формулише као „довољно података и референци на основу којих би било могуће поновити представљено истраживање”. Ово место заслужује да буде наведено као пример, а не само као олакшавајућа околност.

Тим упадљивији је корак који му непосредно претходи. На страни 123 стоји: „Ваљаност индекса којима се мере различити аспекти квалитета посла на тржишту рада у Србији тестирани су Cronbach alpha тестом (коефицијент поузданости), и сви индекси показују задовољавајућу вредност овим тестом (вредност изнад 0,7).” Три ствари ту не стоје.

Прво, појмовно: тај коефицијент мери поузданост, не ваљаност. Разлика је изречена, у отвореном извору, најкраће код Тавакола и Деника: „An instrument cannot be valid unless it is reliable. However, the reliability of an instrument does not depend on its validity” (Tavakol & Dennick, 2011) — инструмент не може бити ваљан ако није поуздан, али поузданост не зависи од ваљаности. Сичма уз то подсећа да вредност алфе „says very little if anything about unidimensionality” (Sijtsma, 2009), па се из ње не изводи ни закључак о једнодимензионалности индекса.

Друго, алгебарски: тврдња „сви индекси” не може важити за индекс зараде. Он је, како се пет страна касније види, изведен из једног питања у две верзије — слободно исказаног износа (Q104) и истог износа преко картице с распонима (Q105) — при чему је друга верзија уведена управо зато што „неки испитаници нису знали да одговоре на питање колика је зарада, али су знали да одговоре када им је понуђена картица” (128). Кронбах нигде не изриче да алфа за једну ставку не постоји, и то му не треба приписивати; али његова формула то показује сама. Она гласи α = [n/(n−1)]·[1 − ΣV_i/V_t], где је n број ставки (Cronbach, 1951: 299, 303; структура формуле потврђена и у отвореном приказу код Ritter, 2010). За n = 1 први чинилац је 1/0, а како је истовремено V_t = V_1, израз у загради једнак је нули — цео израз је, дакле, дегенерисан. Вредност „изнад 0,7” за једночлану меру не може постојати.

Треће, и најважније за читаоца: ниједна појединачна вредност није објављена — ни у тексту, ни у табели, ни у прилозима. Остаје једна збирна тврдња о поузданости мерног инструмента на коме почива цело решење груписања, и ништа више. Пошто алфа расте с бројем ставки (Cronbach, 1951: 320, 328), збирна тврдња без вредности по индексу не говори ни колико су индекси поуздани ни колико су дугачки.

Постоји, међутим, крупнији и занимљивији проблем у истом поглављу, и он није технички него садржински. Рад тачно наводи да је Еурофонд у прегледном извештају за шести талас конструисао седам индекса квалитета посла — „физичко окружење; интензитет рада; квалитет радног времена; социјално окружење; вештине и аутономија; перспективност; зарада” (26) — а затим свој мерни оквир уводи реченицом: „По узору на извештај Еурофонда из 2017. године, али не и идентично како је то учињено у наведеној студији, у овом се раду квалитет посла операционализује кроз шест индекса, од којих сваки обухвата и мери одређену димензију посла” (122). Поређење двају скупова показује шта се догодило: Еурофондов сложени индекс вештина и аутономије раздвојен је на два, што је бранљив и чак користан потез, али су два индекса — интензитет рада и перспективност — испуштена без иједне речи образложења.

Изостављање индекса перспективности није безазлено, и то показује сам рад. У контекстуалном поглављу он пише да олакшано запошљавање с непуним радним временом „може неповољно утицати на стабилност запослених и перспективност њихових радних аранжмана” (96) — дакле перспективност радног аранжмана препознаје као величину коју флексибилизација погађа. А у поглављу с резултатима један цео профил добија име по тој истој величини: група послова се зове „Бесперспективни” зато што слаб потенцијал за развој људског капитала „последично доводи и до слабе перспективности запослења” (141). Рад, дакле, изоставља димензију из мере, а затим њоме именује профил и њоме у закључку описује последице флексибилизације.

Последица је двострука. Профили послова постају мање осетљиви управо на разлику коју рад жели да покаже; а тип уговора о раду, уместо да буде конституент квалитета посла, у анализи се појављује само као опис профила на страни потражње. Веза између контекстуалног и емпиријског поглавља тиме је прекинута на нивоу мерења, а не тек на нивоу закључивања. Изостављање индекса интензитета рада има мањи домет, али иде у истом смеру.

Ово је место на коме би исправка највише добила, и није реч о новом истраживању: индекс перспективности изводљив је из исте базе. Понављање анализе с тим индексом било би природан наставак рада.

Из истог круга је и питање упоредивости. Рад наводи и Еурофондов налаз: „Резултати показују да се сваки пети радник налази на Пословима лошег квалитета” (27). Та вредност, међутим, потиче из анализе на подацима за Европску унију, изведене другим поступком и на пондерисаним подацима, с другим бројем класа и другом популацијом. Рад своју типологију конструише изнова, што је легитимно и отворено најављено — али из тога следи да његова четири профила и оних пет нису упоредиве величине — ни бројем, ни називима, ни уделима, јер су добијени другим поступком, на другој популацији и на другачије пондерисаним подацима. Једна реченица ограде на том месту уклонила би могућност погрешног читања.

V Аналитички лук: шта се показује, а шта остаје ван вида

Рачун у овом раду није слабо место. То треба рећи одмах и без ограде, јер одређује тежину свега што следи. Табеле предвиђених вероватноћа (171–172) репродукују се тачно из коефицијената објављених у Табели 35; колоне свуда сабирају на јединицу; класификациона матрица (164) интерно је потпуно доследна; колона односа шанси рачунски је беспрекорна. Онде где се бројеви могу проверити из бројева, они држе.

Оно што недостаје јесте други слој извештавања — онај који читаоцу омогућава да процени не тачност него прецизност процена. Табела 35 („Коефицијенти регресионе једначине (у предиктивном моделу)“, 166) има само три колоне: B, Sig и Exp(B). Нема стандардних грешака, нема тест-статистике са степенима слободе, нема интервала поверења за однос шанси; речи стандардна грешка, интервал поверења и Валдов тест у дисертацији се не појављују.

Који је то стандард, ваља рећи именом. Контролна табела стандарда извештавања квантитативних истраживања тражи да се уз сваки изведени инференцијални тест дају „effect-size estimates and confidence intervals on estimates that correspond to each inferential test conducted, when possible”, као и „the minimally sufficient set of statistics […] needed to construct the tests” (Appelbaum и др., 2018, JARS-Quant, Табела 1). Контролна листа за посматрачке студије тражи исто, ставком 16(а): „Give unadjusted estimates and, if applicable, confounder-adjusted estimates and their precision (eg, 95% confidence interval)” (von Elm и др., 2007). А изјава Америчког статистичког удружења о p-вредностима, у петом начелу, каже управо зашто три објављене колоне нису довољне: „A p-value, or statistical significance, does not measure the size of an effect or the importance of a result” (Wasserstein & Lazar, 2016). Ниједан од тих извора није социолошки — први је из психологије, други из епидемиологије, трећи из статистике — и, како је већ речено, социолошког редакцијског правила које би то налагало нема. Примедба се стога поставља као повреда опште норме извештавања, применљиве по аналогији, а не као повреда правила струке у ужем смислу.

Изостанак мера прецизности овде је важнији него што би иначе био, због једне ретке ћелије. Целу тврдњу о томе ко је из ког профила искључен носе четири велике вредности односа шанси — 27,336; 29,221; 14,923 и 10,136 — а три од њих почивају на ћелији која садржи седам случајева: према Табели 32 (161), од 125 запослених с најнижим нивоом образовања на Перспективним пословима налази се њих 5,6 одсто. Симулациона студија Педуција и сарадника показује шта се дешава кад је догађаја по променљивој мало: „the regression coefficients were biased in both positive and negative directions; […] the 90% confidence limits about the estimated values did not have proper coverage; the Wald statistic was conservative under the null hypothesis; and paradoxical associations (significance in the wrong direction) were increased” (Peduzzi и др., 1996). Овде, међутим, треба бити прецизан, а не строг: правило од десет догађаја по предиктору задовољено је на нивоу категорије исхода — сваки од четири профила има довољно случајева. Проблем, дакле, није укупан број догађаја него реткост референтне ћелије која носи кључне процене. Хајнце и Шемпер описују управо такву ситуацију: „Separation primarily occurs in small samples with several unbalanced and highly predictive risk factors” (Heinze & Schemper, 2002), уз изворну тројну поделу на потпуно и квазипотпуно раздвајање и преклапање (Albert & Anderson, 1984). Тврдњу да су у таквим случајевима стандардне грешке „ненормално велике” ти извори не изричу и не треба им је приписивати; довољно је оно што изричу — да су у таквим условима процене нестабилне. Одатле следи скроман закључак: вредност 27,336 не може се читати као тачкаста мера. Рад је, међутим, тако чита, а у тексту јој даје и трећи облик — „за нешто мање од 23 пута већи” (167) — док табела на истој основи даје 27,336.

Уз мултиномијални модел иде и једна провера коју дисертација не помиње. Претпоставка независности од ирелевантних алтернатива саставна је претпоставка баш тог модела, а тест за њу постоји од 1984. године: Хаусман и Макфаден изричито пишу да је то „a potentially important drawback of the multinomial logit model” које је у примени остало „basically a maintained assumption in applications”, и дају тест који је лако израчунати (Hausman & McFadden, 1984). С четири исхода, од којих један модел уопште не успева да класификује, та провера није украс.

Слично важи за избор броја група. Опредељење за четири кластера образложено је визуелном проценом двеју кривих: „приметно је да просечна дистанца благо и континуирано опада, не дајући притом адекватан аргумент за коју се варијатну кластера треба определити”, док „максимална дистанца недвосмилено указује на то да након четвртог кластера нема значајног побољшања у кохерентности кластера” (132). Ниједан успостављени показатељ ваљаности решења није израчунат, ниједна провера стабилности придруживања није изведена, а метод, мера удаљености и софтвер нису именовани.

И овде стандард има име. Хениг у уводу свог рада о стабилности кластера каже због чега валидација није факултативна: „Validation is very important in cluster analysis, because clustering methods tend to generate clusterings even for fairly homogeneous data sets. […] the patterns found by cluster analysis are not necessarily meaningful” (Hennig, 2007) — поступци груписања производе групе и на прилично хомогеним подацима, па нађени обрасци нису нужно смислени. Показатељ ваљаности постојао је, у отвореној литератури, још 1987. године: „The average silhouette width provides an evaluation of clustering validity, and might be used to select an ‘appropriate’ number of clusters”, уз упозорење да се висока просечна вредност никада не сме узимати здраво за готово (Rousseeuw, 1987: 59–61). Милиган и Купер упоредили су тридесет поступака за одређивање броја група (Milligan & Cooper, 1985), Тибширани и сарадници дали су поступак који ради с излазом било ког алгоритма груписања (Tibshirani, Walther & Hastie, 2001), а „Choosing the number of clusters” и „Internal cluster quality, influence and robustness” стандардни су одељци уџбеника (Everitt, Landau, Leese & Stahl, 2011: 126, 267). Реч је, дакле, о уобичајеном а не егзотичном захтеву. Пошто број профила поставља горњу границу броја сегмената, тај корак одређује целу архитектуру налаза, а описан је тако да се не може поновити.

Једну ограду, опет, ваља изрећи у корист ауторке, и то управо на месту где би се очекивала супротна примедба. Не стоји приговор да улазне величине нису стандардизоване. Милиган и Купер, поредећи осам стратегија, налазе да „those approaches which standardize by division by the range of the variable gave consistently superior recovery of the underlying cluster structure”, док је уобичајена z-трансформација „less effective in several situations” (Milligan & Cooper, 1988). Индекси у дисертацији сви су на распону 0–100, што је формално управо стандардизација распоном — дакле поступак који је у тој литератури препоручен. Тачан облик примедбе је ужи: стварна расипања тих шест индекса нису изједначена, па димензије с већим расипањем више утичу на удаљеност, а ни тај избор ни употребљена метрика нигде нису изречени.

Три мање, али систематске неуједначености припадају истом реду.

Прво, збирни Ф-тест изведен је на управо оних шест варијабли из којих су групе и направљене, а представљен је као налаз: „АНОВА поступком утврђено је да све димензије показују статистички значајне разлике” (134). Прво начело изјаве Америчког статистичког удружења условљава читање p-вредности претпоставкама модела — оне показују колико су подаци несагласни с одређеним моделом „if the underlying assumptions used to calculate the p-value hold” (Wasserstein & Lazar, 2016) — а овде та претпоставка не важи, јер су групе конструисане тако да максимизују баш те разлике; Хенигова реченица о поступцима који производе групе и у хомогеним подацима говори о истом. Вредности се, дакле, смеју читати само као дескриптивна мера доприноса сваке димензије раздвајању група — што рад одмах потом и чини, наводећи да вештине и аутономија највише доприносе разликама. Довољно би било изоставити реч „утврђено”.

Друго, уз десет контингенцијских табела дате су само сирове вредности хи-квадрата, степени слободе, ниво значајности и прилагођени резидуали, иако је најављено: „Поред дескрипције, биће приказане и мере повезаности између наведених варијабли” (142). Ниједна нормирана мера повезаности није израчуната. То непосредно погађа један закључак дискусије — да занимање „ипак игра најзначајнију улогу приликом креирања послова одређеног квалитета” (184) — јер је изведен поређењем сирових вредности хи-квадрата између табела с различитим бројем ћелија. Овде се не позивамо ни на какво писано правило: вредност хи-квадрата расте с бројем ћелија и степенима слободе, па поређење сирових вредности међу табелама различитих димензија не носи закључак о јачини везе. То следи из саме мере.

Треће, појединачни прилагођени резидуали на више места добијају статус самосталног налаза: „Заступљеност ове категорије (27,5%) приметно је већа у односу на општу заступљеност запослених на наведеним занимањима” (150), уз формулације типа „Статистички значајни налази указују нам да” (147). При стотинак ћелија у десет табела неколико би их прешло уобичајени праг и без икакве везе међу варијаблама. Нису нужно потребне формалне корекције попут контроле стопе лажних открића (Benjamini & Hochberg, 1995); довољно је оно што тражи четврто начело Америчког статистичког удружења — „Researchers should disclose the number of hypotheses explored during the study, all data collection decisions, all statistical analyses conducted, and all p-values computed” (Wasserstein & Lazar, 2016). Дисертација изводи десет контингенцијских табела с читањем појединачних резидуала, велик број накнадних поређења и осамнаест регресионих коефицијената, а ни глобалне контроле нема ни пропуштање није поменуто. Треба одмах додати да јаки налази — образовање, тип насеља, занимање — преживљавају сваку корекцију; спорна је формулација, не налаз.

На супротној страни биланса стоји нешто што се у овој области ретко среће: рад пријављује оно што му не иде у прилог, што је управо оно што Етички кодекс Америчког социолошког удружења тражи — „report their findings fully and do not omit relevant data. They report results whether they support or contradict the anticipated outcomes” (American Sociological Association, 2018, т. 12.4б). Старост није значајно повезана с профилима у биваријантној провери и то је речено изричито — „нису добијени статистички значајни резултати (Sig = 0,370)” (161). Коефицијенти који нису достигли уобичајени праг објављени су с тачном квалификацијом: „Утицај варијабле Мушкарци на однос шанси не показује статистички значајне резултате” (167) и „Код бесперспективних послова старост не показује статистички значајне резултате” (167). Најважније од свега, неуспех сопственог модела саопштен је отворено: модел „потпуно подбацује у класификацији” Рутинских послова (164), а рад из тог неуспеха изводи конзервативнији, а не повољнији закључак — три сегмента уместо четири. Уз то се објављује и колико је то предвиђање крхко: „је у петнаестак случајева разлика у вероватноћи била 1 процентни поен на штету Рутинских послова” (165). Изведена је и тачна ограда о неједнаким величинама категорија: „На самом почетку треба нагласити да категорије нису једнако заступљене, што може утицати на то да се високи проценти углавном налазе у најзаступљенијим категоријама” (155). То је интелектуално поштење које треба именовати, јер је управо оно омогућило да се о раду уопште може расправљати овако детаљно.

У том светлу, изостанак методолошког додатка делује као пропуштена прилика, и то по мерилу које је најгушће поткрепљено од свих у овом осврту. Прилози дисертације садрже две правне табеле уз контекстуално поглавље (218–220) и ниједан статистички излаз; ниједан статистички пакет није именован. Стандард извештавања квантитативних истраживања тражи изричито „identification of the statistical software used to run the analyses” (Appelbaum и др., 2018). Смернице за отворену истраживачку културу на свом најблажем степену траже само да рад каже да ли су подаци и код доступни и где — „Article states whether data are available and, if so, where to access them” (Nosek и др., 2015, ниво 1) — што ни у том обиму није испуњено. Етички кодекс Америчког социолошког удружења тражи да социолози омогуће „open assessment and verification by other responsible researchers” и да деле податке и пратећу документацију као саставни део истраживачког плана (т. 12.4г и 12.5а), а Кодекс Међународног социолошког удружења да обелодане „the methods by which they proceed as well as the general sources of their data” (International Sociological Association, 2001). На домаћој страни, Етички кодекс Филозофског факултета у Нишу тражи да се опишу „све фазе истраживања и коришћена средства”, а Платформа за отворену науку Министарства просвете, науке и технолошког развоја (2018) наводи међу својим циљевима „транспарентност научне комуникације и методологије”, ради „накнадне провере или поновног коришћења” — уз ограду да се тај акт изричито односи на резултате пројеката финансираних из буџета, па се на дисертацију примењује тек тумачењем. Рад који је сам себи поставио захтев транспарентности и који га је, за конструкцију индекса, испунио примерно, зауставио се тачно на пола пута: показао је како је мерено, али не и шта је процењено.

Једна ставка заслужује посебно место, јер је садржински занимљива. Регион је изостављен из објављеног модела „због изостанка статистичке значајности” (163), а објашњење зашто нестаје дато је касније, и то тачно: „иницијално значајан ефекат региона ишчезава када се у модел убаце било образовање запосленог, било тип насеља у коме ради, или пак оба” (197). То је налаз о посредовању, и то занимљив — он каже да у Србији добри и лоши послови нису распоређени по регионима него по оси урбано–рурално и по образовању, независно од региона. Требало је, дакле, приказати и модел с регионом: четврто начело Америчког статистичког удружења тражи да се p-вредности и с њима повезане анализе „should not be reported selectively” (Wasserstein & Lazar, 2016), а контролна листа за посматрачке студије тражи да се опишу сви статистички поступци, укључујући оне за контролу конфаундера, и да се дају и некориговане и кориговане процене (von Elm и др., 2007, ставке 12а и 16а). Овако читалац има закључак без табеле која га носи, док регион у синтезном приказу сегмената и даље фигурира као обележје.

VI Ко су тих пет стотина тринаест

Аналитички узорак настаје из почетних 1.033 случаја у два корака, и оба су приказана отворено и аритметички тачно: искључено је 354 самозапослена и додатно 166 случајева „због непотпуних одговора потребних за мерење димензија квалитета посла” (119–120), чиме остаје 513 зависно запослених.

Образложење првог искључења је теоријско, изричито и претходи анализи: самозапослени „не одговарају елаборираној теоријској шеми јер имају могућност да сами одређују услове сопственог запослења (на квалитет њиховог посла утичу другачији фактори), као и што евидентно не постоји однос послодаваца и запослених” (119). То није селекција по исходу него дефинисање предмета, и као такво је потпуно ваљано — јединица анализе је посао који послодавац нуди, а не радник. Оно што из тога не следи јесте да се закључци после тога износе за тржиште рада у целини. Искључена је скоро трећина радно ангажованих, и то управо онај део у коме се у Србији налази велики удео најслабије заштићеног рада. Контролна листа за посматрачке студије тражи да се расправи уопштивост резултата (von Elm и др., 2007, ставка 21), а објашњење уз њу каже зашто: „There is no external validity per se; the term is meaningful only with regard to clearly specified conditions” (Vandenbroucke и др., 2007) — спољашње ваљаности нема по себи, појам има смисла само у односу на јасно наведене услове. Прецизирање домета на зависно запослене коштало би једну реченицу.

Друго искључење је осетљивије и остало је неиспитано. Ниједан од тих 166 случајева није упоређен са задржанима ни по једном обележју, а механизам изостајања није ни изречен. Шејфер и Грејам то формулишу без остатка: „Case deletion […] is generally valid only under MCAR. […] When the missing data are not MCAR, results from case deletion may be biased, because the complete cases can be unrepresentative of the full population” (Schafer & Graham, 2002) — брисање случајева ваљано је само уз претпоставку потпуно случајног изостанка. Овде је осетљиво зато што се међу питањима која су изостајање производила налази питање о заради, а рад сам наводи да поједини испитаници на њега нису знали да одговоре (128) — дакле да је изостанак везан за особине испитаника, што је сама дефиниција не-случајног механизма. Оба стандарда извештавања траже да се то пријави: учесталост изостанка, емпиријски или теоријски разлози за њега и поступак који је примењен (Appelbaum и др., 2018), односно „Explain how missing data were addressed” (von Elm и др., 2007, ставка 12в). Табела поређења задржаних и изостављених случајева по роду, образовању, типу насеља и региону била би кратка и много би рекла.

Најозбиљније питање око узорка тиче се пондера. У раду стоји: „Величина узорка за Србију износила је 1033, а узорак је уједно и репрезентативан” (118). Прва половина реченице је тачна. Друга је тачна само условно, и овде произвођач података не оставља простора за тумачење. Технички извештај уз шести талас, у одељку с упутствима за тумачење, гласи дословно: „The secondary users of the EWCS data are recommended to use weights when computing summary statistics (e.g., mean, proportions) or when conducting more complex analysis (e.g., regression). […] When working with one country or when comparing two or more countries, post-stratification weights should be used.” (Ipsos NV, 2017, Технички извештај: 156). Дисертација ради тачно то — једна земља, збирни показатељи и регресија — а речи пондер, тежински и weight у њеном тексту нема нигде. Регионална расподела аналитичког узорка коју рад приказује (Табела 9, 120: Београд 31,4; Војводина 28,3; Шумадија и Западна Србија 24,3; Југ и Источна Србија 16,0) готово се поклапа с непондерисаним уделима српског узорка, а знатно одступа од пондерисаних.

Нацрт узорка при том јесте такав да пондери нису формалност: „The sample selection for EWCS6 was a multi-stage process intended to deliver a clustered sample. At the first stage Primary Sampling Units (PSUs) were randomly selected with probability proportional to size” (Ipsos NV, 2017, Извештај о спровођењу узорка, од. II.1). Последицу тог нацрта Еурофонд сам мери: за Србију, ефекат нацрта услед пондерисања износи 1,45, а ефективна величина узорка од 1.033 случаја процењена је на 714, односно 634, зависно од примењене формуле (Ipsos NV, 2017, Технички извештај, Табела 26: 155; појам ефекта нацрта преузет је из Kish, 1965). Практично: стандардне грешке израчунате као да је реч о простом случајном узорку потцењене су за чинилац око 1,20. Сваки хи-квадрат, свака анализа варијансе и сваки коефицијент у дисертацији израчунати су уз ту претпоставку, а аналитички подузорак од 513 случајева тај број додатно смањује.

Овде, међутим, ваља бити прецизан, јер једна ограда иде у корист ауторке и не сме се прећутати. Солон, Хајдер и Вулриџ показују да пондерисање у регресији није увек нужно: „if the model is correctly specified […], the error term is not related to the sampling criterion, and weighting is unnecessary”, па чак и да „both weighted and unweighted estimation are consistent for the parameters of a correctly specified model, but unweighted estimation may be more precise” (Solon, Haider & Wooldridge, 2015; наводи из отворене радне верзије, NBER WP 18859: 15–17). За дескриптивне процене спора нема ни код њих — пондерисање је потребно „when it is needed to make the analysis sample representative of the target population” — а дисертација их даје на десетине: уделе профила, укрштања, средње вредности индекса. Приговор, дакле, погађа пуном снагом описне уделе и тврдњу о репрезентативности, а регресионе коефицијенте знатно слабије. Оно што у регресији ипак остаје јесу потцењене стандардне грешке због кластерованог нацрта и чињеница да ништа од тога није ни поменуто; на општијем плану, Пфеферман подсећа да се пондери могу употребити и као заштита од информативног нацрта и од погрешне спецификације модела (Pfeffermann, 1993).

Треба одмах рећи и колико то боли, јер претеривање у оба смера било би нетачно. Поређење структуре аналитичког подузорка с Анкетом о радној снази за 2015. годину — уз репер запослени радници стари 15 и више година, који одговара популацији коју рад заправо и обрађује — показује да је узорак на многим обележјима изненађујуће добар за непондерисан подузорак од 513 случајева: највеће регионално одступање је око три процентна поена, свих десет категорија занимања налази се у распону од око два и по поена, удео приватног сектора одступа за мање од пола поена. Тамо где одступа, одступа једносмерно: у узорку је више жена, више услужних делатности и мање индустрије, знатно више високообразованих и мање нискообразованих, мање сталних уговора и више несигурних уговорних форми него у популацији. Последица је прецизна: унутарузорачка поређења — који профил послова добијају жене, нискоквалификовани, радници из руралних насеља — остају употребљива, јер мање зависе од маргиналних расподела; уопштавање нивоа на све запослене раднике у Србији носи системску и једносмерну грешку.

Уз то иде и временско ограничење. База је из 2015. године, а избор је потпуно бранљив и отворено објашњен: то је једини талас тог истраживања у коме је Србија учествовала, и у фусноти стоји да је „У тренутку пријаве теме докторске дисертације и њеног усвајања, последња доступна база података ЕИУР-а била је база из 2015. године” (118). Оправдање избора података, међутим, није оправдање садашњег времена у закључцима. А закључци гласе: „Анализом смо идентификовали три сегмента на тржишту рада у Србији” (180) — без временског одређења. Уз то ваља приметити да су два прописа којима контекстуално поглавље посвећује простор — Закон о поједностављеном радном ангажовању на сезонским пословима у одређеним делатностима и Закон о агенцијском запошљавању — донета после прикупљања података, па се на њих ниједан емпиријски налаз не може односити.

Најзад, наменског одељка о ограничењима истраживања у дисертацији нема — ни у методолошком оквиру, ни у дискусији, ни у закључку. Појединачне ограде постоје и расуте су по тексту, неке врло добре, али ниједна не покрива ни временски домет, ни изостанак пондера, ни начин поступања с непотпуним одговорима, ни обухват само зависно запослених. Ни овде се не позивамо на обичај жанра него на именоване ставке: контролна листа за посматрачке студије тражи да се расправе ограничења „taking into account sources of potential bias or imprecision” и да се расправи „both direction and magnitude of any potential bias” (von Elm и др., 2007, ставка 19), а објашњење уз њу додаје да није довољно набројати изворе пристрасности него и одмерити њихову релативну важност (Vandenbroucke и др., 2007). Социолошки еквивалент постоји и изречен је у оба кодекса: обавеза да се наведу све релевантне ограде (American Sociological Association, 2018, т. 12.4в) и да се призна привремен и релативан карактер резултата (International Sociological Association, 2001).

VII Два регистра истог рада

Долазимо до примедбе коју оцењујемо као најважнију, јер се не тиче ниједног појединачног броја него односа између два слоја текста.

У поглављу с резултатима рад говори језиком вероватноћа, нивоа значајности и ограда. У закључку говори језиком судбине. Два примера довољна су да се разлика види. Прво: „Међутим, сегментација тржишта неће их само блокирати да заврше на пословима доброг квалитета, већ ће учинити извесним да мушкарац заузме Напорне, а жена Бесперспективне послове, који ће изгледати као „судбина” и једини излаз из незапослености” (202). Друго: „Резултати анализе показали су да су најсигурнији мушкарци и жене са високом школом у граду и они извесно стижу на добре послове” (204).

Погледајмо саме табеле на које се те реченице позивају. Највећа вредност коју у целом раду достиже вероватноћа заузимања Напорних послова износи 0,52 (мушкарци с најнижим образовањем из мешовитих насеља, тридесет година); највећа за Бесперспективне послове износи 0,50 (жене с четворогодишњом средњом школом из руралних насеља, педесет година); највећа за Перспективне послове износи 0,70 (мушкарци с високом стручном спремом из урбаних насеља, педесет година), а за жене истих обележја 0,60 (171–172). Другим речима: ниједна група описана као она која извесно стиже на добре послове нема вероватноћу већу од седам према десет, а ниједна група описана изразима судбине нема ни просту већину у том профилу. Асиметрија је стварна и релативно је велика — то нико не оспорава. Али израз који значи извесност не сме се употребити уз вероватноћу од педесет два посто, а обавеза да се то не чини изречена је у оба социолошка кодекса: социолози „minimize the possibility that results will be misleading” (American Sociological Association, 2018, т. 12.1г), а ниједна социолошка претпоставка не сме бити представљена као неспорна истина (International Sociological Association, 2001).

Исти помак понавља се у узрочним и процесним глаголима. „Обрасци алокације омогућавају нам да сагледамо које карактеристике радне снаге структуришу тржиште рада и чине извесним да радник одређеног профила заузме одређени профил послова” (162–163); „Конвергенција пракси послодаваца и карактеристика радног становништва исходовала је етаблирањем стабилних токова на тржишту рада” (181, дословно поновљено на 205). Глагол који означава исход процеса и придев „стабилан” претпостављају више временских тачака; расположива је једна. Тешкоћу тачно описује објашњење уз контролну листу за посматрачке студије: „A difficulty that can occur in any design but is particularly clear in cross-sectional studies is to establish that an exposure preceded the disease” (Vandenbroucke и др., 2007) — у пресечном нацрту тешко је утврдити шта је чему претходило. Исти документ даје и образац исправне ограде: „because data were collected cross-sectionally, we cannot infer that counseling preceded a patient’s attempt to lose weight”. Реч је, дакле, о формулацији, а не о грешци у анализи — али формулација овде носи целу теоријску тврдњу.

Помак понекад противречи ономе што рад сам извештава. Трећи сегмент у закључку се дефинише овако: „Овај сегмент попуњава млађа, мање образована радна снага, претежно женска из руралних и мешовитих насеља” (200). Тридесет и три стране раније стоји: „Код бесперспективних послова старост не показује статистички значајне резултате” (167). Обележје које улази у дефиницију сегмента тиме је узето из коефицијента који је сам рад прогласио незначајним. Аналогно томе, за сегмент Напорних послова атрибут мушка радна снага у закључку стоји без ограде, док у поглављу с резултатима стоји да „Утицај варијабле Мушкарци на однос шанси не показује статистички значајне резултате” (167). Захтев да се налази износе потпуно и да се не изостављају релевантни подаци (American Sociological Association, 2018, т. 12.4б) погађа тачно у ту тачку, као и домаћи захтев да се изнесу тачни подаци (Етички кодекс Филозофског факултета у Нишу, 2018, т. 1).

Најдаље од грађе одлази препорука упућена појединцима. За високообразоване жене из руралних средина она гласи: „Њихова индивидуална стратегија да би заузеле добре послове била би или пресељење у град или да остану у руралној средини, али да чекају како би заузели добре послове (јер ће моћи да их заузму тек са дужим радним стажом)” (204). Варијабла у моделу, међутим, није дужина радног стажа него календарска старост преузета из упитника; те две величине нису исте. Уз то, разлика међу старосним категоријама на једном пресеку може бити кохортна, а не развојна — може значити да су старије и млађе генерације ушле на тржиште рада под различитим условима, а не да ће млађа с временом стићи тамо где је старија данас. Из такве разлике не следи предвиђање о будућем положају конкретне особе, из истог разлога због којег се из пресека не изводи временски редослед.

Две формулације излазе и изван оквира истраживања. Тврдња да се одређеним групама лоши послови „намећу” као „једини изгледни улаз” на тржиште рада (191) и да су „једини излаз из незапослености” (202) јесу тврдње о скупу расположивих алтернатива — а узорак обухвата само радно ангажоване. О незапосленима овај нацрт не може рећи ништа, и рад то нигде другде и не покушава.

Има, коначно, и обрнутог помака, који је вреднији од свих претходних: рад на неколико места говори опрезније него што би морао. У дискусији изричито стоји да „Истраживање није профилисало одређени „метафактор” ни са стране потражње, ни са стране понуде који би објашњавао разлике у квалитету послова” (201) и да „Кроз анализу се није дошло до једне посебне димензије која би била предиктор свих осталих димензија квалитета послова” (183). Изричито се саопштава и налаз супротан очекивањима: „Изненађење у односу на наша очекивања јесте да утицај региона на вероватноћу да се запослите на пословима различитог квалитета није статистички значајан” (197). Те реченице показују да рад уме да одржи прави регистар. Утолико је разлика између њих и завршних пасуса пре питање редакције него питање става.

Треба рећи и шта се овом примедбом не тврди. Не тврди се да је основна теза непоткрепљена. Напротив: најбоље поткрепљен и теоријски најзанимљивији налаз јесте да род и тип насеља задржавају самосталан ефекат на вероватноћу заузимања профила и уз контролу образовања — нивои значајности за тип насеља износе 0,009 и 0,012 за два профила, а за род 0,040 и 0,013 за два профила (Табела 35, 166). Тај налаз говори директно против објашњења које исход на тржишту рада своди на стечене квалификације, и рад га тачно чита: „жене из руралних средина могу, као и мушкарци, стећи високу стручну спрему, али њихова вероватноћа да се нађу на Перспективним пословима није идентична као код мушкараца” (203). Ту је аргумент чврст, критичка поента јасна, и ниједна ограда га не слаби. Потребно му је само да се не изражава језиком извесности.

Остају две ставке које се, ради поштења, морају водити као логички аргумент из саме грађе, јер за њих писаног правила нема.

Прва је праг. Читав одељак о идентификацији сегмената квалитативно класификује вероватноће — на ексклузивитет, релативну отвореност и баријеру — и класификацију примењује доследно: вредности означене као баријера нигде не прелазе девет посто, оне означене као релативна отвореност крећу се између тридесет и тридесет девет, а ексклузивитет почиње од четрдесет; рад чак изричито каже да вредности од тридесет девет и тридесет један посто не представљају ексклузивитет (176). Али сам праг нигде није исписан, па читалац не може да понови класификацију — а све вредности наведене у том одељку одговарају колони за старост од четрдесет година, што у том одељку нигде не пише. Реч је о проверљивости, коју читалац не може надокнадити ниједним рачуном из објављеног текста.

Друга је концептуално преклапање. Индекс вештина мери захтеве посла и обуку коју обезбеђује послодавац — ниједна његова ставка не мери образовање радника — али су захтеви посла и квалификација радника садржајно блиски, а образовање се потом користи као предиктор припадности профилу који је тим индексом и конституисан. То није прекршај неког написаног правила; то је разлог да се покаже колика је у подацима неусклађеност између захтева посла и квалификације радника, што би се урадило једном унакрсном табелом и једним понављањем груписања без индекса вештина. Да веза није логички нужна, види се и из самог рада, који налази да високообразоване жене из руралних насеља чешће завршавају на Рутинским него на Перспективним пословима.

VIII Поглавље које контекстуализује, а не испитује

Друго поглавље дисертације — о радном законодавству и о трендовима Анкете о радној снази — заузима више од тридесет страна и рад га сматра једним од својих доприноса: „Значајан допринос ове дисертације представља анализа радног законодавства и главних трендова на тржишту рада у Србији (АРС), која нам је показала да се створило институционално окружење које погодује понуди послова различитог квалитета” (192).

Оно што то поглавље стварно чини јесте контекстуализација, и као контекстуализација је корисно: оно даје институционалну позадину без које би налази лебдели. Оно што не чини, а што се местимично тврди, јесте испитивање везе. Рад располаже описом измена радног законодавства, серијама Анкете о радној снази у којима нема ниједне мере квалитета посла, и једним пресеком из 2015. године. Ниједна анализа их не спаја: нема модела с временом, нема поређења пре и после измена, нема међудржавног поређења. Оно што подаци допуштају јесте истовремена веза — да су у 2015. нестандардни уговори и одсуство синдикалне организованости били чешћи код профила нижег квалитета. Рад ту повремено превише каже: сегменти Напорних и Бесперспективних послова „могу се превасходно оценити као резултат повећаних захтева за флексибилизацијом тржишта рада” (190), а закључак отвара реченицом за коју у целом раду нема ниједног податка: „У периоду пре постсоцијалистичке трансформације, услед стриктне и ригидне регулације, послови су били релативно уједначеног квалитета” (192). Занимљиво је да рад на суседним странама има управо оне формулације које би требало да важе свуда: реформе „пружају могућност за контекстуалну интерпретацију добијених сегмената” (189) и „Сегмент не мора бити нужна последица наведене динамике, али јесте могућа” (188). Усклађивање регистра на те две реченице било би довољно.

Што се тиче садржаја тог поглавља, дужност је рећи две ствари, и обе иду у прилог ауторки више него што би се очекивало.

Прва се тиче правне анализе. Њен закључак о смеру промена — да је низ измена Закона о раду ишао у правцу флексибилизације на рачун заштите запослених — стоји, и сваки носећи елемент тог закључка поклапа се са званичним текстовима прописа: пробни рад продужен је с три на шест месеци (чл. 22. ст. 2. Закона о раду, „Сл. гласник РС”, бр. 70/2001, наспрам чл. 36. ст. 2. Закона о раду, „Сл. гласник РС”, бр. 24/2005); рок трајања уговора на одређено време прешао је пут од три године преко дванаест на двадесет четири месеца (чл. 23. ст. 1. Закона о раду 70/2001; чл. 37. ст. 1. Закона о раду 24/2005; чл. 37. ст. 2. у редакцији Закона о изменама и допунама, „Сл. гласник РС”, бр. 75/2014); основица отпремнине сведена је на стаж код послодавца код кога се право остварује (чл. 158. ст. 2. у редакцији 75/2014); а отказни рок скраћен је с распона од једног до три месеца на распон од осам до тридесет дана (чл. 189. у редакцијама 61/2005 и 75/2014). Штавише, тај закључак је пре потцењен него преувеличан: у истом смеру иду и брисање члана 190 Закона о раду, којим је било прописано право на новчану накнаду при отказу због неостваривања резултата рада (Закон о изменама и допунама, „Сл. гласник РС”, бр. 61/2005), и продужење рокова застарелости за давање отказа са три и шест на шест и дванаест месеци (чл. 184 у редакцији 75/2014) — а ниједна од те две мере у раду се не помиње. Ту чак и најслабије место правне анализе појачава тезу рада уместо да је слаби: једини противтежински елемент који поглавље наводи — ограничење запошљавања другог лица на истом радном месту после отказа, уведено реченицом „Следећим уредбама прецизирани су кораци који значајно доприносе већој заштити запослених” (88) — изменама из 2014. године заправо је скраћен, с шест месеци на три (чл. 80 Закона о изменама и допунама, „Сл. гласник РС”, бр. 75/2014), а не проширен.

Друга ствар је формалне природе и озбиљнија је него што на први поглед делује. У целом одељку о радном законодавству ниједна норма није цитирана с бројем службеног гласила у коме је објављена; свако упућивање има облик члана и године, што не идентификује редакцију — а управо је промена редакција предмет тог одељка. Извор Табеле 1, која пореди стање права кроз седамнаест година, наведен је као „Извор: Закон о раду, Параграф, 2001–2018” (86), дакле као комерцијална база, а фуснота ту базу назива званичним извором: „На званичном сајту РС могуће је пронаћи законске регулативе уређења радних односа (Закон о раду) почев од 2001. године” (84), уз адресу која води на демо издање приватне правне базе. Из истог извора потиче и једна чињенична грешка: „Могућност праћења измена законске радне нормативе доступно је најраније од 2001. године” (84) важи за ту базу, али не и за званичну збирку прописа, у којој су доступни и старији текстови — што је непосредно произвело тврдњу да је „У 2000. години је уговор на одређено могао да траје три године” (86), иако је те године важио Закон о радним односима („Сл. гласник РС”, бр. 55/96 и 28/2001), који тај рок не познаје; трогодишње трајање уводи тек Закон о раду из 2001. године. Замена извора и навођење броја гласила уз сваку упоређивану верзију отклонили би цео тај круг одједном.

Статистички део истог поглавља понаша се слично: носећи налаз стоји, али интерпретативни кораци не. Раст удела запослених радника с уговором на одређено време — са 6,6 одсто у 2006. на 19,1 одсто у 2021. години — поткрепљен је билтенима Анкете о радној снази и остаје на снази. Али три закључка изведена из истих табела не следе из њих. Прво, пад неформалне запослености приписан је пандемији — „Континуирано високе стопе неформално запослених радника почињу да падају тек са појавом пандемије вируса корона” (110) — иако низ који рад приказује почиње да пада већ 2019. године, дакле пре увођења мера, што сам рад на једном ранијем месту исправно каже: „Од 2019. године бележи се и номинални и процентуални пад неформално запослених радника” (106). Друго, у закључку поглавља стоји да је показатељ флексибилизације „континуирана редукција броја запослених на неодређено време” (110), док тај број у истом периоду расте за више од четвртине; тачну формулацију рад има десет страна раније — „континуиране редукције удела запослених радника са овим радним аранжманом упркос номиналном повећању запослених радника на неодређено време” (100). Треће, 2021. година стоји као последња тачка свих серија, иако је те године промењена методологија Анкете, због чега подаци нису упоредиви с ранијима — а рад сам, у фусноти уз Табелу 3, ту ограду познаје: „због промене методологије и дефиниције запослених лица (односно, радника) пре 2014. године и након ње – подаци нису у потпуности упоредиви” (100).

Уз то иде и појмовна неуједначеност која читаоцу отежава сваку проверу: ознаке ЗЛ и ЗР, објашњене у легендама као „запослена лица” и „запослени радници” (102, 104, 107), не означавају у свим табелама исте популације — у Табели 3 оба реда садрже запослене раднике и разликују се само по узрасном опсегу, док иста ознака у Табелама 5 и 6 означава нешто треће. Сличан проблем има и Графикон 3, који носи наслов „Стопа неформалне запослености радника у укупној популацији запослених радника” (106), а приказује удео радника с усменим договором о запослењу — што је ужа величина, коју сам рад у фусноти тачно разликује. Бројеви су на тим местима претежно тачно преписани; погрешно је њихово именовање, а последица је да се два различита показатеља у истом поглављу читају као један. У истом реду је и једна уводна вредност: тврдња да се „стопа незапослености до 2010. године значајно повећала (од 8,15% у 2003. години до 19,2% у 2010. години)” (82) почива на полазној вредности које нема ни у једној години званичне серије — за 2003. годину она износи 14,6 одсто, па је стварни раст четири и по, а не једанаест процентних поена. Смер тврдње остаје; њена магнитуда не.

Ниједна од ових ставки не додирује емпиријски део рада. Наводе се јер поглавље 2 у дисертацији носи функцију доказног контекста, а не илустрације, и јер га сам рад проглашава доприносом.

IX Апарат

Научни апарат је место на коме се рад најмање трудио, и једино место на коме постоји дословна домаћа одредба. Упутство Сената Универзитета у Нишу прописује да „у попису литературе не сме бити радова који нису цитирани, нити оних на које се у дисертацији не упућује” („Гласник Универзитета у Нишу”, бр. 9/2015). Списак прописа, међутим, садржи само Закон о раду — с иначе тачним низом бројева гласила, али уз словну грешку у називу службеног листа — док у њему нема ниједног другог прописа чије се одредбе у тексту дословно цитирају: ни Закона о раду из 2001. године, на коме почива цео један ред упоредне табеле и оба прилога, ни Закона о агенцијском запошљавању, ни Закона о поједностављеном радном ангажовању на сезонским пословима, ни Одлуке Уставног суда IУз-424/2014, којом је један отказни разлог укинут. У супротном смеру, наводи у тексту и списак литературе нису усаглашени на више места: исти извор јавља се с двема различитим годинама, постоји самоцитат на јединицу које у списку нема, има дуплираних референци, неуједначене транслитерације и изобличених презимена. Стил цитирања при том домаћим актима није прописан — Упутство га изричито препушта научној области — па се приговор односи на сагласност пописа и позивања, не на избор стила.

У исти ред спада и понављање: завршни пасус поглавља с резултатима (181) враћа се у закључку (205) готово реч по реч, с измењеном првом речју и с две уметнуте везничке речи. Понављање целог пасуса на двема различитим функционалним позицијама текста — једном као закључак аналитичког дела, други пут као импликација по друштво — брише разлику између те две функције.

Једна ставка прелази границу апарата и постаје садржинска. Тврдња која носи целу контекстуалну тезу изнета је без података о извору: „Истраживања су показала да се положај радника и квалитет услова рада знатно погоршава (Брадаш, Арандаренко) кроз дужи временски период” (79) — без године, наслова и стране. Наводи те врсте не могу се проверити, а овде се њима поткрепљује управо оно што рад треба да покаже.

Треба, ради поштења, рећи и супротно. Тамо где је рад дослован, дослован је у потпуности: цитати из двају посебних закона поклапају се с изворником реч по реч, а Прилог 2 норму о отпремнини за 2005. годину наводи целу и тачно — прецизније него сама упоредна табела у главном тексту. Тачно је наведено и из којих се билтена узимају подаци. Провера ове врсте уопште је била могућа само зато што рад своје изворе и своје кораке наводи.

X Шта остаје

Кад се све сабере, добија се оцена коју вреди изрећи у једном комаду, без ублажавања и без претеривања.

Дисертација Александре Николајевић је солидан, самостално изведен емпиријски рад који домаћој социологији рада доноси нешто што она није имала: вишедимензионалну меру квалитета посла конструисану из микроподатака за Србију, типологију послова изведену из те мере, и процену тога како образовање, род, старост и тип насеља мењају изгледе да се одређени тип посла заузме. Уз то доноси и појмовни предлог који је употребљив изван овог рада — да се сегмент не претпоставља него доказује преко обрасца алокације — и који је, за разлику од већине сличних предлога, постављен тако да може да не прође. Емпиријски слој рада, у деловима у којима се може проверити из њега самога, држи: рачун је тачан, нулти налази су пријављени, неуспех модела је саопштен, а из тог неуспеха је изведен уздржанији а не повољнији закључак.

Слабости су тројаке и све три су такве да се отклањају без новог истраживања. Прва је извештавање: приказано је како је мерено, али не и с колико прецизности је процењено — без стандардних грешака и интервала поверења (Appelbaum и др., 2018; von Elm и др., 2007, ставка 16а), без вредности коефицијента поузданости по индексу, без показатеља ваљаности и стабилности решења груписања (Rousseeuw, 1987; Hennig, 2007), без именованог софтвера и без изјаве о доступности података и кода (Nosek и др., 2015, ниво 1). Друга је регистар: резултати се износе уздржано, а закључци језиком извесности, судбине и затворености који вредности у табелама не носе, при чему рад на неколико места сам показује да зна како то треба рећи; обавеза да се то не чини изречена је у оба социолошка кодекса струке. Трећа су пондери и домет: дескриптивне процене нису пондерисане иако произвођач података за рад с једном земљом изричито налаже пост-стратификационе пондере (Ipsos NV, 2017, Технички извештај: 156), узорак једносмерно одступа од популације, а закључци се износе за тржиште рада у целини, у садашњем времену, из једног пресека из 2015. године.

Изнад свега тога стоји једно теоријско ограничење, које се исправља речником а не поступком. Мерено мерилом које сама сегментационистичка литература поставља — постојање различитих механизама одређивања зарада и постојање баријера мобилности, односно реда чекања (Dickens & Lang, 1985; 1992; Leontaridi, 1998) — овај рад испитује прву од трију поставки, а друге две не. Оно што је утврђено јесу систематске неједнакости у условним вероватноћама заузимања профила послова у Србији 2015. године. То је вредан налаз и заслужује да буде тако и назван.

Две измене биле би, по оцени овог осврта, најплодније. Прва је да се анализа понови с укљученим индексом перспективности и с примењеним пондерима; и једно и друго изводљиво је из исте базе, а прво би вратило у меру квалитета посла управо ону димензију по којој је један профил и добио име. Друга је да се негативни налаз о Рутинским пословима извуче из фусноте аргумента и постави у његово средиште. Тај налаз — да постоји читав простор лоших послова који нико не држи и из кога нико није искључен — јесте оно што рад стварно додаје литератури о сегментацији, јер показује да лош посао и сегмент нису исто. Он истовремено обара дводелну слику тржишта рада убедљивије него било шта друго у дисертацији, а изведен је из неналажења, дакле поштено.

Утисак који рад оставља јесте утисак ауторке која је била строжа према себи док је мерила него док је закључивала. То је, у овој области, ређа мана од обрнуте. Оно што недостаје највећим делом је већ израчунато, а оно што треба изменити већ је негде у раду тачно написано — само на погрешном месту. Уз ту врсту редакције, ова дисертација би дала чланак који би без резерве заслужио место у водећем домаћем социолошком часопису, а њен појмовни предлог и излаз из дуалистичке шеме имали би шта да кажу и ширем, компаративном читаоцу.

---

Литература

Предмет осврта

Николајевић, А. З. (2023). Квалитет послова у Србији: обрасци алокације запослених и сегментација тржишта рада [докторска дисертација]. Универзитет у Нишу, Филозофски факултет.

Домаћи прописи и акти

Етички кодекс о објављивању радова и спречавању злоупотребе података. (2018, 28. јун). Филозофски факултет Универзитета у Нишу, Наставно-научно веће.

Закон о агенцијском запошљавању. „Службени гласник РС”, бр. 86/2019.

Закон о науци и истраживањима. „Службени гласник РС”, бр. 49/2019. (Допуне из бр. 108/2025, донете после одбране, не мењају чл. 4.)

Закон о поједностављеном радном ангажовању на сезонским пословима у одређеним делатностима. „Службени гласник РС”, бр. 50/2018.

Закон о раду. „Службени гласник РС”, бр. 70/2001 и 73/2001 – исправка.

Закон о раду. „Службени гласник РС”, бр. 24/2005, 61/2005, 54/2009, 32/2013, 75/2014, 13/2017 – одлука УС, 113/2017 и 95/2018 – аутентично тумачење.

Закон о радним односима. „Службени гласник РС”, бр. 55/96 и 28/2001.

Одлука Уставног суда IУз-424/2014. „Службени гласник РС”, бр. 13/2017.

Платформа за отворену науку, бр. 119-01-263/2017-14/2. (2018, 9. јул). Министарство просвете, науке и технолошког развоја Републике Србије.

Упутство за обликовање, објављивање и достављање докторских дисертација за дигитални репозиторијум Универзитета у Нишу. „Гласник Универзитета у Нишу”, бр. 9/2015.

Извори података

Ipsos NV. (2017). 6th European Working Conditions Survey: Sampling implementation report. Eurofound. (UK Data Archive Study No. 8098)

Ipsos NV. (2017). 6th European Working Conditions Survey: Technical report. Eurofound. (UK Data Archive Study No. 8098)

Ipsos NV. (2017). 6th European Working Conditions Survey: Weighting report. Eurofound. (UK Data Archive Study No. 8098)

Републички завод за статистику. (2005–2022). Анкета о радној снази [билтени за референтне године 2004–2021]. Републички завод за статистику.

Стандарди извештавања и етички кодекси струке

American Sociological Association. (2018). Code of ethics. American Sociological Association.

American Sociological Review — Submission guidelines. SAGE Publishing. (Приступљено 19. септембра 2026.)

Appelbaum, M., Cooper, H., Kline, R. B., Mayo-Wilson, E., Nezu, A. M., & Rao, S. M. (2018). Journal article reporting standards for quantitative research in psychology: The APA Publications and Communications Board task force report. American Psychologist, 73(1), 3–25. https://doi.org/10.1037/amp0000191

European Sociological Review — General instructions to authors. Oxford University Press. (Приступљено 19. септембра 2026.)

International Sociological Association. (2001). Code of ethics. International Sociological Association.

Nosek, B. A., Alter, G., Banks, G. C., Borsboom, D., Bowman, S. D., Breckler, S. J., … Yarkoni, T. (2015). Promoting an open research culture. Science, 348(6242), 1422–1425. https://doi.org/10.1126/science.aab2374

Vandenbroucke, J. P., von Elm, E., Altman, D. G., Gøtzsche, P. C., Mulrow, C. D., Pocock, S. J., Poole, C., Schlesselman, J. J., & Egger, M. (2007). Strengthening the Reporting of Observational Studies in Epidemiology (STROBE): Explanation and elaboration. PLoS Medicine, 4(10), e297. https://doi.org/10.1371/journal.pmed.0040297

von Elm, E., Altman, D. G., Egger, M., Pocock, S. J., Gøtzsche, P. C., & Vandenbroucke, J. P. (2007). The Strengthening the Reporting of Observational Studies in Epidemiology (STROBE) statement: Guidelines for reporting observational studies. PLoS Medicine, 4(10), e296. https://doi.org/10.1371/journal.pmed.0040296

Wasserstein, R. L., & Lazar, N. A. (2016). The ASA’s statement on p-values: Context, process, and purpose. The American Statistician, 70(2), 129–133. https://doi.org/10.1080/00031305.2016.1154108

Методолошка литература

Albert, A., & Anderson, J. A. (1984). On the existence of maximum likelihood estimates in logistic regression models. Biometrika, 71(1), 1–10. https://doi.org/10.1093/biomet/71.1.1

Benjamini, Y., & Hochberg, Y. (1995). Controlling the false discovery rate: A practical and powerful approach to multiple testing. Journal of the Royal Statistical Society: Series B (Methodological), 57(1), 289–300. https://doi.org/10.1111/j.2517-6161.1995.tb02031.x

Cronbach, L. J. (1951). Coefficient alpha and the internal structure of tests. Psychometrika, 16(3), 297–334. https://doi.org/10.1007/BF02310555

Dickens, W. T., & Lang, K. (1984). A test of dual labor market theory (NBER Working Paper No. 1314). National Bureau of Economic Research.

Dickens, W. T., & Lang, K. (1985). A test of dual labor market theory. The American Economic Review, 75(4), 792–805.

Dickens, W. T., & Lang, K. (1992). Labor market segmentation theory: Reconsidering the evidence (NBER Working Paper No. 4087). National Bureau of Economic Research.

Everitt, B. S., Landau, S., Leese, M., & Stahl, D. (2011). Cluster analysis (5th ed.). Wiley. https://doi.org/10.1002/9780470977811

Hausman, J., & McFadden, D. (1984). Specification tests for the multinomial logit model. Econometrica, 52(5), 1219–1240. https://doi.org/10.2307/1910997

Heinze, G., & Schemper, M. (2002). A solution to the problem of separation in logistic regression. Statistics in Medicine, 21(16), 2409–2419. https://doi.org/10.1002/sim.1047

Hennig, C. (2007). Cluster-wise assessment of cluster stability. Computational Statistics & Data Analysis, 52(1), 258–271. https://doi.org/10.1016/j.csda.2006.11.025

Kish, L. (1965). Survey sampling. John Wiley & Sons.

Leontaridi, M. R. (1998). Segmented labour markets: Theory and evidence. Journal of Economic Surveys, 12(1), 63–101. https://doi.org/10.1111/1467-6419.00048

Milligan, G. W., & Cooper, M. C. (1985). An examination of procedures for determining the number of clusters in a data set. Psychometrika, 50(2), 159–179. https://doi.org/10.1007/BF02294245

Milligan, G. W., & Cooper, M. C. (1988). A study of standardization of variables in cluster analysis. Journal of Classification, 5(2), 181–204. https://doi.org/10.1007/BF01897163

Peduzzi, P., Concato, J., Kemper, E., Holford, T. R., & Feinstein, A. R. (1996). A simulation study of the number of events per variable in logistic regression analysis. Journal of Clinical Epidemiology, 49(12), 1373–1379. https://doi.org/10.1016/S0895-4356(96)00236-3

Pfeffermann, D. (1993). The role of sampling weights when modeling survey data. International Statistical Review, 61(2), 317–337. https://doi.org/10.2307/1403631

Ritter, N. L. (2010). Understanding a widely misunderstood statistic: Cronbach’s „alpha” [саопштење]. Annual Meeting of the Southwest Educational Research Association. ERIC (ED526237).

Rousseeuw, P. J. (1987). Silhouettes: A graphical aid to the interpretation and validation of cluster analysis. Journal of Computational and Applied Mathematics, 20, 53–65. https://doi.org/10.1016/0377-0427(87)90125-7

Schafer, J. L., & Graham, J. W. (2002). Missing data: Our view of the state of the art. Psychological Methods, 7(2), 147–177. https://doi.org/10.1037/1082-989X.7.2.147

Sijtsma, K. (2009). On the use, the misuse, and the very limited usefulness of Cronbach’s alpha. Psychometrika, 74(1), 107–120. https://doi.org/10.1007/s11336-008-9101-0

Solon, G., Haider, S. J., & Wooldridge, J. M. (2013). What are we weighting for? (NBER Working Paper No. 18859). National Bureau of Economic Research.

Solon, G., Haider, S. J., & Wooldridge, J. M. (2015). What are we weighting for? Journal of Human Resources, 50(2), 301–316. https://doi.org/10.3368/jhr.50.2.301

Tavakol, M., & Dennick, R. (2011). Making sense of Cronbach’s alpha. International Journal of Medical Education, 2, 53–55. https://doi.org/10.5116/ijme.4dfb.8dfd

Tibshirani, R., Walther, G., & Hastie, T. (2001). Estimating the number of clusters in a data set via the gap statistic. Journal of the Royal Statistical Society: Series B (Statistical Methodology), 63(2), 411–423. https://doi.org/10.1111/1467-9868.00293

---

Наводи из дисертације преузети су дословно, са изворном ортографијом и интерпункцијом; бројеви у загради упућују на стране према пагинацији самог рада. Наводи из страних извора дати су у изворнику, а преводи у тексту су ауторски. За Дикенса и Ланга (1985) и за Солона, Хајдера и Вулриџа (2015) наводи су преузети из слободно доступних радних верзија (NBER WP 1314, односно 18859), што је на одговарајућим местима назначено. Тврдње о прописима проверене су према званичним текстовима с Правно-информационог система Републике Србије, а подаци о тржишту рада према билтенима Анкете о радној снази Републичког завода за статистику.