CC BY
33
ВЕСТН. МОСК. УН-ТА. СЕР. 6. ЭКОНОМИКА. 2020. № 6
ДЕМОГРАФИЯ
К. И. Сахбетдинова1
МГУ имени М. В. Ломоносова (Москва, Россия)
УДК: 314.12
ДЕТЕРМИНАНТЫ РОЖДАЕМОСТИ В РОССИЙСКИХ СЕМЬЯХ
Ведение грамотной демографической политики подразумевает понимание государством экономико-социально-демографических процессов, происходящих в обществе. В ранее проведенных российских и зарубежных исследованиях авторами был обнаружен ряд факторов рождаемости, однако направленность влияния таких детерминант могла противоположно различаться. Осознавая особое влияние социокультурных установок и ценностей населения на число детей в семье, автор предприняла попытку выявления детерминант рождаемости на базе эмпирического исследования Всемирного обзора ценностей — World Values Survey. С помощью статистических и эконо-метрических методов были построены модели, отражающие детерминанты рождаемости в современной России. В данной работе было выявлено положительное влияние на рождаемость уровня религиозности, традиционности взглядов и важности семьи для респондента. В обратной зависимости с числом детей в семье находятся такие факторы, как уровень образования населения и ценность досуга.
Ключевые слова: рождаемость, детерминанты рождаемости, ценности, демографическая политика.
Цитировать статью: Сахбетдинова К. И. Детерминанты рождаемости в российских семьях // Вестник Московского университета. Серия 6. Экономика. — 2020. — № 6. — С. 104— 123. — https://doi.org/10.38050/01300105202066.
K. I. Sakhbetdinova
Lomonosov Moscow State University (Moscow, Russia)
JEL: J11, J13, J16, J18,
DETERMINANTS OF FERTILITY IN RUSSIAN FAMILIES
Competent demographic policy implies an understanding by the state of the economic, social, and demographic processes taking place in society. In earlier Russian and foreign studies, the authors found a number of fertility factors, however, the direction of influence
1 Сахбетдинова Камиля Инсуровна — асприрант, экономический факультет МГУ имени М. В. Ломоносова; e-mail: v9kb@mail.ru, ORCID: 0000-0002-8024-9804.
of such determinants could be opposite. Aware of the special influence of sociocultural attitudes and values of the population on the number of children in a family, the author made an attempt to identify the determinants of fertility based on an empirical study of the World Values Survey. Using statistical and econometric methods, models that reflect the determinants of fertility in modern Russia were constructed. This work revealed a positive effect on the birth rate of religiosity, traditional views and the importance of the family for the respondent. Inversely related to the number of children in a family such factors as the level of education of the population and the value of leisure.
Keywords: fertility, fertility determinants, values, population policy.
To cite this document: Sakhbetdinova K. I. (2020) Determinants of fertility in Russian families. Moscow University Economic Bulletin, (6), 104-123. DOI: 10.38050/01300105202066.
Постановка проблемы
В последние десятилетия мы наблюдаем снижение уровня рождаемости в России, обусловленное в том числе качественной трансформацией роли семьи в обществе и семейных ценностей. Осознание индивидами, особенно женщинами, значимости саморазвития, что тесно связано с уровнем их образования, и степени значимости для них свободного времени приводит к смене их предпочтений, позднему вступлению в брак и рождению детей, к малодетности.
Так выглядит динамика суммарного коэффициента рождаемости с 1960 по 2018 г. (рис. 1).
На данном графике просматривается снижение данного показателя к 2000 г., когда он составил 1,195, после чего его значение начинает постепенно расти. В 2018 г. обозначилась тенденция к снижению данного коэффициента, он составил 1,579 по сравнению с 2017 г., когда его значение было равным 1,621 (Росстат).
3,000 2,500 2,000 1,500 1,000 0,500
0,000
Рис. 1. Суммарный коэффициент рождаемости в России в 1960-2018 гг.
Источник: построено автором на основе данных Федеральной службы государственной статистики (Росстат).
Изменения среднего возраста матери начиная с 1960-х гг. характеризуются следующим образом: в начале 1960-х гг. он составлял 27,8 года, после чего снижался и достиг своего минимума в 1995 г., составив 24,8 года, после чего он стал расти и в 2016 г. составил 28,4 года [Средний возраст матери при рождении детей]. Первая часть изменений связана со снижением числа родившихся детей у матерей в среднем, вторая часть изменений — с постарением рождаемости. Динамика среднего возраста матери при рождении первого ребенка отражает непродолжительное омоложение рождаемости в 1990-х гг. в России, а затем постарение рождаемости вплоть до настоящего времени (для 1997—2015 гг. по оценкам экспертов С. В. Захарова и В. Н. Архангельского по данным Фонда социального страхования и частичной информации о порядке рождения детей, собиравшейся примерно в половине регионов России).
Нас будет интересовать, какие детерминанты влияют на уровень рождаемости россиян, подробнее рассмотрим, к каким выводам приходили авторы, обращавшиеся к вопросу факторов рождаемости.
Обзор литературы по факторам рождаемости
По результатам опроса «Человек, семья, общество» 2017 г. отмечается высокая поддержка населением проводимых мер демографической политики [Малева и др., 2017]. Почти две трети респондентов поддерживают продолжение программы материнского капитала, но при этом практически треть опрошенных предпочла бы направить полученные средства на добровольное медицинское страхование для детей. Это говорит об изменении населением взгляда на вопрос целей использования материнского капитала. Однако по оценкам [Слонимчик, Юрко, 2015] рост коэффициента суммарной рождаемости после 2007 г. в большей степени обусловлен перепланированием момента рождения ребенка, а не увеличением долгосрочной рождаемости. Схожие результаты были выявлены в работе [Захаров, 2016], где было отражено, что ни намерения россиян, ни их реализация на массовом уровне значительно не изменились под влиянием действия мер политики увеличения рождаемости. Было также обозначено, что эффект от введения материнского капитала был более существенным для женщин, проживающих с супругом в домохозяйстве. В работе [Рощина, Черкасова, 2009] было отмечено, что значительное число факторов, в том числе социальная политика, влияет на рождаемость для таких групп женщин, как среднедоходная категория, женщины с детьми, женщины без высшего образования. Что касается групп с высокими доходами и уровнем образования, для них более значимыми представляются нематериальные стимулы.
При разработке грамотной демографической политики государство должно учитывать ценностные ориентиры общества, чтобы разрабатываемые меры могли положительным образом воздействовать на насе-
ление. В работе [Журавлева, Гаврилова, 2017] было отражено, что в настоящее время в России происходит переход к европейской модели семьи, где женщина помимо семьи ориентирована в том числе на карьеру. Это говорит о том, что происходит ценностный сдвиг в обществе, который обусловлен рядом историко-социально-экономических процессов. В работе [Гурко, 2011] обозначается влияние социальных процессов, происходящих в постиндустриальных обществах, на трансформацию института семьи и, в частности, на рождаемость. Уменьшение роли семейных ценностей и религии и, как следствие, ослабление института семьи привели к снижению рождаемости и формированию движения «чайлд-фри». Материализм, озабоченность приобретением новых вещей, жизнь в кредит, неумеренная конкуренция порождают стрессы, ухудшают здоровье, негативно влияют на рождаемость. Похожее влияние оказывают и такие факторы, обозначенные автором, как увеличение объема получаемой человеком информации и ритма жизни, возникновение желания иметь больше и бежать быстрее. Немалую роль в принятии демографических решений, а также формировании репродуктивных установок сыграло появление противозачаточных средств, которые позволили женщине планировать деторождения [Goldin, 2006]. В работе [Becker, Lewis, 1973] было впервые рассмотрено такое понятие, как «качество детей», в противовес количеству детей. Было показано, что рождаемость падает в том числе из-за того, что семьи с более высоким доходом, стремясь к такому качеству, повышают затраты на детей, тем самым уходят от цели иметь большое количество детей.
В статье [МакДоналд, 2007] утверждается, что государство, содействуя укреплению социального либерализма и нового капитализма в развитых странах путем внесения изменений в законодательство и иными мерами, сыграло большую роль в росте факторов, которые привели к снижению возможности супружеских пар по созданию и содержанию семьи. В связи с чем делается вывод о том, что именно государство должно взять на себя главную роль в восстановлении социального баланса в стране. В работе [Забаев, 2013] при обращении к вопросу устройства репродуктивной мотивации современных россиян рассматривались такие факторы, как взаимосвязь с предыдущим опытом потенциальных родителей по уходу за детьми и общению с ними; личные представления человека о жизни, своем месте в мире, о ценности ребенка и проч.; влияние таких институтов, как медицина и образование; отцовское желание иметь больше детей, а также возможность (пространственной) мобильности для семьи с несколькими детьми. Авторы [Frejka, Westoff, 2008] в своей статье попытались выявить, как изменилась бы рождаемость в Западной Европе, если бы европейцы были бы такими же религиозными, как жители США. Результаты исследования показали, что при росте религиозности в Западной Европе наблюдался бы значительный рост рождаемости. Ряд исследований затрагивали проблематику положительного влияния
религиозности на рождаемость. Указанная корреляция была рассмотрена в исследованиях [Philipov, Berghammer, 2007], где они при выявлении обусловленности рождаемости наличием религиозности отметили, что последняя влияет на значения идеального числа детей в семье, вероятности появления следующего ребенка, на ожидаемое и реальное число детей. Было отражено, что данные показатели являются более высокими для религиозных людей.
Происходящие ценностные сдвиги и социально-экономические процессы в обществе влияют на предпочтения населения, которые исследователи могут выявить путем проведения в том числе качественных социологических исследований. Одно, проведенное в мае 2010 г. в Москве, было посвящено влиянию проводимой демографической политики в области рождаемости на решение о рождении следующего ребенка [Влияние демографической политики..., 2010]. Исследование выявило, что респонденты с высоким уровнем образования отдают предпочтение таким мерам поддержки, которые позволят успешнее сочетать работу и воспитание детей. Рассмотрев вопрос влияния положения женщины на рынке труда на ее репродуктивные намерения, в работе [Журавлева, Гаврилова, 2017] авторы выявили, что заработная плата женщин значимо повышает вероятность рождения ребенка. Аналогичные выводы были сделаны в статье [Rocha, Fuster, 2006], где авторы обозначили, что безработица заставляет женщин откладывать рождение детей, а также приводит к снижению общего коэффициента рождаемости. Отличные от упомянутых результаты были получены в работе [Рощина, Бойков, 2005], где авторами было показано, что позиции женщины на рынке труда — занятость и должностной уровень — не влияют ни на вероятность родить ребенка, ни на фертильные намерения. Не схожая с рассмотренными отрицательная корреляция между заработной платой женщин и наличием детей была обозначена в работе [Rondinelli et al., 2010], при этом степень такой зависимости варьировалась от порядка рождения. Так, было отмечено, что заработная плата имела сильный отрицательный эффект для сроков первых рождений; женщины с более высокими заработками, как правило, задерживают материнство. При этом на последующие рождения уровень заработной платы уже влияет не так сильно, для третьего рождения рассматриваемый авторами коэффициент влияния близок к нулю.
Вопросы гендерного равенства и соотношения участия женщин на рынке труда и выполнения ими домашних обязанностей были обозначены в концепции гендерного перехода [Калабихина, 2009]. Согласно данной теории, первая стадия соответствует первому демографическому переходу, во время которого происходит снижение рождаемости вследствие развития эгалитарности общественных институтов (рынка труда и образовательных структур). Вторая стадия согласуется со вторым демографическим переходом, когда отмечается существенное снижение
рождаемости вследствие отставания развития эгалитарности в домохо-зяйственных институтах от аналогичного процесса в общественных институтах. Третья стадия соответствует современной стадии развития ряда европейских государств (рост эгалитарности в домохозяйственных институтах, продолжение роста эгалитарности в общественных институтах), что и привело к однонаправленности в отношении динамики женской занятости и рождаемости. Важной мерой пронаталистской политики является успешное функционирование системы ухода за детьми, включающей в себя работу ясельных групп, института сертифицированных нянь, семейных и частных детских садов, детских групп на первых этажах многоэтажек и т.д. [Калабихина, 2015]. Более подробно о распределении времени говорится в статье [Калабихина, Шайкенова, 2019], авторы выявляют корреляцию между распределением времени и числом детей в домашнем хозяйстве. Так, чем больше детей в семье и чем меньше возраст младшего ребенка, тем больше времени женщины посвящают домашним обязанностям. В многодетных семьях относительная нагрузка на женщину не увеличивается, что может быть связано как с большим участием в выполнении домашних обязанностей супруга либо старших детей (как правило, девочки-подростка). В работе [Schultz, 1986] также рассматривается распределение времени женщины как ограниченного ресурса и отмечается, что в раннем возрасте (до 35 лет) альтернативная ценность карьеры для женщины выше, так как после этого возраста карьеру поддерживать легче при наличии опыта работы. Результаты исследования [Ola'h, 2003], полученные на основе данных обследований 1992—1993 гг. в Швеции и в Венгрии, показывают, что интенсивность вторых рождений в семье возрастает при более гибком сочетании родительских и трудовых отношений между супругами. Что интересно, ряд авторов выявили зависимость не только уровня рождаемости, но и выбора в пользу пола ребенка в зависимости от гендерного равенства. Так, в работе [Mills, Begall, 2010] авторы пришли к выводу о том, что в обществах с более высоким уровнем гендерного неравенства мужчины и женщины в значительной степени отдают предпочтение рождению мальчиков.
Методология и данные
Анализ проводится с помощью статистических и эконометрических методов с использованием программного обеспечения Gretl версии 1.9.92 и IBM SPSS Statistics версии 17.0. В качестве базы эмпирического исследования был выбран Всемирный обзор ценностей — World Values Survey (далее — WVS). Данный проект берет начало от Европейского исследования ценностей, проведенного впервые в 1981 г., в фокусе которого были в большей степени развитые страны. Однако вследствие проявленного большого интереса к данному исследованию в проект включилось более 20 стран на шести континентах. Инициатором проведения данного
исследования является американский ученый-социолог Рональд Ин-глхарт. На сегодняшний день проект объединяет сотни ученых-социологов по всему миру.
Россия приняла участие во 2, 3, 5 и 6-м раундах проекта, т.е. в 1990, 1995, 2006 и 2011 гг. соответственно. В 2014 г. проект WVS завершил свою 6-ю волну опроса, охватив 60 стран мира. В 2015 г. начала осуществляться подготовка к проведению 7-й волны WVS, сроки ее проведения — с 2017 по 2020 г.
В рамках WVS под количеством детей понимается ответ на вопрос «Сколько детей вы имеете?» («How many children do you have»). То есть переменная отражает общее количество детей, имеющихся у респондента, без разделения на родных и приемных. Также неизвестно, попадают ли в общее количество рожденные, но уже ныне не живущие дети респондента. Таким образом, очевидно, что настоящая переменная не является полным аналогом показателей, характеризующих рождаемость. Кроме того, информацию о числе рожденных детей мы имеем на момент опроса, для большинства респондентов мы не можем оценить итоговую рождаемость.
WVS предполагает, что количество детей может составлять от 0 до 6 и более человек (6+), при этом некоторые волны (например, WVS 6) выделяют дополнительно 6 и 7 детей и имеют шкалу от 0 до 8+. Автором была рассмотрена группа женщин, закончивших свой репродуктивный период, для оценки итоговой рождаемости — женщины в возрасте 45 и более лет. Частотное распределение количества детей у данной группы респондентов в 1990, 1995, 2006 и 2011 гг. в Российской Федерации приведено на рис. 2.
Рис. 2. Частотное распределение количества детей у женщин в возрасте 45 и более в 1990, 1995, 2006 и 2011 гг. в России, % Источник: построено автором на основе данных 2, 3, 5 и 6-го раундов WVS.
Как следует из рис. 2, у женщин, вышедших из фертильного возраста, прослеживается тенденция снижения количества детей. Так, по сравнению с 1990 г. в 2011 г. доля женщин, не имеющих детей вовсе после 44 лет, выросла с 9,7 до 11,7%, доля имеющих одного ребенка выросла с 28,9 до 34,3, а доли женщин, имеющих двух и более детей, наоборот, снизились. Это привело к тому, что среднее количество детей у женщин старше 44 лет снизилось с 1,78 в 1990 г. до 1,60 в 2011 г. (см. табл. 1).
Таблица 1
Среднее количество детей у женщин в возрасте 45 и более лет в России в 1990, 1995, 2006 и 2011 гг.
Год 1990 1995 2006 2011
Годы рождения опрошенных женщин 1945 г.р. и ранее 1950 г.р. и ранее 1961 г.р. и ранее 1966 г.р. и ранее
Число наблюдений 464 622 534 776
Среднее количество детей у респондента 1,78 1,82 1,73 1,60
Стандартное отклонение 1,078 1,127 1,020 0,996
Источник: построено автором на основе данных 2, 3, 5 и 6-го раундов
Для выявления факторов, влияющих на количество детей в современной России (количественная переменная), строится эконометрическая МНК-модель на пространственных данных за наиболее близкий к нашему времени 2011 г. В выборку включаются только те респонденты, которые в полном объеме ответили на необходимые для исследования вопросы, пропуски данных из анализа исключались. Общий объем выборки составил 2133 человека. Зависимой переменной выступает количество детей у респондента. При построении модели будут рассматриваться все респонденты (не только группа женщин старше 44 лет) с целью отражения более полной картины репродуктивных установок российского общества. При рассмотрении всех респондентов, не учитывая фильтрацию по наличию ответов на необходимые вопросы, для 2450 ответивших среднее количество детей у респондента на 2011 г. составило 1,3; стандартное отклонение — 1,038.
Что касается частотного распределения количества детей для всех респондентов, в 2011 г. у 33,4% из них был 1 ребенок, у 33,2% — 2 ребенка, у 24,5 не было детей. Остальные ответы (три и более детей) в сумме указали менее 9% респондентов.
В качестве независимых переменных были выбраны следующие возможные факторы:
Важность в жизни досуга — порядковая переменная, принимающая значения от 1 (совсем не важен) до 4 (очень важен). Гипотеза: с ростом ценности досуга количество детей у респондента сокращается.
Уровень дохода — порядковая переменная от 1 до 10, соответствующая децили дохода, к которой респондент субъективно относит свою семью. Таким образом, настоящая переменная не является уровнем дохода в привычном понимании этого показателя, так как она не отражает реальный уровень благосостояния. Гипотеза: с ростом субъективной оценки дохода семьи число детей у респондента растет.
Пол — фиктивная переменная, принимающая значение 1, если респондент мужского рода, и соответственно 0, если женского. Гипотеза: при прочих равных у мужчин количество детей меньше, чем у женщин. Построена на основе предположения о том, что ряд биологических отцов не признают своих детей, что гораздо реже встречается среди матерей.
Возраст — количественная переменная, принимающая значения от 18 до 91 года, которая рассчитывалась как разность между годом проведения опроса и годом рождения респондента. Частотный анализ переменной показывает, что значительного округления возраста до целых чисел или до чисел, кратных пяти, не наблюдается (см. рис. 3). Гипотеза: чем больше возраст респондента, тем больше у него детей. Также в модель вводится квадрат возраста для исследования наличия нелинейной связи между количеством прожитых лет и количеством детей.
ооооооооооооооооооооооооооооооооооооо
о о о о сэ о о о сэ о о о о сэ о о о сэ о о сэ о о о о о <э о о о <э о о о о о о
ОС © Г- Г ТГ ЧО ОС о" С1 ТГ ЧО СЮ о" г Г ЧО ОС о" г ! ^Г ЧсГ ОС о" С4 чо 00 о" г Г ^г чо 00 о" Г 4 ЧО ОО т-н
Рис. 3. Распределение респондентов 6-го раунда WVS по возрасту, % Источник: построено автором на основе данных 6-го раунда WVS.
Миграция — фиктивная переменная, принимающая значение 1, если респондент родился в стране, отличной от России (СССР), и 0, если он родился в нашей стране. Таким образом, в модели учитывается только внешняя миграция населения, а вопрос о внутренней миграции остается за рамками исследования. Гипотеза: при прочих равных количество детей у мигрантов превосходит количество детей у коренных жителей России.
Регион проведения интервью — группа фиктивных переменных, отвечающих за текущее место проживания респондента.WVS придерживается классического деления территории России на восемь федеральных округов1, однако по факту в базе отсутствуют респонденты, проживающие в Северо-Кавказском федеральном округе, а жители Москвы выделяются
1 В 2011 г. Крымский федеральный округ в составе России еще не выделялся.
в отдельную от Центрального федерального округа группу. Таким образом, в исследовании используются следующие территориальные единицы: Приволжский федеральный округ (ПФО), Северо-Западный федеральный округ (СЗФО), Сибирский федеральный округ (СФО), Уральский федеральный округ (УФО), Центральный федеральный округ (ЦФО), Южный федеральный округ (ЮФО), город Москва и Дальневосточный федеральный округ, который при моделировании берется за базу. Гипотеза: предполагается, что влияние переменных будет соответствовать типу рождаемости, характерному каждому из указанных регионов.
Семейное положение (брак) — фиктивная переменная, принимающая значение 1, если респондент состоит в зарегистрированном или незарегистрированном браке (учитывается факт совместного проживания), и 0, если он разведен, живет отдельно от своего супруга, вдов или никогда не состоял в браке. Гипотеза: при прочих равных, респонденты, проживающие с партнером, имеют больше детей, чем респонденты одинокие.
Оценка здоровья субъективная — порядковая переменная, принимающая значения от 1, если респондент считает, что он обладает плохим здоровьем, до 4, если он оценивает свое здоровье как очень хорошее. Гипотеза: чем выше человек оценивает свое здоровье, тем больше детей он заводит.
Занятость — фиктивная переменная, которая принимает значение 1, если респондент работает полный или неполный рабочий день или является самозанятым, и 0, если респондент на пенсии, занимается домашним хозяйством, является студентом или безработным, а также указывает какой-либо иной статус занятости. Гипотеза: при прочих равных занятость отрицательно влияет на количество детей.
Важность семьи для респондента — порядковая переменная, принимающая значения от 1, если семья совсем не важна для респондента, до 4, если она для него очень важна. Гипотеза: чем важнее для респондента семья, тем больше детей он заведет.
Степень согласия с утверждением о том, что дети страдают, когда их мать работает на рынке труда (работа матери в ущерб воспитанию) — порядковая переменная, которая измеряется по шкале от 1 (абсолютно не согласен) до 4 (полностью согласен). Настоящая переменная показывает степень традиционности взглядов респондента. Гипотеза: чем выше согласие с утверждением, тем количество детей у респондента больше.
Степень согласия с утверждением о том, что когда рабочих мест мало, у мужчин должно быть больше прав на работу, чем у женщин (у мужчин больше прав), — порядковая переменная, которая так же, как и предыдущая, отражает степень традиционности взглядов респондента. Шкала измерения: 1 (не согласен), 2 (и да, и нет), 3 (согласен). Гипотеза: чем выше согласие с утверждением, тем количество детей у респондента больше.
Доверие правительству — порядковая переменная, принимающая значения от 1 (совсем не доверяю) до 4 (полностью доверяю). Гипотеза: чем надежнее респондент воспринимает обстановку в своей стране, тем больше детей он готов иметь.
Степень религиозности (ответ на вопрос о том, как часто респондент молится, если не считать свадьбы и похороны) — порядковая переменная со значениями от 1 (никогда или практически никогда) до 8 (несколько раз в день). Гипотеза: чем религиознее человек, тем больше у него детей.
Отношение к аборту — порядковая переменная, имеющая шкалу от 1 (это никогда не заслуживает оправдания) до 10 (это всегда заслуживает оправдания). Гипотеза: если респондент допускает проведение аборта, то количество детей у него будет меньше.
Образование — группа фиктивных переменных, отражающих наивысший уровень образования, который респондент имеет на текущий момент времени. В рамках исследования выделялось незаконченное среднее образование (в модели принято за базу), законченное среднее образование (среднее специальное или профессионально-техническое (СПТУ, техникум, училище), общее среднее (школа, лицей, гимназия), а также незаконченное высшее (не меньше трех курсов вуза) и высшее образование. Гипотеза: при прочих равных количество детей у более образованных слоев население ниже, чем у менее образованных слоев.
Модель построена методом пошагового исключения незначимых переменных в специализированной эконометрической программе ОгеИ версии 1.9.92, ее результаты представлены в табл. 2.
В модели присутствуют только значимые переменные, причем большинство из них, как видно из последнего столбца табл. 2, значимо на уровне 1%. Интерпретируя полученные результаты, получаем следующее: при прочих равных у мужчин количество детей оказалось меньше, чем у женщин, что подтверждает нашу исходную гипотезу. Также была выявлена нелинейная связь между количеством детей и возрастом респондента: от переменной возраста, взятой в первой степени, была получена прямая зависимость, в то время как от переменной возраста, взятой в квадрате, мы получаем обратную. Результаты модели также подтвердили поставленную нами гипотезу касательно мигрантов: количество детей последних оказалось выше, чем у коренных россиян. Что касается регионов проведения интервью, у жителей Уральского, Сибирского, Приволжского и Южного федерального округов при прочих равных было выявлено большее количество детей, чем у жителей Дальневосточного федерального округа. Более того, была выявлена прямая связь между количеством детей и проживанием с партнером (состоянием в браке — официальном или фактическом), что также подтвердило поставленную нами гипотезу.
Таблица 2
Детерминанты количества детей в современной России
Переменная Коэффициент Ст. ошибка t-статистика P-значение Значимость
Константа -1,40352 0,234782 -5,9780 <0,00001 ***
Мужской пол -0,100246 0,0424111 -2,3637 0,01818 **
Возраст 0,06971 0,00641743 10,8626 <0,00001 ***
Возраст2 -0,000511101 6,61825е-05 -7,7226 <0,00001 ***
Миграция 0,220297 0,0855237 2,5759 0,01007 **
УФО 0,349892 0,0741304 4,7200 <0,00001 ***
СФО 0,223642 0,0599082 3,7331 0,00019 ***
ПФО 0,208754 0,051757 4,0333 0,00006 ***
ЮФО 0,124761 0,0590251 2,1137 0,03466 **
Брак 0,430365 0,0414353 10,3864 <0,00001 ***
Важность семьи 0,130878 0,0442743 2,9561 0,00315 ***
Важность досуга -0,104033 0,0237268 -4,3846 0,00001 ***
У мужчин больше прав 0,0455313 0,0244073 1,8655 0,06225 *
Религиозность 0,0452752 0,00849333 5,3307 <0,00001 ***
Высшее образование -0,100261 0,0440401 -2,2766 0,02291 **
*** Коэффициент значим на уровне 1%.
** Коэффициент значим на уровне 5%.
* Коэффициент значим на уровне 10%.
Среднее зав. перемен 1,311767 Ст. откл. зав. перемен 1,029963
Сумма кв. остатков 1665,313 Ст. ошибка модели 0,886717
Я-квадрат 0,263681 Испр. Я-квадрат 0,258814
Б(14, 2118) 54,17659 Р-значение (Р) 1,1е-129
Лог. правдоподобие -2762,620 Крит. Акаике 5555,240
Крит. Шварца 5640,219 Крит. Хеннана— Куинна 5586,341
Модель 1: МНК, использованы наблюдения 1—2500 (п = 2133) Исключено пропущенных или неполных наблюдений: 367 Зависимая переменная: количество детей
Источник: построено автором на основе данных 6-го раунда "У8.
Подтвердилась гипотеза, поставленная для переменной, отражающей важность семьи для респондента: с ростом такой значимости у опрошенных было отмечено увеличение количества имеющихся у них детей. Была обозначена также обратная зависимость между количеством детей у респондента и важностью для него досуга: данный результат был ожидаемым в связи с тем, что ценность времени в обществе растет, что проявляется, в том числе в репродуктивном поведении индивидов. Подтверждена гипотеза о том, что с ростом степени согласия с утверждением о том, что при малом количестве рабочих мест у мужчин по сравнению с женщинами должно быть больше прав на работу, у респондента увеличивается количество имеющихся детей. Также с ростом уровня религиозности человека количество детей у него увеличивается, что находит подтверждение в ранее проведенных упомянутых выше исследованиях. И наконец, при прочих равных респонденты с высшим образованием имеют меньше детей по сравнению с респондентами, не имеющими даже среднего образования, следовательно, исходная гипотеза подтверждается.
Далее для этой модели проводится тест Чоу, нулевой гипотезой которого является отсутствие структурных сдвигов по переменной «пол». Так как тестовая статистика Р(14, 2105) = 1,9227, а р-значение = Р(Б(14, 2105) > 1,9227) = 0,0202975, что менее 0,05%, то можно говорить о том, что нулевая гипотеза отвергается в пользу альтернативной. Таким образом, по переменной «пол» имеется структурный сдвиг, и, следовательно, необходимо разбиение общей совокупности на две подвыборки — женскую и мужскую.
В соответствии с результатами теста Чоу были построены модели количества детей отдельно по мужчинам (см. табл. 3) и отдельно по женщинам (см. табл. 4) с использованием прежнего набора независимых переменных.
Таблица 3
Детерминанты количества детей у мужчин в современной России
Переменная Коэффициент Ст. ошибка 1-статистика Р-значение Значимость
Константа -1,42263 0,314409 -4,5248 <0,00001 ***
Возраст 0,0647843 0,00979819 6,6119 <0,00001 ***
Возраст2 -0,000427559 0,000102687 -4,1637 0,00003 ***
Миграция 0,321655 0,122192 2,6324 0,00862 ***
УФО 0,292372 0,0999659 2,9247 0,00353 ***
ПФО 0,220803 0,0689663 3,2016 0,00141 ***
Брак 0,511778 0,0651627 7,8539 <0,00001 ***
Важность семьи 0,111969 0,0594077 1,8848 0,05977 *
Важность досуга -0,0856049 0,0346078 -2,4736 0,01355 **
Религиозность 0,0560075 0,0128402 4,3619 0,00001 ***
*** Коэффициент значим на уровне 1%.
** Коэффициент значим на уровне 5%.
* Коэффициент значим на уровне 10%.
Среднее зав. перемен 1,203320 Ст. откл. зав. перемен 1,062017
Сумма кв. остатков 702,5677 Ст. ошибка модели 0,858163
Я-квадрат 0,353157 Испр. Я-квадрат 0,347055
Б(9, 954) 57,87293 Р-значение (Р) 3,10е-84
Лог. правдоподобие -1215,376 Крит. Акаике 2450,753
Крит. Шварца 2499,464 Крит. Хеннана— Куинна 2469,299
Модель 2: МНК, использованы наблюдения 1—1115 (п = 964) Исключено пропущенных или неполных наблюдений: 151 Зависимая переменная: количество детей
Источник: построено автором на основе данных 6-го раунда WVS.
Таблица 4
Детерминанты количества детей у женщин в современной России
Переменная Коэффициент Ст. ошибка t-статистика P-значение Значимость
Константа -1,3949 0,349785 -3,9879 0,00007 ***
Возраст 0,079928 0,00960085 8,3251 <0,00001 ***
Возраст2 -0,000676522 9,98536е-05 -6,7751 <0,00001 ***
УФО 0,407654 0,109119 3,7359 0,00020 ***
СФО 0,272323 0,0864779 3,1490 0,00168 ***
ПФО 0,147539 0,073664 2,0029 0,04543 **
ЮФО 0,176834 0,0830679 2,1288 0,03349 **
Брак 0,289767 0,0585609 4,9481 <0,00001 ***
Занятость -0,169238 0,06685 -2,5316 0,01149 **
Важность семьи 0,113264 0,0668525 1,6942 0,09050 *
Важность досуга -0,101267 0,0333021 -3,0409 0,00241 ***
У мужчин больше прав 0,0760527 0,035177 2,1620 0,03083 **
Доверие правительству 0,0632325 0,0325888 1,9403 0,05259 *
Религиозность 0,0391232 0,011677 3,3505 0,00083 ***
Высшее образование -0,129124 0,0633028 -2,0398 0,04161 **
*** Коэффициент значим на уровне 1%.
** Коэффициент значим на уровне 5%.
* Коэффициент значим на уровне 10%.
Среднее зав. перемен 1,412698 Ст. откл. зав. перемен 1,009600
Сумма кв. остатков 942,7155 Ст. ошибка модели 0,917858
Я-квадрат 0,183695 Испр. Я-квадрат 0,173482
Б(14, 1119) 17,98652 Р-значение (Р) 8,56е-41
Лог. правдоподобие -1504,328 Крит. Акаике 3038,655
Крит. Шварца 3114,158 Крит. Хеннана— Куинна 3067,176
Модель 3: МНК, использованы наблюдения 1—1385 (п = 1134)
Исключено пропущенных или неполных наблюдений: 251
Зависимая переменная: количество детей
Источник: построено автором на основе данных 6-го раунда "У8.
Таким образом, мы снова вправе обозначить нелинейную зависимость количества детей у мужчин от возраста; также при прочих равных выявляется меньшее количество детей у мужчин, не являющихся мигрантами, в отличие от последних. Как и в предыдущей модели, подтвердилась гипотеза, поставленная для переменной, отражающей важность семьи для респондента: с увеличением такой значимости у опрошенных был отмечен рост количества имеющихся у них детей. Аналогично выявлена обратная зависимость между количеством детей у мужчин и важностью для них досуга. Также с увеличением уровня религиозности мужчин количество имеющихся у них детей растет. Отмечается прямая зависимость количества детей у мужчин от наличия супруги (официальной или фактической). Что касается регионов, в Уральском и Приволжском федеральных округах у мужчин отмечается большее количество детей по сравнению с Дальневосточным федеральным округом.
У женщин, как и в моделях для предыдущих групп респондентов, отмечается нелинейная зависимость количества детей от возраста. Полученные результаты также позволяют сделать вывод о том, что выявляется пря-
мая зависимость количества детей у женщин от степени важности семьи для них, их более традиционных взглядов, а также степени доверия правительству и уровня религиозности. Проживание с супругом (официальным или фактическом) также положительно влияет на количество детей у женщин. Отмечается отрицательное влияние на количество детей у женщин степени важности для них досуга. Следует также отметить, что была выявлена обратная зависимость количества детей у женщин от их занятости (полной или неполной) и от наличия высшего образования, в то время как у мужчин таких взаимосвязей обнаружено не было. Более того, у женщин, проживающих в Уральском, Сибирском, Приволжском и Южном федеральном округах, было отмечено большее число детей при сравнении с Дальневосточным федеральным округом.
Выводы
В исследовании были построены модели, отражающие влияние ряда детерминант на количество детей в семье. Данные модели позволили выявить определенные корреляции, многие из которых были отражены в работах демографов-исследователей ранее на основе иных эмпирических баз или в другом временном периоде. Так или иначе, полученные результаты позволяют еще раз обратить особое внимание на явления, которые успешным образом могли бы быть применены в проводимой социально-демографической политике. Особенностью модели также было включение в рассмотрение данных по федеральным округам.
В данной работе было важно обратиться к рассмотрению влияния таких социокультурных факторов рождаемости, как отношение населения к гендерному равенству, религиозность и уровень образования населения, важность семьи для респондентов, ценность досуга; часть переменных была применена в качестве контрольных.
В исследовании была обозначена положительная корреляция между числом детей в семье и более традиционными взглядами на распределение обязанностей между мужчинами и женщинами. Так, с ростом степени согласия с утверждением о том, что при малом количестве рабочих мест у мужчин по сравнению с женщинами должно быть больше прав на работу, у респондентов отмечалось большее количество имеющихся детей.
Также была выявлена прямая зависимость между уровнем религиозности человека и количеством его детей. Как одна из пронаталистских мер — стимулирование увеличения количества детей в семье посредством привития населению религиозных и духовных ценностей. Подтвердилась гипотеза, поставленная для переменной, отражающей важность семьи для респондента: с ростом такой значимости у опрошенных было отмечено увеличение количества имеющихся у них детей. Была получена также об-
ратная зависимость между количеством детей у респондента и важностью для него досуга, это связано с тем, что ценность времени в обществе растет, что проявляется в том числе в репродуктивном поведении индивидов. Подтвердились результаты, касающиеся выявления обратной зависимости между уровнем образования и количеством детей в семье, полученные ранее в исследованиях демографов и социологов. Действительно, получение высшего образования по времени совпадает с самым оптимальным с физиологической точки зрения возрастом для рождения ребенка, соответственно, как одна из интерпретаций, если человек в данное время проходит обучение, он старается не заводить детей. Более того, после вручения диплома индивиды, стремясь получить отдачу от своего образования на рынке труда, снова откладывают рождение детей. Что интересно, по результатам проведенного исследования, доход оказался не значим по отношению к количеству детей в семье. Вполне возможно, что это связано с тем, что респондентам задавался вопрос о субъективной оценке дохода, а не о его размере в денежных единицах. Следует также отметить, что при сравнении мужчин и женщин по показателю количества детей модель выявила отрицательное влияние занятости и наличия высшего образования, в то время как мужчины оказались свободны от такого влияния.
Список литературы
1. Влияние демографической политики 2007—2009 гг. на рождаемость в Московском регионе. Сер. «Качественные исследования в экономике и демографии. Научный семинар в магистратуре экономического факультета МГУ». Вып. 5 / под ред. И. Е. Калабихиной. — М., 2010.
2. Всемирный обзор ценностей // World Values Survey: официальный сайт. URL: http://www.worldvaluessurvey.org/wvs.jsp (дата обращения: 05.06.2019).
3. Гурко Т. А. Институт семьи в постиндустриальных обществах // Ценности и смыслы. — 2011. — T. 4. — № 13. — С. 26-44.
4. Журавлева Т. Л., Гаврилова Я. А. Анализ факторов рождаемости в России: что говорят данные РМЭЗ НИУ ВШЭ? // Экономический журнал Высшей школы экономики. — 2017. — Т. 21. — № 1. — С. 145-182.
5. Забаев И. В. Семья и деторождение в России. Категории родительского сознания: монография / под ред. М. С. Ковалевой. — М.: ПСТГУ. 2013. — С. 125-126.
6. Захаров С. В. Скромные демографические результаты пронаталистской политики в контексте долговременной эволюции рождаемости в России. Ч. 2 // Демографическое обозрение. — 2016. — Т. 3. — № 4. — С. 6-26.
7. Калабихина И. Е. «Гендерный переход» и демографическое развитие // Российский экономический интернет-журнал. — 2009. — № 2. — С. 540-554.
8. Калабихина И. Е. Демографическая волна рождений и будущие колебания численности населения в разных возрастных группах: вызовы для социальной политики // Экономические стратегии. — М: Ин-т экон. стратегий (ИНЭС), 2015. — № 2. — С. 50-57.
9.
10.
11.
12.
13.
14.
15.
16.
17.
18.
19.
20.
21.
22.
23.
24.
25.
Калабихина И. Е. О региональном материнском (семейном) капитале // Вестник Московского университета. Серия 6 «Экономика». — 2013. — № 2. — С. 62-70.
Калабихина И. Е., Шайкенова Ж. К. Оценка трансфертов времени внутри домохозяйств // Демографическое обозрение. — 2018. — Т. 5. — № 4. — С. 36-65.
МакДональд П. Низкая рождаемость и государство: эффективность политики // Демоскоп Weekly. — 2007. — № 285-286. URL: http://www.demoscope. ru/weekly/2007/0285/analit01.php
Малева Т. М., Третьякова Е. А., Макаренцева А. О. Пронаталистская демографическая политика глазами населения: десять лет спустя // Экономическая политика. — 2017. — T. 12. — № 6. — C. 124-147.
Россия: предварительные демографические итоги 2018 года // Демоскоп. URL: http://www.demoscope.ru/weekly/2019/0801/barom03.php_(дата обращения: 28.04.2019).
Рощина Я. М., Бойков А. В. Факторы фертильности в современной России. — М.: EERC, 2005.
Рощина Я. М., Черкасова А. Г. Дифференциация факторов рождаемости для различных социально-экономических категорий российских женщин // SPERO. — 2009. — № 10. — C. 159-181
Слонимчик Ф., Юрко А. В. Оценка влияния политики материнского капитала в России // Демографическое обозрение. — 2015. — T. 2. — № 3. — C. 30-68. Средний возраст матери при рождении детей // Федеральная служба государственной статистики (Росстат): официальный сайт. URL: https://gks.ru/ bgd/regl/B17_16/Main.htm (дата обращения: 20.05.2019). Суммарный коэффициент рождаемости // Федеральная служба государственной статистики (Росстат): официальный сайт. URL: https://www.gks.ru/ folder/12781 (дата обращения: 15.04.2019).
Becker G., Lewis G. Interaction between Quantity and Quality of Children / Th. W. Schultz (ed.) // Economics of the Family: Marriage, Children, and Human Capital. Chicago: University of Chicago Press, 1974. — P. 81—90. Frejka T., Westoff C. F. Religion, Religiousness and Fertility in the US and in Europe // European Journal of Population. — 2008. — Vol. 24(1). — P. 5-31. Goldin C. The Quiet Revolution that Transformed Women's Employment, Education, and Family // American Economic Review. — 2006. — Vol. 96(2). — P. 1-21.
Mills M., Begall K. The Impact of Gender Preferences on Third Births in Europe: A Multilevel Examination of Men and Women // Population Studies. — 2010. — Vol. 64(1). — P. 77-95.
Ola h L. S. Gendering Fertility: Second Births in Sweden and Hungary // Population Research and Policy Review. — 2003. — No. 22. — P. 171-200. Philipov D., Berghammer C. Religion and fertility ideals, intentions and behavior: a comparative study of European countries // Vienna Yearbook of Population Research. — 2007. — Vol. 5. — P. 271-305.
Rocha J., Fuster L. Why Are Fertility Rates and Female Employment Ratios Positively Correlated across O. E. C. D. Countries? // International Economic Review. — 2006. — Vol. 47(4). — P. 1187-1222.
26. Rondinelli C., Aassve A., Billari F. C. Women's Wages and Childbearing Decisions: Evidence from Italy // Demographic Research. — 2010. — Vol. 22(19). — P. 549-578.
27. Schultz T. P. The Value and Allocation of Time in High-Income Countries: Implications for Fertility, Below Replacement Fertility in Industrial Societies // Population and Development Review. — 1986. — Vol. 12. — P. 87-108.
The List of References in Cyrillic Transliterated into Latin Alphabet
1. Vlijanie demograficheskoj politiki 2007—2009 gg. na rozhdaemost' v Moskovskom regione. Ser. «Kachestvennye issledovanija v jekonomike i demografii. Nauchnyj seminar v magistrature jekonomicheskogo fakul'teta MGU». Vyp. 5 / pod red. I. E. Kalabihinoj. — M., 2010.
2. Vsemirnyj obzor cennostej // World Values Survey: oficial'nyj sajt. URL: http:// www.worldvaluessurvey.org/wvs.jsp (data obrashhenija: 05.06.2019).
3. Gurko T. A. Institut sem'i v postindustrial'nyh obshhestvah // Cennosti i smysly. — 2011. — T. 4. — № 13. — S. 26-44.
4. Zhuravleva T. L., Gavrilova Ja. A. Analiz faktorov rozhdaemosti v Rossii: chto govor-jat dannye RMJeZ NIU VShJe? // Jekonomicheskij zhurnal Vysshej shkoly jekono-miki. — 2017. — T. 21. — № 1. — S. 145-182.
5. Zabaev I. V. Sem'ja i detorozhdenie v Rossii. Kategorii roditel'skogo soznanija: monografija / pod red. M. S. Kovalevoj. — M.: PSTGU, 2013. — S. 125-126.
6. Zaharov S. V. Skromnye demograficheskie rezul'taty pronatalistskoj politiki v kon-tekste dolgovremennoj jevoljucii rozhdaemosti v Rossii. Ch. 2 // Demograficheskoe obozrenie. — 2016. — T. 3. — № 4. — S. 6-26.
7. Kalabihina I. E. "Gendernyj perehod" i demograficheskoe razvitie // Rossijskij je-konomicheskij internet-zhurnal. — 2009. — № 2. — S. 540-554.
8. Kalabihina I. E. Demograficheskaja volna rozhdenij i budushhie kolebanija chislen-nosti naselenija v raznyh vozrastnyh gruppah: vyzovy dlja social'noj politiki // Jeko-nomicheskie strategii. — M: In-t jekon. strategij (INJeS), 2015. — № 2. — S. 50-57.
9. Kalabihina I. E. O regional'nom materinskom (semejnom) kapitale // Vestnik Moskovskogo universiteta. Serija 6 «Jekonomika». — 2013. — № 2. — S. 62-70.
10. Kalabihina I. E., Shajkenova Zh. K. Ocenka transfertov vremeni vnutri domohozja-jstv // Demograficheskoe obozrenie. — 2018. — T. 5. — № 4. — S. 36-65.
11. MakDonal'd P. Nizkaja rozhdaemost' i gosudarstvo: jeffektivnost' politiki // Demoskop Weekly. — 2007. — № 285-286. URL: http://www.demoscope.ru/week-ly/2007/0285/analit01 .php
12. Maleva T. M., Tret'jakova E. A., Makarenceva A. O. Pronatalistskaja demograficheskaja politika glazami naselenija: desjat' let spustja // Jekonomicheskaja politi-ka. — 2017. — T. 12. — № 6. — S. 124-147.
13. Rossija: predvaritel'nye demograficheskie itogi 2018 goda // Demoskop. URL: http://www.demoscope.ru/weekly/2019/0801/barom03.php (data obrashhenija: 28.04.2019).
14. Roshhina Ja.M., Bojkov A. V. Faktory fertil'nosti v sovremennoj Rossii. — M.: EERC, 2005.
15. Roshhina Ja. M., Cherkasova A. G. Differenciacija faktorov rozhdaemosti dlja ra-zlichnyh social'no-jekonomicheskih kategorij rossijskih zhenshhin // SPERO. — 2009. — № 10. — S. 159-181.
16. Slonimchik F., Jurko A. V. Ocenka vlijanija politiki materinskogo kapitala v Rossii // Demograficheskoe obozrenie. — 2015. — T. 2. — № 3. — S. 30-68.
17. Srednij vozrast materi pri rozhdenii detej//Federal'naja sluzhba gosudarstvennoj statistiki (Rosstat): oficial'nyj sajt. URL: https://gks.ru/bgd/regl/B17_16/Main. htm (data obrashhenija: 20.05.2019).
18. Summarnyj kojefficient rozhdaemosti// Federal'naja sluzhba gosudarstvennoj statistiki (Rosstat): oficial'nyj sajt. URL: https://www.gks.ru/folder/12781 (data obrashhenija: 15.04.2019).
