CC BY
93А. В. Жаворонков
динамика трёхмерной модели семейной ориентации (замеры 1976-2000-2014 гг.)
DOI: 10.19181/snsp.2017.5.1.4991
Жаворонков Александр Васильевич — доктор социологических наук, главный научный сотрудник, Институт социологии РАН. 117218, Россия, Москва, ул. Кржижановского, д. 24/35, корп. 5 E-mail: larkzhav@vandex.ru
Аннотация. Статья посвящена выявлению взаимосвязей объёма поведенческих и нормативных ориентаций женщин в динамике за сорок лет. Предпринят вторичный анализ с глубокой переработкой первичных данных. Автор рассматривает результаты тестирования с помощью семантического дифференциала, методик выявления жизненных ориентаций и мнений на трёх замерах с интервалами по 25 и 15 лет. Результатом анализа является построение нормативно-поведенческой и установочной модели, характеристики которой соотносятся с фундаментальными демографическими параметрами, необходимыми для процесса воспроизводства населения. Выявлена устойчивая ориентация замужних женщин на одно-и двухдетную семью, сформировавшаяся в российском обществе к последней четверти ХХ в. Рассматривается проблема недостаточности экономических полумер для выхода из демографического кризиса и обосновывается необходимость мер системного характера для преодоления сложившегося положения с целью обеспечения дальнейшего нормального развития страны.
Ключевые слова: семантический дифференциал Ч. Осгуда, логическая классификация, жизненные ориентации, приоритеты, типы семьи, число рождённых детей, ареалы, устойчивость норм, демографическое поведение, моделирование, корреляционный анализ, дисперсионный анализ, непараметрическая статистика.
Введение
Настоящая работа базируется в основном на данных трёх исследований 1976, 2000 и 2014 гг. Первое и второе были проведены под руководством А. И. Антонова: первое — в Центре изучения народонаселения экономического факультета МГУ, второе — на кафедре социологии семьи и демографии социологического факультета МГУ. Третье исследование было проведено совместно Институтом социологии РАН, коллективом указанной кафедры, Научно-исследовательским центром Фонда Андрея Первозванного и Институтом социальной педагогики РАО в ходе реализации Всероссийского социологического опроса «Диагностика состояния
образа жизни и перспектив системы управления в России». Авторы программы и полевого документа в части демографических проблем А. И. Антонов и А. В. Жаворонков.
Первое исследование 1976 г. носило характер пилотажного, насчитывало 579 респондентов и предваряло исследование 1978 г. Из этого исследования было отобрано 229 женщин, которые дали ответы на вопросы-ассоциации по семантическому дифференциалу Ч. Осгуда, касающиеся оценки свойств бездетной и одно-, двух-, трёхдетной семей. Во втором исследовании «Россия — 2000» из 1930 респондентов было отобрано 650 женщин, которые также тестировались по семантическому дифференциалу. В третьем исследовании, 2014 г., из 840 респондентов было выделено 273 женщины, которые отметили свои ассоциации на 30 шкалах теста1.
Задачами вторичного анализа информации этих исследований являются:
1. Построение в первом приближении многомерной модели ориентации обследованных женщин на те или иные формы семьи (бездетная, с одним или двумя детьми, с тремя детьми и более).
2. Рассмотрение этой модели в динамике на трёх замерах 1976, 2000, 2014 гг. (устойчивость и изменчивость структуры, её характеристики и т. п.).
3. Рассмотрение связей этой модели с типологией общественного мнения относительно приоритетов семейного образа жизни и с жизненными ориента-циями для себя и будущего (в детях) поколения.
Первая задача решается построением трёхмерного пространства по сочетаниям шкал поведенческих, установочных, широты ареала совпадений взглядов.
Вторая задача решается анализом характеристик этой модели в трёх замерах.
Третья задача решается выявлением связей каждой из составляющих полученной модели с типологиями семейной ориентации в общественном мнении и со скоростью роста/падения тех или иных жизненных ориентаций в их проекциях в следующее поколение2.
Аппарат и способы решения задач
Социологическая категория «меры» позволяет построить надёжный инструмент шкал измерения интенсивности всех признаков трёхмерной модели: поведенческих, установочных, по широте ареалов совпадений или, напротив, поляризаций взглядов.
1 Во всех трёх исследованиях изучались замужние женщины.
Эта задача в настоящей работе решается не только в границах исследования 2014 г. Замеры идентичным инструментарием проведены на более репрезентативных массивах и в 2015, и в 2016 гг., выполненных в рамках проекта РНФ № 15-18-30077 (руководитель А. В. Тихонов). Данные этого проекта привлечены для повышения надёжности выводов.
Поведенческий аспект традиционно измеряется «числом рождённых женщиной детей». В нашем случае эта мера выделяет четыре репрезентативные группы: «нет детей», «1 ребёнок», «2 детей», «3 детей и более»1. На этом простота решения задач заканчивается.
«Установки» на определённый тип семьи. Здесь перед построением шкалы интенсивности выражения приоритетов бездетной, малодет-ной (1—2 ребёнка) и многодетной семей встретились наибольшие трудности.
Во-первых, в связи с тем, что в разных исследованиях применялись разные наполнения шкал семантического дифференциала (что хорошо для однократных замеров и «классического» выяснения «близости» установок, но не для построения строгих динамических рядов), поле для манёвра в конструировании оказалось суженным. Однако два показателя: теплота/холодность, активность/пассивность — оказались «сквозными» для трёх замеров. Результаты дифференциации массивов по этим двум основаниям были сопоставлены с результатами дифференциации по более широким рядам в каждом исследовании: своё/чужое, лёгкое/тяжёлое, быстрое/медленное, твёрдое/мягкое и т. д. Коэффициенты корреляции Пирсона, Спирмена, Кендалла шкал по двум и более показателям составили от 0,750 до 0,996 при 0=95-99,9%. Здесь проблема была снята.
Вторая трудность заключалась в чрезвычайной распылённости оценок семибалльной шкалы Ч. Осгуда от «-3» до «+3». Она была преодолена путём пошаговой логической классификации. Первым этапом было преобразование поляризованной шкалы от «-3» до «+3» в семибалльную с положительными значениями, где «0» приобретает значение «4». На втором этапе были получены средние оценки по параметрам теплота/холодность, активность/пассивность в отношении: во-первых, семьи без детей; во-вторых, семьи с 1-2 детьми; в-третьих, семьи с тремя и более детьми. На третьем этапе были вычислены матрицы всех эмпирически фиксируемых средних значений оценок семьи бездетной, семьи с 1-2 детьми, семьи многодетной. Трёхмерное пространство составило в массиве 1976 г. 984 клетки. Таким же был порядок за 2000 и 2014 гг. Четвёртый этап заключался
1 Конечно, здесь есть оговорки. В исследованиях А. И. Антонова [Антонов, 1980] выясняются, например, факты смерти или мертворождения детей, наличия в семье внебрачных детей или детей от предыдущих браков жены или мужа, но в нашем случае, в связи с малыми объёмами выборок, они не зафиксированы. И так как абсолютное большинство опрошенных находятся в возрастном диапазоне до 50 лет, а случаи рождения после 36 лет чрезвычайно редки, чтобы попасть в наши выборки (также как и наличие детей от других браков), то и вопрос: «Сколько у Вас детей до 18 лет?» достаточно надёжен для построения поведенческого индикатора. В 2014 г. использовались ответы именно на этот вопрос.
в сведении полученных тысяч кластеров к матрицам в 27 клеток: «низкая/средняя/высокая оценки бездетной семьи», «низкая/средняя/высокая оценки семьи с 1—2 детьми», «низкая/средняя/высокая оценки многодетной семьи». Так были получены три матрицы «33», соответствующие 1976, 2000, 2014 гг. Коэффициенты корреляции составили между ними: Пирсона — от 0,787 до 0,860, Спирмена — от 0,681 до 0,801, Кендалла - от 0,521 до 0,643 (все при 0=99,9). Значения нормированной энтропии (тт=0, тах=1) по всем 27 клеткам матриц составляли 0,846-0,790-0,762, а по заполненным клеткам 0,878-0,843-0,780 за 1976, 2000, 2014 гг. соответственно. Пятый шаг состоял в исключении малозначимых наблюдений (не больше одного документа на одну клетку таблицы на пересечении трёх типов оценок) и в объединении близлежащих по типам оценок клеток. Так были получены 14 групп по каждому массиву. Затем эти группы были объединены в 7, которые, в свою очередь, легко преобразовались в 3 группы - «неопределённой», «умеренной» и «многодетной» ориентации по семантическому дифференциалу Ч. Осгуда. Эти три группы составили в 1976 г. 15-54-31%, в 2000 г. 29-50-21%, а в 2014 г. - 21-68-11%1. Впоследствии по ходу изложения они будут для удобства называться также группами «низкой», «средней», «высокой» степени семейной ориентации.
Теперь мы имеем двумерное пространство из четырёх поведенческих групп женщин, в границах которых мы можем рассматривать три степени семейной ориентации, т. е. «базу» модели из 12 групп. Первая сторона этого «пространства» - шкала интенсивности поведения, вторая - интенсивности установочных представлений по семантическому дифференциалу. Первый показатель ставится по оси «Х», второй - по оси «У».
В качестве третьей стороны пространства процесса замещения поколений, рассматриваемого в таком ракурсе, могут быть взяты любые переменные (по оси «/»). В настоящей работе ставится задача рассмотрения полученной базы, с одной стороны, в связи с широтой ареалов совпадения тех или иных взглядов исследуемых когорт, а с другой - со степенью выраженности феминистической или семейной ориентации через соответствующий тест выявления согласия с бытующими суждениями общественного мнения о числе детей в семье, а также с проекцией своих жизненных ориентаций (в том числе) на семью в следующее поколение - детям. Последний показатель выявляется вычетом ранга «ценности для детей» из ранга «ценности для себя» у каждого респондента. Здесь полученная разница рангов, определяемых по методике Г. М. Андреевой и В. Л. Павлова, интерпретируется как скорость падения/роста поколенче-ских ориентаций.
Здесь веса групп даны по данным взвешенным на генеральную совокупность взятых в исследовании когорт женщин по их соответствию возрастам и числу рождённых детей у этих же когорт во Всесоюзных и Всероссийских переписях населения 1979, 2002, 2010 гг. Ниже необходимость этой операции будет оговорена особо.
Широта ареалов совпадений/поляризаций семейных предпочтений по семантическому дифференциалу
Наиболее ясное представление о технике получения данной категории анализа вытекает из следующего. Выше была описана замена поляризованной шкалы теста Ч. Осгуда на семибалльную с положительными значениями. Таким образом, при оценке четырёх типов семьи (0 детей, 1, 2, 3 и более детей) по двум параметрам (тёплое/ холодное, активное/пассивное) каждая из 647 замужних женщин исследования «Россия-2000» (берём это исследование к примеру) имеет восемь различных оценок. Средняя по массиву составляет 4,48, а среднеквадратическое отклонение 1,01. Распределение частот по средним оценкам близко к нормальному. Все дающие значения ниже или выше порога, определяемого из критерия «Хср±1б», относятся к лицам с низкой или высокой оценкой, а остальные - к слою со средней оценкой. Если мы имеем такой результат, то данный показатель может интерпретироваться как близкий к подсистемному. Тогда мы ставим восемь исходных шкал этого показателя семантического дифференциала в подлежащее матрицы, а в сказуемое ставим 647 «респондентов-переменных», у каждого из которых имеется 8 оценок. Получаем корреляционную матрицу [(647*647) - 647]: 2 = 208 981 (коэффициент корреляции Кендалла)1. Вероятность совпадения характеристик двух людей в этой матрице ничтожна. Однако мы получаем на эмпирических данных 55 022 коэффициента парной корреляции Кендалла (85,04 в среднем на одну женщину) с положительными значениями в 95%-м доверительном интервале и 155442 аналогичных коэффициента в 67%-м интервале (240,25 в среднем). Характерно, что число значимых отрицательных корреляций в этих интервалах составляет соответственно 4398 и 54 822 (7 и 85 на одну обследованную). Следовательно, в социальной системе существует мощная кристаллизация воздействия социальных сил в формах совпадения оценок совершенно независимых людей. Распределение относительно среднего числа положительных корреляций у респондента близко
Идея разработана Э. И. Бутаевым и автором статьи, программное обеспечение реализовано А. Л. Королевым. Необходимо использовать именно этот коэффициент, так как в математическом аппарате Кендалла имеется перестановка рангов, т. е. содержится временной фактор, который присутствует при смене ориентаций у людей, протекающей в пространственно-временном континууме социума. Проще говоря, 1ау-Ъ Кендалла несёт в себе ответ на вопрос, сколько надо сделать перестановок у индивида «А», чтобы его ранговый ряд ориентаций (ценностей, оценок и т. п.) совпал с аналогичным рядом индивида «Б».
к нормальному. А по отрицательным оценкам оно логнормальное. Отсюда конструируется показатель нормированной средней числа совпадений относительно предельного значения, принимаемого за 1. Это касается как положительных, так и отрицательных значений числа совпадений. Эти показатели могут быть поставлены в третье измерение пространства нашей модели. Оно идентично во всех трёх исследованиях за 1976, 2000, 2014 гг.
Абсолютно та же, тождественная выявлению корреляций между людьми по семантическому дифференциалу, процедура была проведена и в отношении среза, выявившего согласованность оценок общественного мнения. Было взято 18 суждений, четыре из которых приведены ниже для примера:
♦ «Ничто не приносит такого удовлетворения, как выращенный ребёнок»;
♦ «Нельзя рождать детей при безысходности собственного существования»;
♦ «Надо выполнять заповедь "Плодитесь и размножайтесь" и не мудрить»;
♦ «В нынешних условиях дай бог одного-то вырастить, а там видно будет».
В тесте равное количество суждений семейной и феминистической направленности. Каждое из них оценивалось респондентом по шкале Лайкерта. Респондент, выразивший согласие со всеми суждениями семейной и несогласие со всеми суждениями феминистической направленности, получает 18 соответствующих оценок, а поступающий прямо противоположным образом занимает полярное место. Распределение между этими позициями оказывается нормальным и в 2014, и в 2015, и в 2016 гг. Это даёт возможность построить группы семейной / феминистической ориентации уже по суждениям «общественного мнения» и, решая третью задачу, рассмотреть их связь с группами ориентации по тесту Осгуда. Всё довольно просто. Однако здесь надо оговорить ещё одно непростое обстоятельство.
Дело в том, что все три исследования проводились исходя из задач, которые были определены конкретным временем и заказом. Никто не думал о сквозном анализе единой системой эталонного инструмента. Частично этот недостаток уже снят приведением инструмента к общему знаменателю. Однако самая большая сложность возникла с демпфированием негативных последствий использования разных выборок.
Выйти из трудного положения удалось следующим образом.
Структуры всех трёх массивов были сопоставлены с соответствующими характеристиками этих же когорт женщин в переписях, т. е. с аналогичными структурами в генеральной совокупности. Исследование 1976 г. дало корреляцию 12 групп (поколение*число рождённых детей)1 с соответствующим распределением у всех подобных женщин страны 0,884 по Пирсону, 0,789 по Спирмену, 0,615 по Кендаллу (доверительный интервал везде 99,9%). Энтропия в матрице признаков в генеральной совокупности и в исследовательском массиве составила соот-
1 До 29 лет/30-39 лет/40 лет и старше.* Нет детей/1 ребёнок/2 детей/3 детей и более.
ветственно 0,866 и 0,848. Показатели массива 2000 г. по этим же параметрам составили: по Пирсону 0,676 (0=95%), по Спирмену 0,753 (0=99,9%), по Кендаллу 0,565 (0=95%), энтропия 0,817 и 0,797. Показатели массива 2014 г. оказались самыми худшими: КП1фажа = -0,039, Ксп_ = 0 426 (0=83,3%Х КкеВДалла = 0,338. Значения энтропии в структуре признаков страны и массива соответственно 0,852 и 0,622. Массив 1976 г можно было бы и не взвешивать: его результирующие показатели расходились с итожащими статистиками взвешенного массива на десятые доли процента. Но мы взвесили все три массива. Первые два не требуют комментариев, третий во взвешенном состоянии дал хорошие показатели:
КПирсона = 1,0°0, Кспирмена = 0,997 Ккендаляа = 0,992 (0=100%). качения энтропии в структуре признаков страны и массива 2014 г. соответственно 0,852 и 0,838 (а с учётом позиции, округлённой до 0 /в ней был один респондент/, то же значение: 0,852). Все три взвешенные структуры показаны в таблице 1.
Таблица 1
Структуры обследованных ансамблей, взвешенные на соответствующие доли групп в генеральной совокупности по переписям 1979, 2002 и 2010 гг.
(в % к общему числу респондентов в каждом массиве;
П1976 = 229> П= 650, = 273)
2000
2014
Ф
1976 2000 2014
Возраст женщин Число рождённых детей
0 1 2 3 < S 0 1 2 3 < S 0 1 2 3 < S
В целом 10 39 39 12 100 9 40 43 8 100 10 41 41 8 100
18-29 6 18 7 0 31 6 13 3 0 22 7 12 3 0 22
30-39 3 17 24 7 51 2 21 29 6 58 2 22 23 5 52
40 и старше 1 4 8 5 18 1 6 11 2 20 1 7 15 3 26
Ф
Коэффициенты корреляции рангов весов 12 наших групп в замерах составляют: 1976 г.*2000 г. — Пирсона +,941, Спирмена +,905, Кендалла +,800; 1976 г.*2014 г. - Пирсона +,866, Спирмена +,832, Кендалла +,677; 2000 г.* 2014 г. - Пирсона +,965, Спирмена +,965, Кендалла +,877.
Коэффициенты корреляции рангов весов этих же 12 групп в генеральнъа совокупностях по переписям 1979, 2002, 2010 гг. составляют: 1979 г.*2002 г. — Пирсона +,942, Спирмена +,909, Кендалла +,816; 1979 г.* 2010 г. — Пирсона +,877, Спирмена +,838, Кендалла +,720; 2002 г.*2010 г. — Пирсона +,969, Спирмена +,982, Кендалла +,9351
Высокая степень связи во времени базовых характеристик, общепринятых при исследовании демографического поведения женщин, в генеральной совокупности оказывается практически тождественна степеням связи во взвешенных ансамблях. Это позволяет нам положить последние в основание всех графиков и таблиц настоящей работы и выводов по ним.
1 Все приведённые коэффициенты корреляции значимы на уровне 0,01 (двухсторонняя).
Поведение групп, лежащих в основании модели
В таблице 2 приводятся веса тех 12 групп, которые лежат в основании трёхмерной модели «поведение * семейная ориентация * широта совпадения ареалов оценки»1.
Таблица 2
Структуры обследованных ансамблей с точки зрения веса групп на пересечении признаков «число детей* степень семейной ориентации» в 1976, 2000 и 2014 гг.
(в % к общему числу респондентов в каждом массиве; пт = 229, пто = 650, пШ4 = 273)
Число детей 1976 2000 2014
Степень семейной ориентации*
- ± + 8 - ± + 8 - ± + 8
В целом 15 54 31 100 29 50 21 100 21 68 11 100
0 детей 1 4 5 10 4 3 3 10 4 6 2 12
1 ребёнок 10 22 8 40 10 20 7 37 8 26 4 38
2 детей 3 21 14 38 13 22 9 44 6 32 3 41
3 и более 2 6 4 12 2 5 2 9 3 4 2 9
*«-» - низкая (неопределённая); «±» - средняя (умеренная); «+» - высокая (многодетная); «8» - вес группы с определённым числом детей в массиве.
Широта ареалов совпадения взглядов исследуемых когорт
Приступим к решению первой задачи — построению трёхмерного пространства по сочетаниям шкал поведенческих, установочных, широты ареала совпадений взглядов. Для этого положим в основание трёхмерного графика по оси «Х» группы по числу рождённых детей, по оси «У» — группы по степени семейной ориентации (неопределённая или низкая, умеренная или средняя, многодетная или высокая), а по оси «7» отложим значения числа тех положительных или отрицательных корреляций, которые выявлены у каждой женщины со всеми остальными на восьми шкалах теста Ч. Осгуда в каждом замере. Во всех трёх замерах основание «куба» трёхмерного пространства уже готово. Оно отражено в таблице 2 в весах соответствующих пересечений групп «детности» и «ориента-ций», которые тождественны весам этих слоёв в генеральных совокупностях на моменты замеров. Данные таблицы 2 показывают соотношения субъектов того или иного типа поведения и ориентации, но ничего не скажут нам о совпадении,
1 Группы по числу детей на пересечении с признаком «семейная ориентация» в таблице
2 дают несколько иной «вес», чем в таблице 1 на пересечении с признаком «поколение» из-за разницы в числе ответов респондентов.
широте, доминанте воззрений у групп, зафиксированных в 12 клетках на «пересечении» показателей. Раскроем, как построены эти показатели широты ареала (степени распространённости) предпочтений.
Матрицы 8Р88-файлов всех трёх массивов были перевёрнуты. Как было упомянуто, восемь шкал теста Ч. Осгуда были обращены в «кейсы», а респонденты — в «переменные». Затем был проведён корреляционный анализ с помощью коэффициентов Кендалла. Коэффициенты делились на два вида: положительные и отрицательные. Выход коэффициентов предусматривался в двух доверительных интервалах — 95 и 67%. На рис. 1 отражено соотношение слоёв замужних женщин с «узким», «средним», «широким» ареалами совпадения взглядов на характеристики семьи (слева) и долей положительных и отрицательных корреляций взглядов этих слоёв в соответствующих (положительных /слева сверху/ и отрицательных /слева внизу/) объёмах в 2014 г. в целом по замеру за этот год в 67%-м доверительном интервале.
Широкий "+"
Средний "+-"
Узкий
90 80 70 60 50 40 30 20 10 0 10 20 30 40 50 60 70 80 90 Удельный вес слоев □ Удельный вес положительных корреляций
Широкий "+"
Средний "+-"
Узкий
90 80 70 60 50 40 30 20 10 0 10 20 30 40 50 60 70 80 90 ■ Удельный вес слоев □ Удельный вес отрицательных корреляций
Рис. 1. Соотношение объёмов совпадающих и противоположных оценок в 2014 г.
Такие же группы получены и за 1976, и за 2000 г. Показатели распределений частот положительных корреляций в 95%-м доверительном интервале имеют вид нормального распределения, а отрицательных — логнормального. В 67%-м доверительном интервале и те, и другие сводимы к нормальному распределению. Таким образом, в 67%-м интервале могут быть построены группировки из трёх слоёв по степени роста положительных совпадений перемноженных на три слоя по степени уменьшения отрицательных корреляций. В группах с малым числом совпадений взглядов с другими людьми (по критерию «Хср±1б») не обнаружены люди с малым же числом отрицательных корреляций. И наоборот. Это позволяет на начальном этапе работы свести число групп для предварительного анализа динамики изменения взглядов до 5. Они представлены в таблице 31.
Таблица 3
Распределения ареалов положительных и отрицательных корреляций оценок по семантическому дифференциалу Ч. Осгуда типов семьи с различным числом детей у замужних женщин в 1976, 2000, 2014 гг. (в % к числу обследованных/птб = 216, П2ооо = 228, пт4 = 273/ и соответствующему числу положительных и отрицательных значений коэффициентов парной корреляции Кендалла: пттдож = 11470,птбот иц = 7271, птотлож = 18736,
П2000отриц = 7566, П2014полож = 22927, П2014отриц '
Ф
Тип структуры Замер 1976 г. Замер 2000 г. Замер 2014 г.
Ареал по типам корреляций*
A B C A B C A B C
Сумма в целом по массиву в % 100 100 100 100 100 100 100 100 100
1-Положительных мало, отрицательных в среднем и много 13 6 18 16 8 23 16 7 26
2-Положительных в среднем, отрицательных много 9 8 15 9 8 14 7 5 13
3-Положительных в среднем, отрицательных в среднем 47 48 45 49 53 47 50 51 46
4-Положительных в среднем, отрицательных мало 11 10 5 12 11 6 11 14 4
5-Положительных много, отрицательных в среднем и мало 20 28 17 14 20 10 16 23 11
Значения энтропии по частотам людей и корреляций: 0,866 0,822 0,869 0,863 0,810 0,845 0,843 0,802 0,836
Ф
*А - доля ареала в общем числе обследованных; В - доля положительных совпадений оценок свойств семьи; С - доля отрицательных совпадений оценок свойств семьи
Из данных таблицы 3 явствует, что три ареала по степени совпадения положительных корреляций составляли соответственно в 1976, 2000 и 2014 гг. 13—67—20%, 16—70—14% и 16—68—16%. Значения нормированной энтропии близки к константным, но чуть падают во времени. А вот оценки конкретных свойств семьи просто «вскипают» в зависимости от обстоятельств.
1 Здесь и далее массив 2000 г. уменьшен и берётся лишь в третьей своей части отбором по методу случайных чисел для выравнивания объёмов всех трёх замеров, для того чтобы оценка значимости отклонений, которая в дальнейшем будет играть определённую роль в анализе, была корректна.
На рис. 2 показаны резкие колебания оценок свойств семьи по семантическому дифференциалу исследуемыми когортами1. Что из них следует?
Во-первых, «аппликация» в 20% женщин 1976 г., имеющая самую высокую относительную долю положительных совпадений взглядов на семью (28 против 17% в поле «несогласия»), в полную противоположность 13%-й «антагонистично» настроенной «аппликации» (6% положительных корреляций взглядов против 18% отрицательных), максимально высоко оценивает «активность» и «теплоту» семьи с двумя и тремя детьми, снижая оценки «активности» и «теплоты» семьи с одним ребёнком и чуть завышая «активность» бездетной семьи. Полярная ей по взглядам группа по всем этим пунктам как раз занижает оценки или завышает их в случае «теплоты» семьи бездетной. Доминирующие взгляды очевидны. Срединная аппликация (47%) имеет двойственную между этими слоями ориентацию. На рис. 2 видно, что после дефолта 1998 г. картина «взрывается». Доминирующими взглядами (значимых совпадений оценок больше всего) в 2000 г. становятся у замужних женщин предельно негативно направленные от средних оценки «теплоты» и «активности» трёхдет-ной семьи и «теплоты» двухдетной. Максимального предела достигает вектор «активности» семьи без детей, идёт ввысь вектор оценки «теплоты» бездетной и однодетной семей. Неизменным остаётся только вектор оценки «активности» двухдетной семьи. Те ориентации на трёхдетную, двухдетную, да и однодетную семью, которые занимали в 1976 г. широкое смысловое поле, просто «схлопываются» до минимума, переходя в 2000 г. в зону узкого ареала воззрений2. Срединный слой следует общей тенденции.
Для чёткости иллюстраций из таблицы 3 в рисунок взяты по три группы из каждого замера: 1-я, 3-я и 5-я, дающие в сумме 80% в первом, 82% во втором, 80% в третьем случаях. При этом оценки поляризованы. Каждая женщина в трёх замерах давала 8 оценок. Тест был обработан и обычным, и нетрадиционным образом. В последнем случае, так как распределение в целом носило характер нормального, средняя оценка у каждого респондента вычиталась из конкретной оценки того или иного параметра. Скажем, 7—4=+3, а 1—4=-3. Скошенный характер средней от нулевого значения шкалы Осгуда (значение 4 в положительном ряду) сам по себе несет содержательный аспект. Результаты традиционной обработки теста с анализом отклонений меры расстояния между понятиями должны быть рассмотрены на большом массиве свыше 1000 респондентов, который обрабатывается.
Аналогичное явление наблюдалось в другом ракурсе в 2008 г. В сентябре резко увеличилась доля запросов в Яндексе по слову «кризис». На Западе он, как известно, начался, а у нас в это время в Москве бывший градоначальник менял названия станций метро. Однако народ быстро смекнул, куда дело идёт, и через месяц число запросов в Интернете по слову «аборт» увеличилось с 10 до 600 тысяч. Сообразили, чем это может закончиться, и провайдеры: через два месяца график обращений по абортам на сайте «усреднили». Уравняли линию с запросами на «материнский капитал» почти поровну — по 100 тысяч за месяц.
0 детей активность
3 детей теплота
3 детей активность
2 детей теплота1
1976 год
0 детей теплота
1 ребёнок активность
1 ребёнок теплота
2 детей активность 1 - положительных мало, отрицательных в среднем и много 13% 3 - положительных в среднем, отрицательных в среднем 47% ■ 5 - положительных много, отрицательных в среднем и мало 20%
0 детей активность 4
3 детей теплота
3 детей активность
2 детей теплота
0 детей теплота
2000 год
1 ребёнок активность
1 ребёнок теплота
2 детей активность 1 - положительных мало, отрицательных в среднем и много 16%
3 - положительных в среднем, отрицательных в среднем 49% ■ 5 - положительных много, отрицательных в среднем и мало 14%
0 детей активность
3 детей теплота
3 детей активность
2 детей теплота
0 детей теплота
2014 год
1 ребёнок активность
1 ребёнок теплота
2 детей активность
О 1 - положительных мало, отрицательных в среднем и много 16% □ 3 - положительных в среднем, отрицательных в среднем 50% й 5 - положительных много, отрицательных в среднем и мало 16%
Рис. 2. Динамика оценок «активности» и «теплоты» типов семьи в 1976-2000-2014 гг.
Во-вторых, в замере 2014 г. чётко видна устойчивая центростремительная тенденция воззрений на число детей в семье. В полярных по широте ареалах наблюдается тренд к общему знаменателю — двух-детной семье. Как у широкого, так и узкого слоёв (за исключением продолжающей стремиться вниз оценки «активности» трёхдетной семьи в узком по совпадению взглядов ареале замужних женщин — 16%) мирно сосуществуют положительные совпадения оценок «теплоты» и «активности» как многодетной, так и однодетной семей. Их разлёты оценок на графике почти симметричны.
В-третьих, значения энтропии по распределению (в 5 группах по широте ареалов совпадения взглядов на семейные практики) частот по всем трём параметрам (люди, взгляды: совпадающие/поляризующиеся), по всему исходному полю частот и по 12 группам «число детей» * «тип ориентации», падают в замере 2014 г. (особенно по 12 группам) до предельно низких. Это говорит о стягивании смыслового поля массового сознания к центральной точке в социальном пространстве.
Эта центральная точка — ориентация на двухдетную семью.
Рассмотрим её в трёхмерной модели, где по оси «7» расположена нормированная доля суммарной величины частоты значимых в 67%-м доверительном интервале совпадений (число положительных корреляций) серий оценок у каждой женщины со всеми другими. Модель эта отражена на рис. 3.
В основании графика рис. 3 расположены группы на пересечении признаков «число детей» * «семейная ориентация» (см. таблицу 2), взвешенные по долям в генеральной совокупности. По оси «7» — доля (в %) суммарных, оцифрованных у каждой женщины, частот положительных совпадений шкал теста Осгуда по оценке четырёх (в зависимости от числа детей) типов семьи1.
Итак, ориентация на семью с одним или двумя детьми стала тотально доминирующей общественной нормой уже к началу последней четверти прошлого века. Об этом давно предупреждали некоторые демографы [Антонов, 1980]. У этой нормы были небольшие «ответвления-бугорки» в пространство смыслов многодетной ориентации
1 Зависимость между тремя параметрами, отражёнными на рис. 3, была рассмотрена с помощью большого количества уравнений как параметрической, так и непараметрической статистики. Уравнения Гаусса и некоторые полиномы третьей, четвертой, пятой степени давали коэффициенты соответствия эмпирических данных математическим моделям в диапазоне от 90% до 100%. Мы выбрали уравнение Хироши Акима [ЛИта 1978] с точностью в 100%, так как оно очень наглядно демонстрирует как устойчивость параметров, так и флуктуации, колебания вокруг некоторого центра равновесия изучаемого нами фрагмента процесса воспроизводства населения.
в 1976 г., которые полностью «рассосались» к 2000 г1. Устойчивость центральной области пирамиды нормативно-смысловой и поведенческой активности женщин говорит о продолжающейся кристаллизации смысловых полей в зоне, которая связана с малым числом детей в семейных практиках2.
Поле оценок семьи в 1976 г. Поле оценок семьи в 2000 г.
Поле оценок семьи в 2014 г.
Рис. 3. Динамика объёма семейных ориентаций замужних женщин в 1976—2000—2014гг (по уравнениям непараметрической статистики ЛИша I, г2=1, 88Е=0 за все три замера)
Теперь, когда картина в целом построена, можно рассмотреть степень влияния на её формирование и отдельных традиционных, и сконструированных для её построения специфических признаков (см. таблицы 4, 5).
В промежутке был один пик и одно падение. Некоторый всплеск рождаемости в 1980-е гг. требует отдельного и детального рассмотрения для прояснения и демографической, и социальной «природы» реакций населения. Падение семейных ориентаций в 1992 г., восстановление к 1998 г. и вновь падение, особенно чётко выраженное в «ожидаемом» и реальном числе детей, детально разобраны в работах В. В. Бодровой на данных 9 репрезентативных исследований, насчитывающих более 18000 обследованных [Бодрова, 2002].
2 В предыдущей публикации [Жаворонков, 2016] шкала «7» графиков чуть отличается (40—45—60 пунктов), из-за ошибки взвешивания второй и третьей «фигур» на не нормированной для всех трёх замеров шкале.
Таблица 4
Распределения у замужних женщин средних оценок трёх типов семьи по семантическому дифференциалу Ч. Осгуда /СД/ в 1976, 2000, 2014 гг.
(в средних баллах /min 1, max 7/;п =657, п =219, п =220, п =218)
9
я
а
§
о
^
а •я
Й §
а
к =>
а о о я а
а
§
а
чз
=>
к
Социально-демографические и специальные признаки X оценки по семантическому дифференциалу качеств % 1976 2000 2014
Семьи с числом детей
семьи с различным числом детей в тот или инои период 1976 2000 2014 0 1-2 3 и < 0 1-2 3 и < 0 1-2 3 и <
В целом по всему массиву обследованных 100 100 100 2,22 6,08 6,04 3,51 5,10 4,80 3,63 5,05 5,29
Замужние женщины без детей 10 13 12 1,98 6,70 6,57 4,51 5,73 5,07 3,67 4,97 4,75
I Замужние женщины с 1 ребёнком 39 34 41 2,13 6,20 5,70 3,44 4,96 4,81 4,35 5,06 5,04
Замужние женщины с 2 детьми 39 42 39 2,35 5,98 6,01 3,26 5,06 4,76 2,75 5,10 5,61
Замужние женщины с 3 детьми и более трёх 12 11 8 2,29 5,55 6,78 3,46 5,00 4,61 4,20 4,88 5,80
Возраст до 29 лет включительно 31 25 21 2,05 6,29 6,03 3,98 5,14 4,56 3,52 5,58 5,70
II Возраст от 30 до 39 лет 51 58 67 2,16 6,13 5,87 3,38 5,08 4,93 3,76 4,86 5,18
Возраст от 40 лет и старше 18 17 12 2,70 5,59 6,54 3,22 5,13 4,69 3,14 5,05 5,20
Образование неполное среднее 14 4 1 2,34 5,58 6,36 4,18 5,57 4,72 4,50 5,00 4,83
III Образование среднее общее 16 13 12 2,11 6,24 5,99 3,87 5,13 4,57 2,15 4,93 5,54
Образование средее специальное 20 32 41 2,14 5,94 5,93 3,40 5,32 5,30 3,36 4,78 5,06
Образование незаконченное высшее и высшее 50 51 46 2,26 6,23 6,01 3,43 4,94 4,58 4,27 5,31 5,43
Достаток ниже среднего 15 17 16 1,88 5,78 5,99 3,98 5,17 4,58 2,88 5,30 5,46
IV Достаток средний 69 67 63 2,39 6,16 6,02 3,38 5,16 5,13 3,82 4,98 5,03
Достаток выше среднего 16 16 21 1,71 6,05 6,16 3,22 5,07 3,90 3,53 5,05 5,86
В целом в замере по совпадению ориентаций 100 100 100 2,18 6,12 6,08 3,49 5,17 4,83 3,11 5,16 5,52
Семейная ориентация неопределенная (0-1 ребенок) 15 29 21 2,28 5,41 4,19 3,93 3,77 2,44 2,97 3,79 3,51
V Семейная ориентация умеренная (1-2 детей) 54 50 68 2,82 6,34 6,28 4,01 5,72 5,72 3,48 5,52 6,05
Семейная ориентация многодетная (3 детей и более) 31 21 11 1,00 6,09 6,68 1,79 5,81 6,02 1,00 5,56 6,10
Положительных мало отрицательных в ср. и много 13 16 16 1,82 5,72 5,35 2,45 5,08 4,93 2,27 3,87 3,09
Положительных в среднем, отрицательных много 9 9 7 1,77 5,54 5,50 2,82 5,18 5,50 1,01 4,15 3,92
VI Положительных в среднем, отрицательных в среднем 47 49 50 2,68 6,17 5,83 3,70 5,60 5,59 3,30 5,32 5,83
Положительных в среднем, отрицательных мало 11 12 11 1,74 6,58 6,12 3,70 4,24 4,01 1,98 5,81 6,23
Положительных много, отрицательных в ср. и мало 20 14 16 2,47 5,66 6,73 4,38 4,04 1,97 4,59 6,14 6,89
I - число детей у обследованных женщин; II - возрастная группа женщин; III - уровень образования женщин; IV - уровень семейного дохода по числу вещей длительного пользования у семьи; V - группа ориентации по семантическому дифференциалу в значениях 1/«-3»/ - 7/«+3»/; VI - ареал сочетания групп положительных и отрицательных корреляций.
Ф
Таблица 5
9
я
а
§
о
^
г •я
о
к §
а
к =1
о я а
а
§
=1 к 3 а к =1
Распределения у замужних женщин средних оценок трёх типов семьи по семантическому дифференциалу Ч. Осгуда /СД/ в 1976, 2000, 2014 гг.
(в знаках силы вектора отклонения средней оценки на «+» /«-» по Стьюденту от средней по массиву; 4^=657, п197=219, п2т=220, пш=218).
5? '
а
с
Социально-демографические и специальные признаки X оценки по семантическому дифференциалу качеств семьи % 1976 2000 2014
Семьи с числом детей
с различным числом детей в тот или инои период 1976 2000 2014 0 1-2 3 и < 0 1-2 3 и < 0 1-2 3 и <
В целом по всему массиву обследованных 100 100 100 2,22 6,08 6,04 3,51 5,10 4,80 3,63 5,05 5,29
Замужние женщины без детей 10 13 12 +- +++ +++ +++ ++ +- +- +- -
I Замужние женщины с 1 ребёнком 39 34 41 +- +- - +- +- +- +++ +- +-
Замужние женщины с 2 детьми 39 42 39 +- +- +- - +- +- ___ +- +
Замужние женщины с 3 детьми и более трёх 12 11 8 +- - +++ +- +- +- + +- +
Возраст до 29 лет включительно 31 25 21 +- + +- ++ +- +- +- +++ ++
II Возраст от 30 до 39 лет 51 58 67 +- +- +- +- +- +- +- - +-
Возраст от 40 лет и старше 18 17 12 + - +++ +- +- +- - +- +-
Образование неполное среднее 14 4 1 +- - + +- +- +- +++ +- ___
III Образование среднее общее 16 13 12 +- +- +- +- +- +- ___ +- +-
Образование средее специальное 20 32 41 +- +- +- +- +- ++ - - +-
Образование незаконченное высшее и высшее 50 51 46 +- + +- +- +- +- +++ + +-
Достаток ниже среднего 15 17 16 - - +- + +- +- — + +-
IV Достаток средний 69 67 63 +- +- +- +- +- + +- +- +-
Достаток выше среднего 16 16 21 - +- +- +- +- - +- +- ++
В целом в слоях по совпадению ориентаций 100 100 100 2,18 6,12 6,08 3,49 5,17 4,83 3,11 5,16 5,52
Семейная ориентация неопределенная (0-1 ребенок) 15 29 21 +- ___ ___ +++ ___ ___ +- ___ ___
V Семейная ориентация умеренная (1-2 детей) 54 50 68 +++ ++ + +++ +++ +++ ++ +++ +++
Семейная ориентация многодетная (3 детей и более) 31 21 11 ___ +- +++ ___ +++ +++ ___ + ++
Положительных мало отрицательных в ср. и много 13 16 16 ___ +- - ___ +- +- ___ ___ ___
Положительных в среднем, отрицательных много 9 9 7 - - +- - +- ++ ___ - --
VI Положительных в среднем, отрицательных в среднем 47 49 50 + + +- +- +++ +++ + +- +
Положительных в среднем, отрицательных мало 11 12 11 - +++ +- +- ___ - ___ +++ +++
Положительных много, отрицательных в ср. и мало 20 14 16 +- - +++ +++ ___ ___ +++ +++ +++
I - число детей у обследованных женщин; II - возрастная группа женщин; III - уровень образования женщин; IV - уровень семейного дохода по числу вещей длительного пользования у семьи; V - группа ориентации по семантическому дифференциалу в значениях 1/«-3»/ - 7/«+3»/ VI - ареал сочетания групп положительных и отрицательных корреляций.
Ьа
N
>1 3
« о ^
5 с
I *
а
о ас
¡5
О §
к
о £
(Ъ ас
а
о
ас ■§
а
3 =1 я а а
ч*
Ьо Ьо
#
Приведённые данные говорят о ряде фактов. Во-первых, резко возросшие к 2000 г. положительные оценки бездетной семьи продолжают расти и в 2014 г., а почти настолько же упавшие оценки семьи многодетной с трудом восстанавливаются. Только в группе с многодетной ориентацией (вес которой от замера к замеру уменьшается: 31—21—11%) и в двух группах: «положительных совпадений взглядов — в среднем, отрицательных — много» (9—9—7% соответственно годам) и «положительных совпадений взглядов — в среднем, отрицательных — мало» (11—12—11%) — значения оценок бездетной семьи возвращаются в поле негативных. Это лишь пятая часть замужних женщин. Характерно, что у пятой же части женщин с большим числом отрицательных по отношению ко всем взглядов на семью (22—25—23%: ареал 1 и 2) оценка многодетной семьи продолжает падать (3,09 и 3,92 в 2014 г. против 4,93 и 5,5 в 2000 г.1). Продолжается падение положительных оценок трёхдетной семьи и у замужних женщин без детей (10—13—12%), со средним специальным образованием (20—32—41%; у имеющих среднее неполное (14—4—1%) они растут на 0,11 от уровня 2000 г.); у тех, кто характеризуется средним уровнем достатка (69—67—63%). У обследованных замужних женщин с достатком выше среднего (16—16—21%) растёт не только положительный образ бездетной семьи, как и во всех других случаях, но и такой же образ трёхдетной, оценка которой была второй предельно низкой в 2000 г. (3,9 у 16% вслед за 1,97 у 14% в группе с доминирующими в 2000г. взглядами женщин на трёхдетную семью).
Во-вторых, отклонения от средних значений оценок по дифференциалу во всех без исключения общепринятых для анализа социально-демографических группах (поведенческих, по числу детей, возрастных, образовательных, по достатку — всего по 14 групп в каждом замере) значительно уступают по силе поляризации не только группам с определённой ориентацией (что немудрено: они лежат в основании подхода), но и группам доминирующих и узколокальных — по ареалу совпадения / поляризации взглядов на семью. В рамках последнего признака разброс оценок в 2014 г. составляет 1,01 против 6,89 (6,8 раза!), что не идёт ни в какое сравнение с разбросом оценок по всем остальным группам и признакам. Следует отметить и то, что в замере 2014 г. ареал доминирующих взглядов у замужних женщин (16% в 2014 г.), который давал в 1976 г. (имея вес в 20%) второе после матерей с тремя детьми (12%) по силе отклонение в пользу многодетной семьи (6,73 против 6,78 у трёхдетных), сократившись, завышает оценки от средних по массиву в равной степени и бездетной, и малодетной, и многодетной семьям (4,59—6,14—6,89 соответственно). Причём в значимом, 95%-м доверительном интервале («+++»).
В-третьих, в замере 2000 г. (при общем снижении оценок малодетной и многодетной семей и беспрецедентном повышении оценок семьи бездетной, продолжающемся до сих пор) наблюдается наименьший разброс оценок относительно параметров разных типов семьи во всех без исключения социально-де-
1 Следует помнить, что оценка «4» соответствует положению «0» на исходной шкале Осгуда от «-3» до «+3». То есть наша положительная «1» — это предельно отрицательная «-3», наша «2» — это «-2», а «3» — это «-1». Только со значений оценки выше «4» на преобразованной шкале начинается положительный выбор характеристик семьи в ассоциациях респондента.
мографических и специальных группах. Это значит, что здесь у когорт замужних женщин наблюдается редкое единство взглядов в том, что при экономическом давлении ресурс времени и его затрат может быть только в детях1.
В-четвёртых, окончательная ориентация на одно-, двухдетную семью, подтверждающаяся также и отклонением весов групп той или иной ориентации в объединённом интегральном массиве за все три замера. Если смоделировать процесс замещения поколений в целом, представив, что наши три когорты женщин не старели, не уходили из жизни, а существуют одномоментно, то метод «ех-роз^аСо» в машинной памяти приведёт к получению следующей любопытной картины, отражённой в таблице 62.
Таблица 6
Изменения в весе различно ориентированных групп в когортах обследованных женщин в 1976, 2000 и 2014 гг. (в % в целом и к величинам групп подлежащего, и в знаках силы отклонения веса группы от веса в массиве в целом; п б = 1060, п = 654)
обшее ' экспериментальное х
Ф
Период Ориентация по тесту семантического дифференциала
Неопределенная Умеренная Многодетная
В целом 22 57 21
1976 15 54 31
2000 29 49 22
2014 21 68 11
1976 — — +++
2000 +++ — ±
2014 ± +++ —
#
Данные однозначно показывают, что ориентация на семью с малым числом детей усиливается к настоящему времени, и наиболее чёткий рубеж этих изменений зафиксирован в 2000 г. в конце периода, после которого ориентация на многодетную семью резко ослабла. Итак, сначала изменяется социальная «атмосфера», затем реакции-смыслы, потом поведение, потом объёмы субъектов активности, затем всё это закрепляется в социальной структуре, которая продолжает движение в уже суженном объёме процесса замещения поколений. Модель это чётко показывает.
Несколько слов о решении задачи рассмотрения связей составляющих трёхмерной модели, во-первых, с проекциями жизненных ориентаций женщин в следующее поколение — своим детям и, во-вторых, с типами бытующих мнений.
1 Выше уже указывалось в двух сносках на проявление такой реакции в соответствующих исследованиях 1990-х гг. В. В. Бодровой и в «запросах на аборт» в Яндексе в 2008 г.
Здесь три массива выровнены методом случайного отбора до 218 человек в каждом для чистоты эксперимента по замеру отклонений весов в каждом от среднего в целом, а поэтому веса двух групп по ориентации в замере 2000 г. отличаются от приведённых в таблице 2 на 1%.
В предшествующих публикациях решение этой задачи было подробно освещено [Жаворонков, 2016; Семьецентризм, 2016], однако здесь надо отметить изменения рангов ценностей для себя и для детей в 2014 г. в группах женщин с различным числом детей и в группах с разной семейной ориентацией.
У двухдетных матерей растёт в предпочтениях для детей статус, а у трёхдет-ных — свобода. Женщины с ориентацией на многодетную семью также мечтают для своих детей о статусе, а с ориентацией на малодетную желают детям творческой жизни. Ориентация в следующее поколение на семью остаётся устойчивой у матерей с одним или тремя детьми, но резко падает у имеющих двух детей. Ориентированные по семантическому дифференциалу на многодетную и на одно- двухдетную семью женщины детям своим семейного счастья не желают.
У них наблюдается максимальное падение приоритетов семьи для своих детей.
Скорость движения смысловых полей женщин в изменении ценностей для себя и для детей за 2012—2015 гг. представлена на рис. 41. В 2012 и 2015 гг. точки стабильности — это «деньги в неограниченном количестве», в 2012 г. — «путешествия и интересная работа». Во всех остальных случаях наблюдается интенсивное движение смысловых полей. «Семья и дети», «достаток, материальное благополучие» стабильно снижаются2. Ещё в двух точках также наблюдается постоянство трендов: наиболее стабильное возрастание в трёх замерах по двум ориентирам: «статусу и положению в обществе» и «свободе и независимости от других людей». Колеблется престиж у «физической силы», «здоровья», «путешествий и весёлой жизни», растёт у «интереснойработы».
Путешествия
Веселая жизнь 11 I Здоровье ° 2012
1 Л ^ ¥ □ 2014
Положение в обществ!
Деньги
Свобода и ^^2^—2015
амостоятельность
Общение
Спокойная жизнь
Достаток / \ Уважение других
Возможность развития Интересная работа
Рис. 4. Динамика ориентаций женщин в следующее поколение, 2012, 2015, 2016 гг.,
(П2012 = 1124, П2014 = 538, П2015 = 513)
На рис. 4 нулевая окружность графиков свидетельствует об устойчивой ориентации: что себе, то и детям; выбросы вверх — о том, что наиболее желательно, вниз — о нежелательном; они получены вычетом рангов ценностей детям из рангов ценностей для себя.
По семье и детям самым значительным образом, несколько скомпенсированным к 2014 г., но с замедлением темпов компенсации к 2015 г.
Таким образом, уже в другом социальном предметном поле обнаруживаются компенсаторные механизмы реакции женщин на дисбаланс обмена результатами труда в нашем обществе: экономия индивидуальных ресурсов времени идёт через «затягивание поясов» и сужение поля воспроизводственной функции семьи.
Результаты рассмотрения связей установочной стороны модели с типологией по суждениям общественного мнения подтверждают этот вывод с другой стороны. Они свидетельствуют о давно предсказанном росте разрыва между декларируемыми и реализуемыми в семейных практиках ценностями [Жаворонков, 1976]. Взаимосвязи групп ориентаций на семью по семантическому дифференциалу и тесту общественного мнения хорошо просматриваются в таблице 7.
Таблица 7
Взаимосвязь групп с различной ориентацией на семью по тесту семантического дифференциала и групп с различной степенью согласия с феминистическими и ориентированными на семейный образ жизни суждениями в замерах 2014—2016 гг. в целом
(в % к величине массива в целом, к объёму групп в подлежащем и в знаках силы; и векторы отклонения долей от веса в массиве в целом; п = 976 женщин)
Ф
2014-2016 Ориентация по тесту общепринятых суждений 8
Феминистическая Умеренная Фамилистическая
В целом 14 72 14 100
5 10 2 17
А «±» 8 49 9 67
«+» 1 12 4 17
Тест СД «-» 30 60 10 100
В «±» 12 75 13 100
«+» 5 73 22 100
«-» +++ — —
С «±» — ++ — • *
«+» — ± +++
#
* •Параметр не имеет смысла.
Данные однозначно говорят о том, что лишь у 58% обследованных женщин имеется устойчивое соответствие установок на тип семьи с тождественными группами по общепринятым мнениям на эту тему. При этом совпадение «феминистических» установок и мнений имеет в массиве в целом ту же долю, что и «фамилистических» (5 и 4%). 49% придерживаются умеренных и установок, и мнений. У 42% женщин наблюдается то, что американская социологическая школа называет «когнитивным диссонансом», а на языке психотерапевтов обозначается как «деструкция». Причём у 39% замужних женщин это явление наблюдается в достаточно сильной форме: расхождение в полярные группы, полученные в каждом из срезов установки/мнения по критерию ±16 (у 3% в очень сильной форме: ±26). Таким образом, напрашивается вывод о том, что
социальные изменения, сопровождающиеся не соответствующей их смыслу пропагандой, могут создавать довольно широкие поля массового сознания для потенциальных психических расстройств людей1. Конечно, большинство обследованных женщин, и слава богу, никаких «когнитивных диссонансов» не испытывает. Однако условно-положительная сторона соответствий в общественной норме, с которой много лет идёт бесполезная война левой рукой пропаганды, когда её, эту норму, создаёт правая рука социально-экономической политики, может быть поколеблена не в лучшую сторону. Но это частность.
Всё сказанное выше свидетельствует о неуклонном падении в обществе установочной и поведенческой нормы числа детей в семье и деградации даже простого, не говоря о расширенном, процесса замещения поколений в нашей социальной системе.
Резюме изложенного предполагает минимум два аспекта: общественный, гражданский и научный, методологический. Второй определён всем вышесказанным. Оценим первый, на фоне которого развиваются процессы, отражённые в модели.
Экономические регуляторы механизмов обмена свойствами и способностями людей в нашем обществе приводят к систематическому срыву «относительно широких» подъёмов и рождаемости, и благосостояния. Дисбаланс между формами труда и капитала, между функциями семьи (воспроизводственными и социально «кристаллизуемыми» для осуществления других видов деятельности) достиг такого состояния, в котором не может быть обеспечено дальнейшее развитие страны. Высший слой государственного управления давно сознаёт негативные последствия существующей проблемы2. Те амбициозные планы экономического развития, некоторые из которых были разработаны более ста лет назад, и попытка реализации которых была предпринята перед Великой Отечественной войной и вторично после неё, требуют наличия в два раза большего объёма технически грамотного, высокообразованного населения. Этого объёма у этого населения нет даже в проекте, одна из лучших в мире систем образования, созданная за советский период, разрушена, а грандиозные проекты остаются3. Дело, конечно, не
1 Коэффициенты взаимной сопряжённости групп «установок» на семью по семантическому дифференциалу и групп «семейной ориентации» по тесту «суждений-мнений» в таблице 7, а также значение нормированной энтропии распределения по 9 клеткам таблицы свидетельствуют о том, что связь между признаками «установки/смысловые поля мнений» не выражена при некотором «стягивании» замеренной аппликации к центру.
2
См. выступление Д. А. Медведева 24 сентября 2008 г. [Стенографический отчет..., 2008].
Северный широтный ход, сброс части камского стока в Урал для обеспечения полноводности реки, строительство моста на Сахалин, дорога на Магадан и далее, и т. п.
только в двух страшных интервенциях Запада, но и в продолжающихся непреодолимых формах гражданской войны в нашем обществе. Сейчас концентрация населения, финансовых и промышленных средств в Центральном федеральном округе превышает все мыслимые пределы1. Но Минэкономразвития подходит к проблеме баланса межрегионального обмена совершенно особым образом. Министерством подготовлен проект «Стратегии пространственного развития РФ», предусматривающий три сценария развития, первый из которых, в принципе, оставляет создавшееся положение как есть, второй предусматривает развитие крупных регионов-агломераций с развитым железнодорожным сообщением, а третий предоставляет самостоятельность в развитии каждого региона за счёт внутренних ресурсов и потенциала межрегионального развития [Лория, 2017]2.
Между тем построенная поведенческая и установочно-нормативная модель показывает, что никакие экономические полумеры, поручаемые среднему звену исполнительной власти, не могут изменить существующего положения в установках населения на число детей в семье. Устойчивость смысловых полей массового сознания говорит о том, что решения о рождении ребёнка принимаются строго индивидуально на глубоко чувственном личностном уровне и не могут быть изменены воздействием извне на свободное волеизъявление мужа и жены по вопросу, сколько им детей иметь. В этой ситуации материнский капитал повышает у некоторых слоёв норму выживания, а не норму детолюбия. То число детей, которое необходимо для минимально расширенного замещения поколений, давно рассчитано выдающимся отечественным демографом В. А. Борисовым [Борисов, 1999]. Исходя из полученной в результате исследований модели, необходимо такое изменение образа жизни населения, которое привело бы к сдвигу вершины «пирамиды» поведенческой и установочно-нормативной моделей в системе координат общественного существования. На вопрос, заданный матери двоих детей в 1978 г.: «А теперь, пожалуйста, отметьте, при каких условиях лично вы в своей семье захотели бы обзавестись третьим ребёнком, если бы перед вами возник такой вопрос?», был получен, на мой взгляд, исчерпывающий ответ: «Стабильность и устойчивость не только в ценах на питание, но и во всём, высокая оплата труда, перспектива для самих детей, их будущего, гордость за свой род, свою фамилию, хорошие семейные отношения».
Для того чтобы суть этого ответа стала не прямым обвинением внутриполитического курса нашей власти, а доминирующим стереотипом массового сознания, необходимо менять механизмы регуляции обмена результатами труда,
1 По заявлению мэра Москвы, порядка 25 миллионов человек живёт в московской агломерации, а в общей сложности в её жизнь втянуто до 40 миллионов [Почти половина..., 2016].
2
От себя замечу — третий сценарий представляется самым эффективным, но не встречающим радости управленцев, опоздал на три десятилетия; он и сейчас, скорее всего, не будет принят, исходя из корпоративных интересов. По второму сценарию наверняка будут, как всегда, в нужном направлении повёрнуты денежные потоки, и не Центральный округ «рассосётся», а Воронеж и Казань поедут в Москву, где, по выражению одного нашего респондента (2016 г.), «все деньги».
формы собственности, конституционное и федеративное устройство, законодательно закреплять социальные области смешанной экономики, нормы прибыли и налоговую политику в тех или иных сферах, связанных с рождением детей, вложить капиталы в строительную индустрию жилья, отказавшись, наконец, от затхлых показателей в квадратных метрах и перейдя на диверсифицированный рынок по принципу «тип жилья для типа семьи», расширить роль и возможности семейного, а не казённого дошкольного воспитания, повысить роль близких ребёнку людей в его нравственном воспитании и профессиональную, выделяющую исключительные качества детей, роль образования. Не в технологиях обновления предметного мира цивилизации сейчас прорыв в будущее, а в смене производственных отношений. Принятие этих мер опаздывает на полвека, но, если мы хотим выжить, оно неизбежно. Люди ответят естественным поведением. В цивилизованном обществе не может быть средством получения сверхприбыли то, что является жизненно необходимым всем. Те формы развития общественной системы, которые демонстрируют пренебрежение к основам человеческого существования, демагогически заявляя о высшей ценности человеческой жизни и сокращая при этом с завидным упорством поле её воспроизводства, должны быть преодолены.
Список литературы
Антонов А. И. Социология рождаемости. М.: Наука, 1980. 270 с.
Бодрова В. В. Сколько детей хотят иметь россияне? (Идеальное, желаемое и ожидаемое число детей: 1991—2000) [Электронный ресурс] // Демоскоп Weekly, № 81-82, 23 сентября - 6 октября 2002 URL: http: //www, demo sc op е. ru / weekly/2002/081/tema01.php (дата обращения: 28.02.2017).
Борисов В. А. Демография. М.: Издательский дом NOTABENE, 1999. 272 c.
Жаворонков А. В. О влиянии средств массовой информации на репродуктивные установки населения // Проблемы социологического изучения семьи. М.: ИСИ АН СССР, 1976. С. 98-111.
Жаворонков А. В. Опыт измерения жизненных ориентаций // Россия реформирующаяся. Ежегодник. Вып. 14. М.: Новый хронограф, 2016. С. 79-112.
Лория Е. Российские регионы хотят укрупнить. [Электронный ресурс] // Известия. 20.01.2017. URL: http://izvestia/ru/news/ (дата обращения: 28.02.2017).
Почти половина населения РФ скоро будет жить в агломерациях крупных городов. [Электронный ресурс] // Россия сегодня. 01.07.2016. URL: http://riarealty. ru/urban/20160701/407656745.html (дата обращения: 28.02.2017).
Семьецентризм: миф или реальность? / [А. И. Антонов, А. В. Жаворонков, А. Б. Синельников и др.]; гл. ред. А И. Антонов. М.: МАКС Пресс, 2016. 308 с.
Стенографический отчёт о совещании по вопросам социально-экономического развития Магаданской области. 24 сентября 2008. [Электронный ресурс] // Президент России URL: http://www.kremlin.ru/events/president/transcripts/1505 (дата обращения: 28.02.2017).
Akima H. A Method of Bivariate Interpolation and Smooth Surface Fitting for Irregularly Distributed Data Points // ACM Transactions on Mathematical Software. 1978. Vol. 4. P. 144-159.
Дата поступления в редакцию: 15.11.2016
DOI: 10.19181/snsp.2017.5.1.4991
Dynamics of Three-Dimensional Model Family Orientation (Samples 1976-2000-2014)
Zhavorokov Aleksander Vasiljevich
Doctor of Sociology, Main Researcher, Institute of Sociology of the Russian Academy of Sciences. Krzhizhanovskogo St., 24/35, bl. 5, 117218, Moscow, Russia. E-mail: larkzhav@yandex.ru
Abstract. The article reveals the volume of relationship of behavioral and normative orientations of women in the dynamics over forty years. A secondary analysis was undertaken with deep processing of primary data. The author analyzes test results with the help of semantic differential, methods to identify life orientations and opinions on three measurements at intervals of 25 and 15 years. The analysis result is the construction of normative behavioral and orientation model, characteristics of which are related to the fundamental demographic parameters, necessary for the process of population reproduction. A stable orientation of married women with a one- or two-child family was revealed, which was formed in Russian society toward the last quarter of the 20th century. The article also presents a problem of insufficiency of economic half measures to get out of the demographic crisis and the necessity of systemic measures to overcome this situation in order to ensure further normal development of the country. Keywords: semantic differential Charles Osgood, logical classification, life orientation, priorities, types of family, number of children born, areas, resistance norms, demographic behaviors, modeling, correlation analysis, analysis of variance, nonparametric statistics.
References
AntonovA. I. 1980. Sociologija rozhdaemosti [Sociology of fertility]. M.: Nauka, 270 p. (In Russ.). Bodrova V. V. 2002. Skol'ko detej hotjat imet' rossijane? (Ideal'noe, zhelaemoe i ozhidaemoe chislo detej: 1991-2000). [How many children want to have the Russians? (Ideal, desired and expected number of children: 1991-2000)] [online] // Demoskop Weekly, № 81-82, 23 sentjabrja - 6 oktjabrja 2002 URL: http://www.demoscope.ru/weekly/2002/081/tema01.php (accessed 28.02.2017). (In Russ.).
Borisov V. A. 1999. Demografija [Demographics]. M.: Izdatel'skij dom NOTABENE, 272 p. (In Russ.).
Lorija E. 2017. Rossijskie regiony hotjat ukrupnit' [Russian regions want to enlarge]. 20.01.2017. [online]. Izvestija URL: http://izvestia/ru/news/ (accessed 28.02.2017). (In Russ.).
Pochti polovina naselenija RF skoro budet zhit' v aglomeracijah krupnyh gorodov [Almost half of the Russian population will soon live in Metropolitan areas of major cities]. 01.07.2016. [online]. Rossija segodnja http://riarealty.ru/urban/20160701/407656745.html (accessed 28.02.2017). (In Russ.).
Sem'ecentrizm: mif ili real'nost'? [Semizentral: myth or reality]. 2016. Kollektivnaja monografija. Ed. by A. I. Antonov. M.: MAKS Press, (In Russ.). 308 p.
Stenograficheskij otchjot o soveshhanii po voprosam social'no-jekonomicheskogo razvitija Magadanskoj oblasti [Opening remarks at meeting on questions socially-economic development of Magadan region]. 24 sentjabrja 2008. [online] Prezident Rossii URL: http://www.kremlin.ru/events/president/transcripts/1505 (accessed 28.02.2017). (In Russ.).
Zhavoronkov A. V. 1976. O vlijanii sredstv massovoj informacii na reproduktivnye ustanovki naselenija [On the influence of mass media on reproductive attitudes of the population]. Problemy sociologicheskogo izuchenija sem'i. M.: ISI AN SSSR, P. 98—111. (In Russ.).
Zhavoronkov A. V. 2016. Opyt izmerenija zhiznennyh orientacij [Experience dimensions of life orientation]. Rossija reformirujushhajasja. Ezhegodnik. Vyp. 14. M.: Novyj Khronograf, P. 79-112. (In Russ.).
Akima H. 1978. A Method of Bivariate Interpolation and Smooth Surface Fitting for Irregularly Distributed Data Points // ACM Transactions on Mathematical Software. Vol. 4. P. 144-159.
Date received by 15.11.2016
Ф
#
