CC BY
21
С.В. Арженовский, Д.В. Артамонова
ЭКОНОМЕТРИЧЕСКОЕ МОДЕЛИРОВАНИЕ ДЕТЕРМИНАНТ РЕПРОДУКТИВНОГО ПОВЕДЕНИЯ ЖЕНЩИН Аннотация
В статье выявляются детерминанты различий в репродуктивных намерениях между парами, состоящими в разных видах брачных союзов (официальный или гражданский брак). Исследование проводилось по данным Российского мониторинга экономи-
2009 № 3
Вестник Ростовского государственного экономического университета (РИНХ)
ческого положения и здоровья населения на основе регрессионных моделей с эндогенным переключением. Было выявлено, что в официальных союзах дети появляются на 15-18 процентов чаще, чем в гражданских браках.
Annotation
In the article determinants of differences in reproductive intent between couples, consisting of different types of marital unions (official marriage or cohabiting) are identified. The Russian Longitudinal Monitoring Survey and endogenous switching regression model are founded. It was found that the official unions babies are 15-18 percent more than in cohabiting.
Ключевые слова
Фертильное поведение, официальный брак, сожительствующие пары, детерминанты репродуктивного поведения, регрессия с эндогенным переключением, количество детей, супружеский статус.
Keywords
Fertility behavior, legally marriage, cohabiting couples, determinants of reproductive behavior, endogenous switching regression model, number of children, marital status.
В настоящее время в Российской Федерации наблюдается тренд низкой рождаемости при высокой смертности. Ситуация близка к демографической катастрофе, для преодоления которой Правительством РФ разработан ряд мероприятий, ориентированных на повышение рождаемости [6]. Это актуализирует изучение детерминант репродуктивного поведения женщин.
Цель нашего исследования состояла в выявлении факторов, дифференцирующих различия в репродуктивном поведении между парами, заключившими официальный брак, и парами, состоящими в фактическом браке. При этом мы следуем терминологии форм брака В. Ионцева и А.Саградова, которые по критерию юридического оформления и общественного признания брака выделяют юридический брак и фактический брак или консенсуальный союз [3. С 238]. Обязательным условием признания последнего является проживание супругов в совместном домохозяйстве. Авторы считают синонимами консенсуального брака следующие понятия: фактический брак, гражданский брак, нере-
гистрируемый брак, консенсуальный союз, сожительство [3. С 239].
Имеющаяся по результатам опросов статистика [4] показывает, что 38% респондентов считают, что ребёнок должен появляться и воспитываться исключительно в законном браке, 42% респондентов считает, что оформлять отношения, перед тем как родить ребёнка, желательно, но не обязательно. Необязательным считают вступление в законный брак ради появления детей 18% россиян. При этом женщины относятся к появлению детей вне брака более лояльно, чем мужчины: за обязательную регистрацию отношений потенциальных родителей высказывается 43% представителей сильного пола и 34% дам. Больше всего тех, кто не считает официальный брак обязательным условием для появления детей, наблюдается среди представителей поколения 30-летних (22%) [4].
Зарубежными учеными установлено, что сожительствующие пары имеют меньше детей, более склонны становиться бездетными, чем супружеские пары. Однако, исследования о причинах этих различий немногочисленны.
Традиционно среди факторов, определяющих фертильное поведение, выделяют следующие: демографические -состояние в браке или партнерстве, число уже имеющихся детей, состояние репродуктивного здоровья; экономические и трудовые - уровень денежных доходов, обеспеченность жильем, статус на рынке труда, профессиональный статус; социальные - образование, тип поселения, отношение к религии, ценности и пр.
Как показали результаты исследования Т. Малевой и О. Синявской [5] брачный статус незначим для намерений женщин с партнером и женщин, уже имеющих одного и более детей. Однако для бездетных женщин сильным детерминантом выступает наличие партнера, с которым можно родить и воспитывать ребенка. Намерения родить ребенка в ближайшие 3 года отражают конкретную ситуацию респондента в настоящем - наличие партнера, факт регистрации брака, доходы домохозяйства. При переходе от общих намерений к намерениям в краткосрочной перспективе усиливается эффект экономических факторов и ослабляется - социальных факторов.
По мнению Дж. Жанга и Х. Сонга [9] фертильные различия пар можно отнести к трем определяющим факторам. Во-первых, это явно выраженные особенности поведения в супружестве и в сожительстве. Во-вторых, видимые различия в характеристиках супружеских и сожительствующих пар. В-третьих, ненаблюдаемый самоотбор -индивиды могут выбирать официальный брак потому, что хотят иметь детей и рассматривают его, как наиболее уместный для этого вид союза. Изучение относительной важности этих факторов помогает понять причины увеличившейся тенденции к сожительству. Например, если фертильные различия основываются преимущественно на само-отборе, то тенденция к консенсуально-
му браку отражает тот факт, что больше людей предпочитают малое количество детей, полагая, что сожительство само по себе не является причиной для отказа от деторождения. Напротив, если люди со сходными характеристиками выбирают между юридическим и фактическим браком, то тенденция роста сожительства должна оказать сильное влияние на уровень рождаемости и, следовательно, на рост населения.
Для эмпирического изучения различий в репродуктивном поведении между парами, заключившими официальный брак, и сожительствующими парами, будем следовать подходу Г. Беккера [1], согласно которому дети являются нормальными благами, и увеличение уровня доходов домохозяйства благоприятно сказывается на фертильности как замужних, так и сожительствующих женщин. Поскольку дети считаются времяемкими благами, то число детей уменьшается с увеличением их «цены» (произведенных затрат): если реальная ценность времени человека увеличивается, то цена детей увеличится относительно других благ, и эти последние частично вытеснят детей в оптимальном решении. Также согласно модели распределения времени число детей обратно зависит от заработной платы жены и положительно от дохода мужа. Кроме того, выявлена обратная зависимость между количеством и качеством детей, а, принимая во внимание, более высокие затраты образованных домохозяйств на детей, это означает, что в таких домохозяйствах будет меньше детей. Увеличение дифференциации доходов мужа и жены приводит к тому, что пары чаще выбирают официальный брак.
Эконометрическая реализация указанных теоретических концепций предполагает учет видимых различий в характеристиках супружеских и сожительствующих пар, а также результата самоотбора пар. В этой связи необхо-
димо использовать наряду с моделью, описывающей репродуктивное поведение пар, также и модель, реализующую выбор между юридическим и фактическим браком. Адекватным инструментом, осуществляющим такой подход, является регрессия с эндогенным переключением.
Пусть мерой репродуктивности пары является количество детей у,, а вектор экзогенных переменных, которые определяют ожидаемое количество детей, обозначен как х,. Обозначая M, бинарную переменную, равную 1, если пара состоит в официальном браке, и 0 в противном случае; z, - вектор переменных, которые влияют на выбор супружеского статуса, запишем модель с переключением режимов в виде (8 и ц -случайные ошибки):
Е[уг|Хг, Mi] = exp (х,0 + 8,),
(1)
M* = zt y + ^i, 7=1,...,и,
(2)
IX м* > о,
M, = \ 7
10, м* < о,
(3)
(S, ц)Г ~#2[0, Z],
с с р ар 1
Уравнение (1), состоящее из пу-ассоновской модели, описывает репродуктивное поведение пар, а уравнения (2) и (3) выбор между юридическим и фактическим браком.
Для оценивания (1)-(3) Дж. Терза [10] предложил процедуру оценивания, заключающуюся в применении метода максимального правдоподобия для нахождения оценок пробит модели (2)-(3), а затем вычисление оценок (1) нелинейным методом наименьших квадратов.
В качестве источника первичных данных для анализа и моделирования мы использовали информацию Российского мониторинга экономического положения и здоровья населения (РМЭЗ)
за 2004 и 2005 годы. Выборочную совокупность составили мужчины и женщины, которые на соответствующий вопрос интервьюера ответили, что «состоят в зарегистрированном браке» или «живут в браке, но не зарегистрированы».
Объем выборки по данным 2004 года составил 775 пар, состоящих в консенсуальном браке, и 3404 пары, заключивших официальный союз, по данным 2005 года - 348 пар в фактическом браке и 2219 пар в официальном союзе. По данным 2004 года совокупный доход семьи, заключившей официальный союз, ниже совокупного дохода семьи, состоящей в фактическом браке, на 2,37%, а по данным выборки 2005 года
- выше на 13,78%. При этом разность между доходами мужчины и доходами женщины больше в официальных браках по сравнению с нерегистрируемыми браками на 10% для 2004 года и почти на 14% для 2005 года. В зарегистрированных браках в среднем 0,71 ребенка (по данным 2004 года) и 0,58 ребенка (по данным 2005 года), в фактическом браке - 0,61 и 0,55 ребенка, для каждого года соответственно. Около 55% (2004 г.) и 59,2% (2005 г.) пар, состоящих в консенсуальном союзе, бездетны, в то время как не имеют детей 49% (2004 г.) и 57,7% (2005 г.) пар, заключивших юридический брак. Средний возраст людей, заключивших официальный брак, выше, чем возраст сожительствующих пар, как для выборки 2004 года, так и для выборки 2005 года. Для
2004 года средний возраст мужчин в юридическом браке составил 44,0 года, а мужчин в фактическом браке - 38,6 лет; средний возраст женщин соответственно равен 41,9 года и 36,4 лет. Для
2005 года: средний возраст мужчин в официальном браке - 46,7 лет, в фактическом - 40,2 года; средний возраст женщин соответственно 44,9 года и 38,3 года. Уровень образования и стаж работы людей выше в юридических союзах
по сравнению с людьми, состоящими в фактических браках как для выборки 2004 года, так и для выборки 2005 года.
Для оценивания модели (1)-(3) использовался метод максимального правдоподобия с полной информацией (процедура евро1в8оп, разработанная А.Миранда [8], для пакета прикладных программ Б1а1а).
В модели (2) ключевыми являются переменные, детерминирующие выбор между юридическим и фактическим браком. Очевидно, возраст женщины является важным фактором такого решения. Также мы использовали логарифм средней зарплаты по региону, считая, что он влияет на выбор женщиной формы семейного союза, но не на решение о рождении детей в предположении, что экономика с высокой региональной заработной платой позволяет женщинам увереннее чувствовать себя на рынке труда, что ведет к требованиям большей адаптивности и мобильности, присущей фактическому браку.
Некоторые результаты проведенного исследования представлены в табл.
1. В модели по выборке 2005 года переменная регионального уровня безработицы оказалась незначимой. Однако, логарифм средней зарплаты в регионе места проживания домохозяйства значимо уменьшает вероятность заключения официального брака в уравнении отбора для 2005 года (для 2004 года переменная имеет ожидаемый отрицательный знак, но не значима), что подтверждает, описанную выше гипотезу -женщина предпочитает состоять с мужчиной в консенсуальном союзе, который предоставляет возможность меньше заниматься работой по дому и уделять больше времени и сил карьере.
Уровень образования, как женщины, так и мужчины, в моделях незначимы. В модели для 2004 года (в отличие от модели для 2005 года) существенно влияет на число детей логарифм совокупного дохода семьи, причем, чем
больше совокупный доход, тем меньше число детей в домохозяйстве. Таким образом, гипотеза о влиянии дохода домохозяйства на число детей подтверждается только для одной из двух моделей. Рост доходов имеет двоякий эффект на рождаемость: во-первых, возрастает цена времени родителей, а во-вторых, повышаются требования к «качеству» детей. Оба эти эффекта приводят к снижению числа детей в семье. Иными словами, не следует ожидать роста рождаемости вместе с улучшением благосостояния россиян. В модели по выборке 2004 года также значимо положительно влияет на число детей уровень безработицы по региону. Возможно, это связано с тем, что при высоком уровне безработицы у женщин меньше стимулов предлагать свой труд на рынке, и они с большей вероятностью примут решение о рождении ребенка.
Повышение возраста, как мужчины, так и женщины уменьшает число детей в домохозяйстве. Причем увеличение возраста женщины заметнее снижает фертильность, что связано с меньшим репродуктивным периодом женского организма.
Проживание в сельском населенном пункте увеличивает число детей в домохозяйстве на 40 процентов по сравнению с проживанием в областном городе, что связано как с, возможно, меньшей контрацепцией, так и другими ценностными установками домохозяйств.
В ходе исследования была выявлена квадратичная зависимость между численностью детей в домохозяйстве и стажем работы женщины, что повторяет профиль зарплата-возраст в теории человеческого капитала и позволяет подтвердить гипотезу о связи репродуктивности с жизненным циклом домохозяйства. Женщине выгоднее рождение детей в середине карьеры, так как в этом случае снижаются издержки беременно-
сти, в том числе связанные с перерывом в трудовом стаже.
Переменная возраста женщины, используемая в уравнении отбора значимо увеличивает вероятность заключения юридического брака.
Ключевая переменная формы брака в основном уравнении модели значимо положительно влияет на количество детей в семье - на 15-18% чаще дети появляются в юридических браках. Иными словами, форма брака сама по себе влияет на репродуктивность больше, чем характеристики индивидов в основном потому, что относительная стабильность юридического брака позволяет паре специализироваться на своих сравнительных преимуществах, когда женщина тратит больше времени на детей и работу по дому, и меньше беспокоится из-за потери заработка на рынке труда.
Решение демографических проблем в России невозможно без целена-
правленной деятельности государства по пропаганде в российском обществе, и прежде всего - среди детей и молодёжи, привлекательности традиционных семейных ценностей. Государство должно осуществлять воспитание детей и молодёжи с ориентацией на юридический брак, супружескую верность, на ответственное отношение к беременности. Пропаганда семейных ценностей, престижа материнства должна начинаться в общеобразовательной школе. В этой связи необходимо пересмотреть совокупность всего учебно-
методического обеспечения по гуманитарным предметам, полностью запретить использование таких учебных пособий, которые способствуют или направлены на разрушение общественной нравственности, а также нравственных норм и семейных ценностей в сознании несовершеннолетних.
Таблица 1. Модели с эндогенным переключением для числа детей в домохозяйстве (РМЭЗ)
Факторы 2004 год 2005 год
коэффициенты предельные эффекты коэффициенты предельные эффекты
Логарифм совокупного дохода семьи -0,071*** (0,016) -0,046*** (0,010) 0,055 (0,048) 0,027 (0,023)
Возраст женщины, лет -0,035*** (0,005) -0,022*** (0,003) -0,044*** (0,007) -0,021*** (0,003)
Возраст мужчины, лет -0,014*** (0,005) -0,009*** (0,003) -0,024*** (0,007) -0,012*** (0,003)
Образование женщины, лет 0,007 (0,013) 0,005 (0,008) 0,011 (0,018) 0,006 (0,009)
Образование мужчины, лет 0,011 (0,011) 0,007 (0,007) 0,009 (0,016) 0,004 (0,008)
Тип населенного пункта (1 - областной центр, 2 - город, 3 -поселок городского типа, 4 - село) 0,065*** (0,020) 0,041*** (0,013) 0,048 (0,030) 0,024 (0,015)
Стаж работы женщины, лет 0,079*** (0,010) 0,050*** (0,006) 0,070*** (0,015) 0,034*** (0,007)
Продолжение таблицы 1
Стаж работы женщины в квадрате -0,003*** (0,0004) -0,002*** (0,0003) -0,003*** (0,001) -0,001*** (0,0003)
Форма брака (1 - юридический, 0 - фактический) 0,335*** (0,097) 0,177*** (0,034) 0,358** (0,147) 0,148*** (0,039)
Уровень безработицы по регионам, % 0,021*** (0,006) 0,013*** (0,004) 0,016 (0,010) 0,008 (0,005)
Константа 1,010*** (0,241) - 0,615 (0,504) -
Уравнение отбора для формы брака - юридический/фактический
Возраст женщины, лет 0,016** (0,007) - 0,021*** (0,004) -
Логарифм средней зарплаты по регионам в ценах 2004 -0,023 (0,023) - -0,290** (0,127) -
Константа 0,489** (0,236) - ** 2,851 (1,140) -
а 0,018 (0,047) - 0,010 (0,067) -
Р -0,939*** (0,067) - -0,906*** (0,089) -
Число наблюдений 2544 1471 * .
---------------------------------------------------------------^^
В скобках даны значения стандартных ошибок. Значимость коэффициентов — 10% уровень; — 5% уровень; — 1%уровень. Элементы ковариационной матрицы ^
обозначены а и р.
Библиографический список
1.Беккер Г. С. Человеческое поведение: экономический подход. - М.: ГУ ВШЭ, 2003.
2.Бойков А.В., Рощина ЯМ. Факторы фертильности в современной России. -Москва: ЕЕЯС, 2005.
3.Введение в демографию/ Под ред. Ионцева В. А и Саградова А. А., М.: Те-ис, 2002.
4. Институт демографических исследований: Статистика. М., 2009. Режим доступа: http://www.demographia.ru
5.Малева Т.М., Синявская О.В. Социально-экономические факторы рождаемости в России: эмпирические измерения и вызовы социальной политике // БРЕЯО. - 2006. - № 5.
6. Об утверждении концепции демографической политики российской федерации на период до 2025 года: Указ Президента Российской Федерации от
09.10.2007 № 1351// // Справочно-
правовая система «Консультант Плюс»: [Электронный ресурс] / Компания
«Консультант Плюс».
7.Heckman J.J., Walker J.R. The Relationship between Wages and Income and the Timing and Spacing of Births: Evidence from Swedish Longitudional Data, // Econometrica. - 1990. - №58 (6).
8.Miranda A. FIML estimation of an endogenous switching model for count data in Stata 7. Warwick: University of Warwick, 9th Stata UK Users' Group Meeting.
- 2003.
9.Song X., Zhang J. Fertility Differences between Married and Cohabiting Couples: A Switching Regression Analysis // Discussion paper series / Forschungsinstitut zur Zukunft der Arbeit Institute for the Study of Labor. - December 2007. - IZA DP No. 3245.
lO.Terza, Joseph V. (1998). Estimating Count Data Models with Endogenous Switching: Sample Selection and Endogenous Treatment Effects, Journal of Econometrics, 84, 129-54.
Bibliographic list
1.Becker G.S. Human behavior: an economic approach. - Moscow: SU HSE, 2003.
2.Boykov A.V., Roshina Y.M. The factors of fertility in modern Russia. - Moscow: EERC, 2005.
3.Maleva T.M., Sinyavskaya O.V. Socioeconomic factors of fertility in Russia: Empirical Measurement and challenges of social policy / / SPERO. - 2006. - № 5.
4.Heckman J.J., Walker J.R. The Relationship between Wages and Income and the Timing and Spacing of Births: Evidence
from Swedish Longitudional Data, // Econometrica. - 1990. - №58 (6).
5.Miranda A. FIML estimation of an endogenous switching model for count data in Stata 7. Warwick: University of Warwick, 9th Stata UK Users' Group Meeting. -2003.
6.Song X., Zhang J. Fertility Differences between Married and Cohabiting Couples: A Switching Regression Analysis // Discussion paper series / Forschungsinstitut zur Zukunft der Arbeit Institute for the Study of Labor. - December 2007. - IZA DP No. 3245
7.Terza, Joseph V. (1998). Estimating Count Data Models with Endogenous Switching: Sample Selection and Endogenous Treatment Effects, Journal of Econometrics, 84, 129-54.
8.Institute for Demographic Research. www.demographia.ru
