Отцы и дети: «Премия» за отцовство на российском рынке труда Текст научной статьи по специальности «Социологические науки»

Отцы и дети:

«премия» за отцовство на российском рынке труда1

Ощепков А.Ю.

Положение и поведение взрослых индивидов на рынке труда тесно взаимосвязано с наличием у них детей. Исследования традиционно показывают, что у женщин дети вызывают сокращение предложения труда и заработков. Менее исследованный вопрос - как дети влияют на мужчин? В данной работе анализируется связь между заработной платой и детьми у российских мужчин с использованием панельных микроданных РМЭЗ НИУ ВШЭ за 2010-2018 гг. В среднем за рассматриваемый период мужчины, имеющие детей, получали примерно на 25% больше, чем мужчины без детей, что указывает на заметную «премию» за отцовство. Оценивая уравнения заработной платы с учетом индивидуальных фиксированных эффектов, мы показываем, что после контроля различий между отцами и не отцами в наблюдаемых социально-демографических и ненаблюдаемых индивидуальных характеристиках преимущество отцов в оплате труда полностью исчезает. Это говорит о том, что оно полностью объясняется (само)отбором изначально более производительных мужчин в отцы, а как таковой «премии» за отцовство в России не существует. Однако оценивание моделей, учитывающих возраст и количество детей, а также их биологическое родство с мужчиной, все же позволяет выявить небольшую - в размере 2,5-3%, - но статистически значимую зарплатную «премию» за одного биологически родного ребенка в возрасте до трех лет. Мы показываем, что эта «премия» не связана с возможным обратным влиянием роста заработной платы мужчины на решение завести ребенка и может частично объясняться усилением гендерной специализации труда внутри домохозяйства после появления ребенка. Дополнительно мы находим у российских мужчин, состоящих в официальном браке, супружескую «премию» в размере около 3%.

1 Замысел данной статьи возник у автора в процессе научного руководства студентами магистратуры НИУ ВШЭ Г. Андреевой и Ю. Лапчик в 2015-2016 гг. Автор благодарит их за совместные обсуждения и первичный анализ данных. Автор также признателен В. Гимпельсону и Р. Капелюш-никову за ценные комментарии, высказанные на разных стадиях написания работы. Исследование выполнено в соответствии с Программой фундаментальных исследований НИУ ВШЭ с использованием средств субсидии в рамках государственной поддержки ведущих университетов Российской Федерации «5-100».

Ощепков Алексей Юрьевич - к.э.н., старший научный сотрудник Центра трудовых исследований Национального исследовательского университета «Высшая школа экономики». E-mail: aoshchepkov@hse.ru

Статья поступила: 28.04.2020/Статья принята: 5.06.2020.

Ключевые слова: премия за отцовство; супружеская премия; штраф за материнство; РМЭЗ; Россия.

DOI: 10.17323/1813-8691-2020-24-2-157-190

Для цитирования: Ощепков А.Ю. Отцы и дети: «премия» за отцовство на российском рынке труда. Экономический журнал ВШЭ. 2020; 24(2): 157-190.

For citation: Oshchepkov A.U. The Fatherhood Wage Premium in Russia. HSE Economic Journal. 2020; 24(2): 157-190. (In Russ.)

1. Введение

Положение и поведение индивидов на рынке труда тесно взаимосвязано с наличием у них детей. Многочисленные исследования показывают, что у женщин дети вызывают сокращение предложения труда и заработков (например: [Budig, England, 2001; Glauber, 2018; Loughran, Zissimopoulos, 2009; Lundberg, Rose, 2000; Mincer, 1962; Pal, Waldfogel, 2016; Sanders, Korenman, Neumark, 1992; Waldfogel, 1998]). В связи с этим в международной литературе сложилось устойчивое понятие family gap - разрыв в оплате труда между матерями и не матерями. Во многих развитых странах именно он лежит в основе традиционного разрыва в оплате труда между мужчинами и женщинами [Angelov, Johansson, Lindahl, 2016; Kleven, Landais, Soogard, 2019; Ponthieux, Meurs, 2015]. Более того, его существование вызывает опасения дискриминации женщин с детьми на рынке труда и формирует запрос на определенные меры государственной политики (например, развитие системы яслей и детских садов, субсидирование расходов на образование и уход за детьми, социальную помощь матерям).

На этом фоне вопрос о том, как положение на рынке труда связано с наличием детей у мужчин, часто уходит на второй план. Однако этот вопрос не менее важен и интересен. Исследования обычно показывают, что отцы получают в среднем больше чем не отцы, причем эта разница в процентах часто достигает двухзначных цифр [Glauber, 2008; Hodges, Budig, 2010; Killewald, 2013; Koslowski, 2011; Lundberg, Rose, 2002; Lundberg et al., 2008; Mary, 2019; Millimet, 2000; Petersen, Penner, Hogsnes, 2007; Rosenfeld, Trappe, 2000; Si-monsen, Skipper, 2008; Whitehouse, 2002]. Такое преимущество в оплате труда у отцов вполне может дополнять «штраф» за материнство при объяснении гендерного разрыва в оплате труда, особенно среди работников фертильных возрастов. Кроме того, хотя, в отличие от ситуации со «штрафом» у матерей, преимущество в оплате труда отцов обычно не вызывает какой-либо общественной обеспокоенности, оно может означать положительную дискриминацию по отношению к работникам-отцам, обратной стороной которой является дискриминация бездетных мужчин.

Чем может вызываться преимущество в оплате труда у отцов? В академической литературе по данной теме, по аналогии с исследованиями «штрафа» за материнство и «премии» за брак у мужчин, сформировались две основные гипотезы [Petersen, Penner, Hogsnes, 2011]. Первая гипотеза - гипотеза воздействия - состоит в том, что дети оказывают самостоятельное влияние на заработки отцов. Это может происходить потому, что

дети либо усиливают гендерное разделение труда внутри домохозяйства, либо мотивируют мужчину зарабатывать больше, либо вызывают у работодателей относительно более благоприятное отношение к работнику-мужчине. Вторая гипотеза, альтернативная первой, - гипотеза (само)отбора - предполагает, что дети не оказывают какого-либо самостоятельного влияния на мужчин, а наблюдаемая связь между заработками и наличием детей вызывается положительным (само)отбором мужчин в отцовство. Разделению и тестированию этих двух гипотез на практике посвящены основные работы по данной теме.

В России взаимосвязь между положением индивидов на рынке труда и их семейными характеристиками анализировалась уже в целом ряде исследований, однако нам практически неизвестны опубликованные работы, оценивающие «премию» за отцовство. Между тем на фоне ярко выраженного в нашей стране традиционного разделения гендер-ных ролей в семье и существующего «штрафа» за материнство ее наличие следует ожидать. Так есть ли «премия» за отцовство на российском рынке труда? Если да, то каков ее размер? Какие категории отцов ее получают и чем она объясняется? Данная работа призвана ответить на эти вопросы и тем самым восполнить существующий пробел в отечественной литературе.

Работа построена следующим образом. Во втором разделе выполнен обзор основной литературы по теме. В третьем описываются используемые методология и данные. В четвертом разделе обсуждаются основные эмпирические результаты. В заключении подводится краткое резюме и формулируются основные выводы работы.

2. Почему отцы получают больше: теории и эмпирика

2.1. Теории

Гипотеза воздействия. Суть данной гипотезы состоит в том, что дети оказывают влияние на положение родителей на рынке труда. Речь идет, естественно, не о прямом влиянии детей на работу (например, когда дети мешают взрослым работать или, наоборот, когда они способны им чем-то помочь), а о психологических и поведенческих реакциях на ребенка со стороны взрослых индивидов, которые, в свою очередь, отражаются на их поведении на рынке труда. Теоретически, эти психологические/поведенческие реакции сами по себе могут быть очень разнообразны и при этом иметь самые разные последствия: уход с рынка труда родителя в неактивность, смена места работы, вида деятельности или режима работы, рост или сокращение часов работы, движение вверх или вниз по карьерной лестнице и т.д. Предположения о том, к каким именно изменениям должны приводить психологические реакции на детей, могут формировать отдельные более конкретные исследовательские гипотезы.

Кроме того, дети могут оказывать влияние на положение родителей на рынке труда и без каких-либо изменений в поведении или трудовой мотивации последних. Каналом влияния могут служить работодатели, а именно их сравнительные представления о работниках, имеющих и не имеющих детей. Если по каким-то причинам работодатели предпочитают первую группу второй, или наоборот, то именно это, а не поведение работников как таковое, будет сказываться на их оплате труда.

В общем, в рамках гипотезы воздействия можно выделить три возможных механизма (или канала) того, как дети могут влиять на заработные платы отцов.

Первый возможный механизм - это специализация труда внутри домохозяйства. Базовая экономическая модель предложения труда домохозяйства предполагает распределение обязанностей его членов в зависимости от относительной производительности труда. В целях максимизации общей полезности те, у кого выше производительность на внешнем рынке труда, должны относительно больше работать на внешнем рынке труда, а те, у кого выше производительность в работе по дому, должны относительно больше работать по дому [Becker, 1981]. Модель предсказывает, что, так как заработная плата у мужчин в среднем выше, чем у женщин, мужчины должны относительно больше работать на внешнем рынке труда, а женщины - заниматься домашним хозяйством. Специализация труда традиционно называется в качестве одного из механизмов, способных объяснить, почему женатые мужчины зарабатывают в среднем больше, чем неженатые: если женщины ведут домашнее хозяйство и освобождают от этих обязанностей мужчин, то мужчины получают возможность посвятить больше усилий и времени работе на внешнем рынке труда. С появлением детей такая специализация может усиливаться, так как женщины резко сокращают предложение труда (если они работали), чтобы ухаживать за детьми, что может сочетаться с ведением домашнего хозяйства, и потому мужчины теоретически могут еще меньше времени тратить на домашнее хозяйство и больше времени - на работу на внешнем рынке труда.

Второй возможный механизм - мотивационный: появление или наличие ребенка может мотивировать мужчину зарабатывать больше денег. Этот механизм может быть объяснен с позиций теории социальной идентичности [Burke, Stets, 2009; Stryker, Burke, 2000]. В общем, теория предполагает, что взаимодействия индивида с другими индивидами происходят через призму одного или нескольких социальных статусов, в которых он состоит (например, муж, отец, работник, друг, сосед), и связанных с этими статусами ролей - ожиданий того или иного поведения. При этом для каждой роли в рамках каждого статуса существует некий стандарт, с которым человек сравнивает свое поведение. (Эти стандарты, например, могут быть определены доминирующими в обществе представлениями о ролях различных социальных статусов.) Чем больше поведение индивида соответствует стандарту, тем выше его самооценка, и наоборот [Burke, Stets, 2009]. Таким образом, люди мотивированы как можно лучше соответствовать существующим стандартам.

Теория социальной идентичности широко применяется для объяснения и понимания вовлеченности мужчин в различные роли отцовства [Pasley et al., 2014] и, в том числе, для объяснения «премии» за отцовство [Kilewald, 2013]. «Отец» представляет собой один из распространенных социальных статусов, у которого есть две основные роли - «кормилец» (provider) и «воспитатель» (caregiver). Каждый отец в разной степени идентифицирует себя с этими ролями, и в зависимости от того, какая идентичность более ярко выражена, поведенческая реакция будет выражаться либо в попытках заработать больше денег, либо в желании проводить больше времени с детьми. Таким образом, если мужчина четко идентифицирует себя с ролью отца-кормильца, то наличие ребенка должно мотивировать его зарабатывать больше.

Важное дополнение состоит в том, что статус «отца» тесно пересекается с другим статусом - «мужа». В случае этого статуса традиционная для многих обществ ярко выраженная роль мужчины - это роль «добытчика» (breadwinner), которая тесно связана с ролью жены как «хранительницы очага» (housekeeper). Эта выраженная роль «мужа», очевидно, хорошо согласуется с ролью отца как кормильца, но плохо согласуется (и даже мо-

жет вступать в конфликт) с ролью отца как «воспитателя». При этом часто социальный статус мужа появляется у мужчины раньше, чем социальный статус отца, и потому он более интернализирован. В результате можно ожидать, что для многих мужчин идентичность с ролью отца как кормильца более выражена, чем с ролью отца как воспитателя. Все это предполагает, что поведенческие реакции мужчины на появление или наличие ребенка должны в большей мере быть направлены на увеличение заработка, чем на стремление проводить больше времени с ребенком.

Однако, несмотря на то, что теория социальной идентичности предлагает объяснение того, почему наличие ребенка может мотивировать мужчин зарабатывать больше, она не содержит в себе никаких указаний на то, как это стремление зарабатывать будет реализовываться на практике (например, через увеличение часов работы или переход на другую работу). Таким образом, вопрос о том, что будет предпринимать мужчина на рынке труда для того, чтобы больше заработать, является чисто эмпирическим.

Третий возможный механизм - положительная дискриминация (другими словами, непотизм, см.: [Goldberg, 1982]) отцов со стороны работодателей (см. обзор теорий дискриминации на рынке труда в работе [Cain, 1986]). Отцовство может расцениваться работодателями как сигнал [Bardasi, Taylor, 2005] о наличии труднонаблюдаемых индивидуальных характеристик - таких как стабильность и надежность [Kaufman, Uhlenberg, 2000], целеустремленность и преданность делу [Correll, Benard, Paik, 2007], которые желательны на рабочем месте. Работодатели могут также думать, что после рождения ребенка работник-мужчина, стремясь обеспечивать семью, будет сильнее мотивирован работать больше и эффективнее. На практике каждый конкретный мужчина с детьми может и не обладать этими качествами и не быть более мотивированным, что будет означать положительную статическую дискриминацию отцов, которая, с другой стороны, означает дискриминацию не отцов (а также, возможно, и женщин).

Кроме того, положительная дискриминация отцов может возникать по причине существующих в обществе сильных традиционных социальных норм поведения, которые предписывают мужчинам роли мужа-добытчика и отца-кормильца, а женщинам - роль хранительницы очага и заботливой матери. Если работодатели разделяют такие нормы, то они будут более благоприятно и патерналистски относиться к работникам-отцам, чем к работникам не отцам.

Гипотеза (само)отбора. Эта гипотеза не предполагает какого-либо самостоятельного влияния детей на поведение мужчин. Она исходит из того, что отцы с самого начала отличаются от не отцов по ряду характеристик, влияющих на их положение на рынке труда, но при этом не являющихся результатом психологических/поведенческих реакций на детей. Другими словами, предполагается, что в группу отцов с большей вероятностью (само)отбираются мужчины с изначально другими производительными характеристиками или предпочтениями, и именно это, а не наличие у них ребенка, определяет их преимущество в оплате труда по сравнению с не отцами.

Гипотеза (само)отбора включает в себя две подгипотезы. Первая - подгипотеза самоотбора. Предполагается, что существуют некоторые личностные психологические характеристики (например, надежность, целеустремленность, определенные ценности или предпочтения), которые, с одной стороны, положительно влияют на решение завести семью, а с другой стороны, позитивно влияют на положение мужчины на рынке труда. Получается, что мужчины с определенным набором характеристик с большей вероятно-

стью становятся отцами, и это, а не поведенческие реакции на детей, определяет то, что их заработки отличаются от заработков работников не отцов.

Вторая подгипотеза в рамках данной гипотезы - подгипотеза отбора. Предполагается, что отбором мужчин в отцов занимаются женщины, которые для создания семьи выбирают более «перспективных» мужчин - например, мужчин с более высоким уровнем или темпом роста заработков [Кее1еу, 1977]. Следует отметить, что на практике механизм отбора чрезвычайно сложно отличить от механизма самоотбора, так как оба они, скорее всего, работают одновременно, а опросные данные редко содержат в себе необходимые для их разделения переменные.

В рамках общей гипотезы (само)отбора может быть выделен возможный механизм обратного влияния, когда рост заработков мужчины приводит к решению завести ребенка. В терминах (само)отбора обратное влияние означает, что в отцы (само)отбираются мужчины с более сильным ростом заработков, наблюдаемым еще до рождения ребенка.

Наконец, важно подчеркнуть, что гипотеза воздействия и гипотеза (само)отбора не являются взаимоисключающими: наличие поведенческих реакций на детей может усиливать или, наоборот, сглаживать различия между отцами и не отцами, существовавшие еще до появления детей.

Гетерогенность отцовства. До сих пор мы обсуждали различные теории, объясняющие преимущество в оплате труда отцов над не отцами и возможное существование соответствующей «премии» за отцовство, без уточнения того, о каких отцах и каких детях идет речь. Однако есть все основания предполагать, что размер и само наличие «премии» могут сильно зависеть от характеристик и тех, и других.

Прежде всего, должен иметь значение возраст ребенка. Эта характеристика важна при анализе влияния детей на заработки матерей: наибольший «штраф» (и снижение предложения труда) имеют матери маленьких детей (до 3-х лет), однако он постепенно исчезает с возрастом ребенка.

Связь «премии» за отцовство с возрастом ребенка может оказаться сложнее. Если «работает» механизм специализации, то «премия» также должна сокращаться с возрастом ребенка по тем же причинам, что и «штраф» за материнство - так как будут увеличиваться вероятность занятости супруги и продолжительность ее работы в часах, - и в результате положительный эффект от специализации будет слабеть. Если же объяснение «премии» лежит в рамках теории социальной идентичности, то связь «премии» с возрастом ребенка вполне может быть нелинейной. Выраженность роли отца-кормильца должна усиливаться с возрастом ребенка, так как растут расходы на его содержание. Однако можно ожидать, что выраженность этой роли будет ослабевать к моменту достижения ребенком совершеннолетия из-за возможного появления у ребенка собственных доходов, а при получении ребенком первой оплачиваемой работы значимость этой роли может полностью исчезнуть. Роль отца-кормильца также сильно переплетается с ролью отца-воспитателя, степень выраженности которой тоже нелинейно связана с возрастом ребенка.

«Премия» за отцовство должна зависеть от числа детей. Она должна расти с ростом числа детей, так как должны усиливаться как специализация труда внутри домохозяйства, так и мотивация мужчины зарабатывать больше (через усиление роли отца-кормильца). Однако этот рост должен происходить с убывающим темпом, так как, с одной стороны, рост числа детей начинает требовать большей вовлеченности отца в их воспитание (усиление роли отца-воспитателя), а, с другой стороны, мотивационный эффект отцовст-

ва, видимо, должен быть угасающим и сокращаться с появлением каждого последующего ребенка.

«Премия» за отцовство должна быть также связана с семейным статусом мужчины. Состояние в браке, и особенно в официальном браке, должно увеличивать «премию», так как механизм специализации и мотивационные эффекты, возникающие в браке, способствуют возникновению соответствующих эффектов со стороны детей. Если в рамках теории специализации различие между гражданским браком и официальным браком не проводится, то теория социальной идентичности предполагает, что в официальном браке роль мужа-добытчика выражена сильнее, чем в гражданском, из-за того, что официальный брак дает мужчине официальный социальный статус мужа. В связи с этим можно ожидать, что и роль отца-кормильца должна быть сильнее выражена в официальном браке, чем в гражданском.

Наконец, «премия» за отцовство должна зависеть от того, является ли ребенок родным по отношению к мужчине или нет, так как действие описанных выше механизмов может различаться для этих случаев. Возможные сходства и отличия представлены в табл. 1.

Таблица 1.

Гипотезы воздействия и (само)отбора для родных и неродных отцов

Родные дети

Неродные дети

Самостоятельное воздействие Усиление специализации детей

Сильная идентификация с ролями отца

Появление специализации

Слабая идентификация с ролями отца

Рост расходов и значительное Рост расходов, средний подушевой доход снижается слабее или вообще не снижается

снижение среднего подушевого дохода домохозяйства

Положительная дискриминация

Положительная дискриминация

(Само)отбор в отцов

Положительный

Отрицательный?

В случае неродного отцовства статус отца мужчина получает одновременно со статусом мужа, тогда как в случае родного отцовства статус мужа обычно предшествует статусу отца. В связи с этим, если в случае родного отцовства можно ожидать усиление специализации, то в случае неродного - ее появление. Однако какой из этих эффектов будет сильнее, и, следовательно, в каком случае «премия» должна быть выше, заранее предсказать нельзя.

Теория социальной идентичности, в свою очередь, предполагает, что идентичность с обеими ролями статуса отца - кормильца и воспитателя - должна быть более сильной в случае биологического отцовства, чем в случае приемного. Хотя в общем случае предсказать, какая их двух ролей при этом будет выражена сильнее, не представляется возможным, в контексте стран с ярко выраженными традиционными ценностями и гендер-ным разделением ролей в домохозяйстве (в том числе и в России) можно ожидать, что

роль отца-кормильца в целом выражена сильнее, чем роль отца-воспитателя, и потому биологические отцы должны получать более высокую «премию», чем приемные.

Кроме того, можно ожидать, что при вхождении в статус неродного отца среднедушевой доход домохозяйства будет снижаться в меньшей степени, чем в случае появления статуса родного отца, так как в последнем случае мать почти всегда сокращает часы работы на внешнем рынке труда, а в первом случае этого может не происходить. Это также предполагает, что воздействие детей для родных отцов будет сильнее, чем для неродных.

Хотя положительная дискриминация со стороны работодателей должна наблюдаться по отношению к обоим типам отцов, есть некоторые общетеоретические основания ожидать, что в случае неродных отцов она будет сильнее. Принятие (финансовой и моральной) ответственности за чужого ребенка может расцениваться работодателями как сильный сигнал о наличии у мужчины полезных для работы качеств. (Однако нам неизвестны исследования на эту тему.)

Наконец, отметим, что интересное различие между родными и неродными отцами может существовать в свете гипотезы (само)отбора. В общем, она предполагает положительный (само)отбор в отцовство, но есть основания ожидать, что в такой формулировке она будет верна только в случае биологического отцовства. В неродное отцовство может наблюдаться отрицательный отбор: женщинами с детьми в качестве мужей выбираются мужчины с более низкими доходами и темпами их роста [Anderson, 2000] и с отсутствием требуемых характеристик [Hofferth, Anderson, 2003]. Другими словами, негативный отбор в брак совпадает по времени и содержанию с негативным отбором в неродное отцовство. При этом такие мужчины по ряду характеристик могут уступать не только мужчинам, которых выбрали в качестве мужей бездетные женщины, но и тем мужчинам, которые остались холостыми. На это указывает более низкая «привлекательность» женщин с детьми на брачном рынке. В связи с этим, самоотбор в неродное отцовство также, скорее всего, является негативным.

2.2. Обзор эмпирических исследований

Международные исследования. Одни из первых известных эмпирических оценок связи между демографическими факторами и положением мужчин на рынке труда были представлены в известной работе [Pencavel, 1986]. В своем большом обзоре факторов, влияющих на предложение труда мужчин, в трех развитых странах - США, Канаде и Германии - автор указал на положительную связь между наличием детей и предложением труда мужчин.

Первые эмпирические оценки о влиянии детей на заработные платы отцов были получены в процессе анализа гендерного разрыва в оплате труда. Так, в известной работе [Waldfogel, 1998] на данных по США и Великобритании было показано, что у женщин наблюдается отрицательный «штраф», тогда как у мужчин - положительная «премия» за детей, и вместе эти «штраф» и «премия» могут объяснить большую долю гендерного разрыва в заработках в средних возрастах. В работе [Millimet, 2000] по США хотя и не было найдено значимого влияния детей на заработную плату мужчин, но было показано, что каждый последующий ребенок увеличивает разрыв в заработной плате между мужчинами и женщинами на 9,5%. В работе также был обнаружен положительный эффект количества детей на специальный стаж мужчин, что может объясняться снижением географи-

ческой мобильности в связи с наличием детей, что, в свою очередь, затрудняет поиски новой работы.

В дальнейшем появилась целая серия работ, которые непосредственно фокусируются на анализе связи между заработками мужчин и наличием у них детей. Наиболее распространенная эмпирическая стратегия анализа разрыва в оплате труда между отцами и не отцами и, соответственно, «премии» за отцовство в этих работах состоит из трех основных шагов. На первом шаге оценивается простое уравнение заработной платы мин-церовского типа для мужчин, где ключевой объясняющей переменной является наличие детей. На втором шаге осуществляется контроль (само)отбора, часто - с помощью модели с фиксированными эффектами (например: [Glauber, 2008; Hodges, Budig, 2010; Koslowski, 2011; Lundberg, Rose, 2002]), реже - с помощью метода инструментальных переменных [Angrist, Evans, 1998; Cruces, Galiani, 2007; Kunze, 2014]. Если после такого контроля статистически значимый коэффициент при детской переменной остается, то она интерпретируется как результат самостоятельного влияния детей в рамках гипотезы воздействия -другими словами, как «премия» за отцовство, и затем, на третьем шаге, происходит попытка раскрыть более конкретные механизмы этого влияния с помощью включения дополнительных переменных.

Наиболее общий результат, характерный для большинства подобных исследований, состоит в том, что после контроля (само)отбора тем или иным способом преимущество в оплате труда отцов над не отцами серьезно сокращается и часто полностью пропадает (см., например: [Loughran, Zissimopoulos, 2009] для США и [Mari, 2019] для Германии и Англии). Такой результат перекликается с отсутствием влияния детей на предложение труда мужчин [Angrist, Evans, 1998; Dermott, 2006].

Тем не менее в ряде случаев значимая «премия» за отцовство (а также влияние на предложение труда) остается после контроля (само)отбора (например: [Lundberg, Rose, 2002]), и потому возникает вопрос о механизмах, ее вызывающих. Очень многие работы прямо или косвенно тестировали наличие механизма специализации. Если усиление специализации является механизмом, который объясняет наличие «премии» за отцовство, то рождение ребенка должно сокращать часы работы на внешнем рынке труда у женщин и при этом увеличивать часы работы у мужчин. Эмпирические работы обычно показывают, что среди женщин наличие ребенка действительно связано с большим временем работы по дому и меньшим временем на внешнем рынке труда [Glauber, 2008; Hodges, Budig, 2010; Lundberg, Rose, 2002]. Однако по поводу сокращения часов, проводимых мужчиной дома, и роста часов работы результаты весьма противоречивы. Если в одних работах обнаруживается рост часов работы мужчин в ответ на появление детей на фоне сокращения предложения труда супруги (например: [Kaufman, Uhlenberg, 2000; Lundberg, Rose, 2000; Mirsa, Budig, Boeckmann, 2011]), то другие работы показывают, что отцы вовсе не сокращают время работы по дому в сравнении с периодом, когда они не были отцами (например: [Bonning, Pollmann-Schult, 2016; Hersch, Stratton, 2000; Pollmann-Schult, 2011; Sanchez, Thomson, 1997; Koslowski, 2010; Verbakel, 2010]). Более того, мужчины, которые проводят много времени, присматривая за своими детьми, могут получать высокие «премии» за отцовство [Koslowski, 2011], а сокращение часов работы по дому и ухода за детьми не связано с выигрышем в заработной плате [Hersch, Stratton, 2000; Pollmann-Schult, 2011]. Эти результаты также находятся в противоречии с предсказаниями экономической теории специализации.

Теория социальной идентичности, как и теория специализации труда, предполагает тесную связь между «премией» за отцовство и семейным статусом мужчины, но лишь немногие исследования рассматривают эти факторы одновременно [Lundberg, Rose, 2000; Hundley, 2000; Lundberg, Choi, Joesch, 2008; Loughran, 2009; Hodges, Budig, 2010; Killewald, 2013]. Общий результат здесь состоит в том, что премия за отцовство в определенной мере содержит в себе премию за брак. Например, авторы работы [Hodges, Budig, 2010] показывают, что премия за отцовство снижается с 11 до 6% после контроля семейного статуса между отцами и мужчинами без детей.

На данный момент нам известна только одна опубликованная работа, которая бы разделяла биологическое и приемное отцовство при анализе «премии» за отцовство [Killewald, 2013]. Автор, используя данные NLSY79 по США, выделяла три типа отцовства: биологический отец, проживающий в одном домохозяйстве с ребенком; биологический отец, не проживающий в одном домохозяйстве с ребенком; неродной отец. При контроле индивидуальных фиксированных эффектов было обнаружено, что заработные платы женатых биологических отцов выше на 4%, чем женатых мужчин без детей. Однако на заработные платы неженатых биологических отцов и отчимов наличие детей не оказывает значимого влияния. Эти результаты подтверждают как важность разделения родных и неродных детей, так и важность учета семейного статуса отцов.

Объяснение «премии» за отцовство через положительную дискриминацию со стороны работодателей на практике обычно рассматривается отдельно от других механизмов самостоятельного влияния, так как это требует наличия подробных данных о характеристиках работодателей. Среди работ, указывающих на то, что положительная дискриминация отцов существует, следует отметить работу [Correll, Benard, Paik, 2007], изучающую наличие дискриминации при приеме на работу с помощью эксперимента с рассылкой вымышленных резюме. Все резюме были одинаковы и отличались только полом и строчкой о членстве в родительской ассоциации, что давало сигнал работодателю о наличии у претендента ребенка. Как оказалось, наибольшее число откликов от работодателей получили резюме от отцов (на втором месте - бездетные женщины, на третьем - бездетные мужчины), тогда как наименьшее число откликов получили резюме от матерей.

Исследования по России. Взаимосвязь между семейными характеристиками индивидов и их положением на рынке труда изучалась в целом ряде исследований по России. Большинство работ рассматривали эту взаимосвязь для женщин. Большое описательное исследование положения женщин с детьми на рынке труда было проведено в работе [Ка-рабчук и др., 2012] на данных РМЭЗ НИУ ВШЭ за 2000-2009 гг. Оно показало, что уровень занятости женщин с маленькими детьми (до 3-х лет) существенно ниже уровня занятости женщин с детьми других возрастов и женщин без детей, однако в целом занятость женщин с детьми оказывается вполне сопоставимой с занятостью женщин без детей. При этом для женщин с маленькими детьми более характерна неполная занятость с меньшим количеством рабочих часов, чем для других групп женщин. Кроме того, женщины с маленькими детьми получают в среднем меньше и меньше удовлетворены своей работой, чем все другие категории женщин.

Левин и Ощепков (2013), используя данные РМЭЗ НИУ ВШЭ за 2000-2009 гг., показали, что наличие маленьких детей сокращает вероятность занятости женщины почти

на 50%, тогда как наличие детей в возрасте 3-6 лет - лишь примерно на 5%, причем использование яслей или детского сада помогает существенно снизить эти негативные эффекты. Рощин и Горелкина (2004) рассматривали влияние различных факторов, в том числе демографических, на предложение труда мужчин и женщин. Авторы показали, что материнство сокращает предложение труда, но для мужчин такого эффекта обнаружено не было.

По оценкам Ниворожкина и Арженовского (2007) на данных НОБУС за 2003 г., «штраф» за материнство в России составляет примерно 8%, что согласуется с оценками Арженовского и Артамоновой (2007), полученными на данных РМЭЗ НИУ ВШЭ за 20032005 гг. Бирюкова и Макаренцева (2017) на данных того же обследования за 2014 г. получают среднюю оценку «штрафа» величиной 4% с учетом возможного (само)отбора женщин в категорию матерей.

В работе [Ощепков, 2006] при анализе гендерного разрыва в оплате труда на данных НОБУС за 2003 г. отмечалось наличие небольшого отрицательного эффекта на заработные платы женщин от детей дошкольного возраста, но его отсутствие - от детей старших возрастов. Для мужчин эффект детей был незначим, но эффект брака значим и положителен. Кроме того, было показано, что гендерный разрыв в оплате труда был максимален в фертильных возрастах, что указывает на важность эффектов со стороны детей при формировании этого разрыва.

Гораздо меньше работ фокусировались на мужчинах. Аистов (2013), оценивая модели с фиксированными эффектами на панельных данных РМЭЗ НИУ ВШЭ за 1994-2011 гг., показал, что мужчины, состоящие в браке (как официальном, так и гражданском), имеют более высокие заработные платы, чем неженатые мужчины. При этом было показано, что примерно половина наблюдаемой разницы существует за счет (само)отбора, а другая половина отражает самостоятельное воздействие брака, т.е. «премию» за брак. Кроме того, было показано, что рост заработной платы у мужчин начинается за несколько лет до начала совместного проживания с партнершей. Авторы работы [Ashwin, Isupova, 2014], в свою очередь, провели интересное качественное исследование механизмов, формирующих «премию» за брак, на основе нескольких глубинных интервью с одними и теми же мужчинами в период с 1999 по 2010 гг. Интервью позволили выделить четыре механизма: предварительное планирование брака (аналог эффекта самоотбора), автономная мотивация мужчины, мотивация и мониторинг (вредных привычек, прежде всего, употребления алкоголя) со стороны жены.

Нам известна лишь одна опубликованная работа, напрямую ставящая вопрос о наличии «премии» за отцовство в России. Абазиева (2010), используя две волны панельного обследования РиДМиЖ за 2004 и 2007 гг., показала с помощью метода разности разностей, что за рассматриваемый период рост заработков мужей, в семьях, в которых в 2007 г. появился ребенок, был значимо выше, чем в семьях, в которых он не появился. Автор интерпретировала этот результат как свидетельство «премии» за отцовство, однако, учитывая ряд неразрешенных методологических проблем (включая самоотбор), к такой интерпретации следует относиться с большой осторожностью.

3. Методология и данные 3.1. Модели и методы оценивания

Базовая методология. В качестве основной эконометрической модели в данной работе используется уравнение заработной платы минцеровского типа [Mincer, 1974], которое имеет следующий общий вид:

(1) ln(wage)

it =ао + PFatherií + YiXit +y 2 Zit+a+St+Ut,

где ln(wage) - натуральный логарифм месячной реальной заработной платы; Father -переменная, отражающая наличие у мужчины детей (см. ниже); Xit - контрольные экзогенные переменные (семейный статус, возраст и возраст в квадрате, уровень образования, тип населенного пункта и региональные дамми); Zit - переменные-медиаторы, используемые для определения механизма самостоятельного влияния детей (часы работы и длительность специального стажа); ai - индивидуальные ненаблюдаемые характеристики мужчин; 8t - годовые временные эффекты; Uit - ошибка.

Оценивание данного уравнения осуществляется в несколько этапов. На первом этапе уравнение оценивается простым МНК (с оцениванием стандартных ошибок коэффициентов методом, робастным к гетероскедастичности и кластерной корреляции) и включает в себя только «детскую» переменную, а также ряд экзогенных переменных - тип населенного пункта (город/село), региональные и годовые дамми. На втором этапе в уравнение включаются контрольные экзогенные переменные - семейный статус, возраст (и его квадрат) и уровень образования. На третьем этапе с помощью трансформации данных within (модель с фиксированными эффектами) учитываются также ненаблюдаемые (и фиксированные во времени) индивидуальные характеристики мужчин (ai).

Следуя многим международным исследованиям, мы предполагаем, что контроль всех этих переменных, а также ненаблюдаемых фиксированных эффектов, позволяет учесть влияние (само)отбора на оценки коэффициентов при «детских» переменных.

Отметим, что описанные спецификации могут показаться неполными, так как они не учитывают многие другие параметры занятости, характеризующие различия между отцами и не отцами и, следовательно, (само)отбор в отцовство, - например, часы работы, длительность специального стажа, сектор, профессию или отрасль занятости. Однако в литературе считается, что включение таких переменных, наоборот, «зашумляет» оценку общего эффекта отцовства на заработные платы, так как эти переменные могут являться следствием рождения ребенка (например: [Lundberg, Rose, 2002; Mari, 2009]).

Если после учета (само)отбора оценки в оказываются незначимыми, то мы считаем, что разница в заработках между отцами и не отцами полностью вызывается эффектом (само)отбора, и, следовательно, гипотеза воздействия отвергается, а «премия» за отцовство отсутствует. Если оценки в сокращаются, но остаются значимыми, мы будем считать, что верны как гипотеза (само)отбора, так и гипотеза воздействия. Если же оценки в практически не меняются, то мы будем считать, что гипотеза (само)отбора не «ра-

ботает», а наблюдаемая разница полностью вызывается самостоятельным влиянием детей, т.е. отражает «премию» за отцовство.

На четвертом этапе, если после контроля (само)отбора значимая разница между отцами и не отцами сохраняется, то в уравнение последовательно включаются переменные-медиаторы (Z), что помогает тестировать различные механизмы, которые могут действовать в рамках гипотезы воздействия и объяснять наличие «премии».

Наконец, следует отметить, что при оценивании всех моделей мы изначально ограничиваем выборку мужчин возрастом от 25 до 59 лет2. Во-первых, таким образом из выборки практически полностью исключаются индивиды, имеющие право на получение пенсии, и учащиеся, связь между наличием детей и заработной платой у которых может иметь специфические объяснения. Во-вторых, такая выборка почти гарантированно не будет страдать от смещения, вызванного (само)отбором индивидом в экономическую активность, так как уровень экономической активности у мужчин в этих возрастах традиционно максимально высок. В-третьих, большинство индивидов в этих возрастах уже закончили получение формального образования, и потому переменная образования в уравнении с большей вероятностью будет являться заданной до момента появления первого ребенка.

Учет проблемы обратного влияния. Вполне вероятно, что решение завести ребенка принимается в семьях с учетом не только уровня, но и динамики заработков мужчины, и если это так, то рост его заработной платы может служить триггером этого решения. В результате в уравнении (1) может иметь место проблема обратного влияния, когда рост заработной платы приводит к появлению ребенка. Хотя модель с фиксированными эффектами позволяет учесть возможный (само)отбор в отцовство по уровню заработной платы, она неспособна учесть возможный (само)отбор по изменению заработной платы и, следовательно, неспособна учесть эту проблему. Если обратное влияние действительно существует, то оно смещает оценку коэффициента ß , отражающего влияние ребенка на заработные платы мужчин. Учитывая, что соответствующее смещение, скорее всего, направлено вверх, получаемый коэффициент влияния оказывается переоцененным, что не позволяет однозначно утверждать, что самостоятельное влияние детей на заработки действительно существует.

Для анализа и учета данной проблемы в нашей работе мы включаем в уравнение переменную «будущий отец»:

(2) ln(wageX, = а0 + ßk Father,+k + ßFather, + j1Xrt + у 2 Zit + а +5, + и,,

где Fatherit+k отражает факт наступления отцовства через k периодов после момента опроса, а все остальные обозначения такие же, как и в уравнении (1). Значимый положительный коэффициент при этой переменной будет указывать на то, что заработные платы отцов превышают заработные платы не отцов еще до наступления отцовства. При контроле индивидуальных фиксированных эффектов это будет свидетельствовать о том, что еще до появления ребенка заработные платы у отцов растут сильнее, чем у не отцов, что, в свою очередь, будет указывать на наличие проблемы обратного влияния в уравнении (1).

2 Другое ограничение на выборку, которое будет объяснено ниже, - это рассмотрение только мужчин, состоящих в гражданском или зарегистрированном браке.

Наоборот, незначимый коэффициент при переменной «будущий отец» будет указывать на отсутствие данной проблемы3.

На практике возникает вопрос с выбором величины параметра к: за сколько периодов до появления ребенка следует анализировать заработные платы будущих отцов и сравнивать их с заработными платами не отцов? При использовании данных РМЭЗ НИУ ВШЭ этот вопрос осложняется тем, что месяц рождения ребенка неизвестен: данные вопросника о семейных связях (см. описание далее) позволяют установить возраст ребенка только в виде целого числа лет. Это означает, что дети, возраст которых на момент опроса составляет ноль целых лет, могли родиться как в месяц опроса, так и 11 месяцев назад. В свою очередь, это означает, что решение завести ребенка могло быть принято как в период между моментами предыдущего р - 1) и текущего опросов, так и еще до момента предыдущего опроса. В последнем случае очевидно, что любое изменение заработной платы между опросами в моменты времени t - 1 и t не может вызывать решение завести ребенка, так как это изменение происходит после зачатия. Таким образом, факт наличия детей в возрасте 3-х месяцев и более на момент текущего опроса никак не может находиться под влиянием прироста заработной платы с момента предыдущего опроса. Если предположить, что вероятность рождения ребенка в любом из 12 календарных месяцев одинакова, то получается, что с вероятностью 75% решение завести ребенка, возраст которого на момент текущего опроса составляет меньше 1 года, было принято раньше, чем имело место изменение заработной платы с момента предыдущего опроса. Таким образом, проблема обратного влияния вряд ли существует со стороны прироста заработной платы с момента предыдущего опроса. Однако, если далее следовать данной логике, решение завести ребенка вполне (с вероятностью 75%) могло быть реакцией на прирост заработной платы между опросами в моменты времени ^ - 2) и р - 1). Наконец, решение завести ребенка точно могло быть реакцией на прирост заработной платы между моментами времени р - 3) и р - 2), а также между любыми другими еще более отдаленными моментами времени в прошлом.

При выборе «глубины» лага следует понимать, что чем дальше в прошлое мы заглядываем, тем слабее соответствующие прошлые изменения заработной платы будут

3 Обобщением данного подхода является предположение о том, что отцы и не отцы, в принципе, имеют разную динамику заработных плат. На практике это предположение проверяется с помощью учета в модели гетерогенности в трендах заработной платы (см.: [Bruederl, Ludwig, 2018; Ludwig, Bruederl, 2015; Morgan, Winship, 2007]). Гетерогенность может вводиться как на уровне групп - в данном случае между отцами и не отцами (fixed effects group slope, FEGS model), так и на уровне отдельных индивидов (fixed effects individual slope, FEIS model). Несмотря на то, что этот поход к учету проблемы обратного влияния является более общим и применяется в ряде работ при оценивании «премии» за брак и отцовство (например: [Bruederl, Ludwig, 2018; Mary, 2019]), у него есть серьезный недостаток. Он может приводить к избыточному контролю гетерогенности, так как контролируется (т.е. исключается из оценивания эффекта) динамика заработной платы не только до момента рождения ребенка, но и после, однако динамика после может содержать в себе эффект воздействия ребенка на заработки, который и требуется оценить (подробнее см.: [Meer, West, 2015]). Оценивание соответствующих моделей в нашем случае показало, что тренд заработной платы отцов значимо не отличается от тренда заработной платы не отцов, что говорит о том, что на данных РМЭЗ НИУ ВШЭ предположение о гетерогенности трендов не выполняется, и потому данный подход явно является избыточным в нашем случае.

связаны с текущим уровнем заработной платы индивидов. В этом случае, даже если прирост заработной платы, имевший место несколько периодов назад, будет положительно влиять на появление ребенка в текущем периоде, это влияние не будет исключать возможность самостоятельного влияния детей на заработную плату, происходящего в текущем периоде. Кроме того, чем более глубокий лаг рассматривается, тем сильнее истощается выборка. Эти соображения заставляют нас ограничиться рассмотрением периода до трех лет (параметр к < 3) до момента появления ребенка.

3.2. Данные и измерение основных переменных

Для оценивания описанных моделей используются данные Российского мониторинга экономического положения и здоровья населения НИУ ВШЭ за 2000-2018 гг.4 Для измерения зависимой переменной - заработной платы - использовались ответы на следующий вопрос: «Сколько денег в течение последних 30 дней вы получили по основному месту работы после вычета налогов и отчислений? Если все или часть денег вы получили в иностранной валюте, переведите, пожалуйста, в рубли и назовите общую сумму». Для снижения влияния на результаты возможных ошибок и выбросов были «срезаны» верхние и нижние 0,5% распределения заработных плат отдельно для каждой волны РМЭЗ НИУ ВШЭ.

Переменная, отражающая наличие у мужчины детей (Father), измерялась несколькими альтернативными способами. Во-первых, с помощью дамми-переменной, отражающей факт наличия ребенка любого возраста (1 - есть хотя бы один ребенок; 0 - нет). Во-вторых, с помощью категориальной переменной, отражающей наличие детей разных возрастов. Мы выделяем детей в возрасте от 0 до 3-х лет (часто при наличии детей в этом возрасте супруга находится в декретном отпуске и отпуске по уходу за ребенком), от 3-х до 7 лет (в это время семьи часто используют внешние способы ухода за детьми, такие как няни и детские сады), от 7 до 17 лет (школьный возраст), а также детей 18 лет и старше. В-третьих, возрастная разбивка проводилась с учетом количества детей разных возрастных групп. Наконец, в-четвертых, дети разделялись на родных и неродных, и затем в рамках такого разделения учитывались возраст и число детей.

Все «детские» переменные строились на данных о внутрисемейных связях из семейного вопросника РМЭЗ НИУ ВШЭ. Это означает, что в исследовании рассматриваются только отцы, проживающие в одном домохозяйстве с детьми (resident fathers). Так как можно ожидать, что механизмы, формирующие «премию» за отцовство в рамках гипотезы воздействия (специализация и идентичность с ролями отца), «работают» в большей мере среди отцов, живущих вместе со своими детьми, чем среди отцов, живущих отдельно от них, то такое ограничение может завышать оценку «премии» за отцовство. Однако это ограничение является вынужденным, так как данные индивидуального вопросника хотя и позволяют узнать наличие и количество всех детей младше 18 лет, не позволяют разделить совместное и отдельное проживание с отцом, а также учесть их возраст и биологическое родство. Отметим также, что в рамках обследования РМЭЗ НИУ ВШЭ разделение

4 «Российский мониторинг экономического положения и здоровья населения НИУ ВШЭ (RLMS-^Е)», проводимый Национальным исследовательским университетом «Высшая школа экономики» и ООО «Демоскоп» при участии Центра народонаселения Университета Северной Каролины в Чапел Хилле и Института социологии РАН. (Сайты обследования RLMS-HSE: http://www.cpc.unc.edu/ projects/rlms и http://www.hse.ru/rlmsj

детей на родных и неродных идет по юридическому статусу ребенка, и потому официально усыновленные дети относятся к родным детям и не могут быть выделены из этой группы. Эта особенность может затруднять сопоставление полученных результатов с результатами других работ.

Семейный статус мужчин измерялся по данным индивидуального вопросника. Рассматривались четыре типа семейного статуса: 1) никогда не состоял в браке, 2) состоит в гражданском браке, 3) состоит в официальном браке, 4) в браке больше не состоит (разведен, вдовец).

Информация о часах работы бралась из ответов на вопрос: «Сколько часов вы фактически отработали по основному месту работы в течение последних 30 дней?». Для снижения влияния возможных ошибок и выбросов были «срезаны» верхние и нижние 0,5% распределения часов работы.

При измерении длительности специального стажа использовалась информация о начале работы на данном рабочем месте (как в [Гимпельсон и др., 2016]).

Помимо указанных переменных все наши эконометрические модели включают возраст и его квадрат, уровень образования (ниже неполного среднего, неполное среднее, неполное среднее + ПТУ, полное среднее, полное среднее + ПТУ, среднее профессиональное, высшее), тип населенного пункта (город/село), а также региональные и годовые дамми-переменные.

4. Результаты и обсуждение 4.1. Дескриптивный анализ

Общие параметры выборки мужчин 25-59 лет РМЭЗ НИУ ВШЭ за 2010-2018 гг. представлены в табл. 2. Доля мужчин, имеющих хотя бы одного ребенка в возрасте до 18 лет, в разные годы колебалась в диапазоне от 40 до 45%. Примерно 22-28% всех мужчин имели одного ребенка, 12-14% имели двух детей и 2,5-3,5% имели трех и более. Хотя бы одного неродного ребенка имели 4,5-5% всех мужчин.

Таблица 2.

Общая характеристика выборки РМЭЗ НИУ ВШЭ за 2010-2018 гг.:

мужчины, 25-59 лет

Год Число мужчин Число отцов (хотя бы один ребенок младше 18 лет) Доля отцов, % от всех мужчин Из них: Есть хотя бы один неродной ребенок

одного ребенка двух детей 3+ детей

2010 4042 1779 44,0 27,8 13,8 2,4 4,9

2011 4247 1746 41,1 26,3 12,4 2,4 4,5

2012 4297 1768 41,2 25,3 13,2 2,7 4,6

2013 4066 1692 41,6 25,5 13,3 2,8 5,1

2014 3268 1337 40,9 24,5 13,4 3,1 5,1

2015 3211 1307 40,7 23,8 14,1 2,8 4,8

2016 3159 1277 40,4 23,1 13,9 3,4 4,5

2017 3106 1258 40,5 22,6 14,4 3,5 5,1

2018 3003 1212 40,4 22,7 14,0 3,6 5,0

На рис. 1 представлена разница в оплате труда между мужчинами с детьми и мужчинами без детей в разные годы. На протяжении всего рассматриваемого периода эта разница была положительна, меняясь в пределах 15-30% (от средней заработной платы не отцов), а в среднем за период она составляла примерно 25%.

35

I

Примечание: прямой линией отмечен средний за все годы уровень разрыва.

Рис. 1. Разрыв в оплате труда между мужчинами с детьми (до 18 лет) и мужчинами без детей, данные РМЭЗ НИУ ВШЭ, 2010-2018 гг. (% от средней заработной платы бездетных мужчин)

Такое преимущество в оплате труда отцов над не отцами является весьма весомым (для сравнения: разрыв в оплате труда между мужчинами и женщинами на той же выборке составляет примерно 40% от средней заработной платы женщин) и указывает на существование большой «премии» за отцовство. Однако очевидно, что оно может вызываться далеко не только наличием детей. Таблица 3 свидетельствует о том, что отцы отличаются от не отцов по многим социально-демографическим характеристикам.

Таблица 3.

Социально-демографические характеристики отцов и не отцов

Отцы Не отцы

Средний возраст, лет 40,4 40,9

Возрастные группы, %

25-29 лет 11,9 24,9

30-34 года 18,7 14,6

35-39 лет 19,5 10,1

40-44 года 17,3 8,3

45-49 лет 14,0 9,9

50-54 года 10,7 14,6

55-59 лет 8,5 17,7

30

25

20

15

10

5

0

Окончание табл. 3.

Отцы

Не отцы

0,2 9,2 3,8

21.5

21.6 18,0 25,7

0,7 10,4 3,9 24,1 21,1 16,7 23,0

0,2 84,4 13,7 1,8 91,1 187,8 7,4

30,0 37,3 18,0 14,6 80,6 182,0 6,7

Уровень образования, % начальное и ниже неполное среднее неполное среднее + ПТУ полное среднее полное среднее + ПТУ среднее профессиональное высшее Семейный статус, %

никогда в браке не состояли в официальном браке в гражданском браке уже не в браке (разведены, вдовцы) Доля занятых, % Часы работы в месяц, часов Длительность специального стажа, лет

Мужчины, имеющие детей, в среднем на полгода младше, чем мужчины без детей. Сравнение распределений по 5-летним возрастным группам показывает, что отцы более представлены в возрастной группе 30-49 лет, тогда как не отцы в группах 25-29 лет и 5059 лет. Такая разница в распределениях, безусловно, должна вносить вклад в различия в заработках между отцами и не отцами. Кроме того, среди отцов заметно выше доля тех, кто имеет среднее или высшее профессиональное образование, тогда как среди не отцов относительно высока доля имеющих среднее образование или ниже.

Важно отметить, что более 98% мужчин с детьми состоят в официальном или гражданском браке. Такая высокая доля связана с особенностью обследования РМЭЗ НИУ ВШЭ -как мы уже отмечали, оно позволяют рассматривать только отцов, проживающих в одном домохозяйстве с детьми и, следовательно, с матерью ребенка. Это приводит к тому, что в действительности практически невозможно отделить «премию» за отцовство от супружеской премии. В связи с этим в эконометрическом анализе мы будем рассматривать только мужчин, состоящих либо в гражданском, либо в официальном браке5.

Доля занятых среди отцов заметно выше, чем среди не отцов, что указывает на то, что отцовство мотивирует мужчин работать. С этим согласуется и положительная разни-

5 Отметим также, что для 0,2% всех мужчин с детьми (53 человека в абсолютном выражении) наблюдается явное несоответствие между их статусом отца (следовательно, проживанием в одном домохозяйстве с ребенком на момент опроса) и семейным статусом - никогда в браке не состояли. Рассмотрение только женатых мужчин исключает эти наблюдения из анализа.

ца в средних часах работы за месяц между отцами и не отцами, что частично может объяснять преимущество в оплате труда отцов. Наконец, у отцов наблюдается в среднем более длительный специальный стаж, что может объясняться их меньшей географической мобильностью [МПНте^ 2000] и также вносить некоторый вклад в их заработную плату.

Далее будут представлены результаты эконометрического анализа, который позволяет учесть все эти различия между отцами и не отцами при анализе разрыва в оплате труда между ними.

4.2. Эконометрический анализ

Базовая модель. В таблице 4 представлены результаты оценивания уравнения заработной платы, которое учитывает наличие у мужчины ребенка самым «грубым» способом - с помощью дамми-переменной, отражающей факт наличия ребенка любого возраста.

Таблица 4.

«Премия» за отцовство, базовая модель, оценки на данных РМЭЗ НИУ ВШЭ, 2010-2018 гг.

OLS FE

1 2 2 4

Есть хотя бы один ребенок любого возраста 0,168*** 0,143*** 0,068*** -0,001

(0,013) (0,014) (0,014) (0,014)

В зарегистрированном браке 0,128*** 0,119*** 0,036*

(0,014) (0,014) (0,019)

Возраст 0,051*** (0,005) 0,049*** (0,012)

Квадрат возраста -0,001*** (0,000) -0,001*** (0,000)

Уровень образования (база - полное среднее)

начальное и ниже -0,508*** (0,083) 0,125 (0,233)

неполное среднее -0,092*** (0,023) 0,045** (0,023)

неполное среднее + ПТУ -0,086*** (0,029) 0,012 (0,028)

полное среднее + ПТУ 0,007 (0,017) 0,019 (0,019)

среднее профессиональное 0,084*** (0,018) 0,049** (0,023)

высшее 0,257*** (0,018) 0,013 (0,029)

N 25669 25669 25593 25593

Примечания. Стандартные ошибки (в скобках) оцениваются методом, робастным к гетероскедастич-ности и кластерной корреляции. Во всех спецификациях контролируются: тип населенного пункта (город/село), регион проживания (уровень psu) и год опроса. *** - р < 0,01, ** - р < 0,05, * - р < 0,1.

Спецификация, которая включает в себя только детскую дамми-переменную, показывает, что мужчины с детьми получают примерно на 18% больше, чем бездетные мужчины (табл. 4, столбец 1)6. Включение в уравнение дамми-переменной для зарегистрированного брака ведет к сокращению разрыва в оплате труда между отцами и не отцами до 15% (табл. 4, столбец 2). Сама дамми-переменная оказывается значимой, указывая на то, что мужчины, состоящие в официальном зарегистрированном браке, получают примерно на 13,5% больше, чем мужчины в гражданском. С одной стороны, эта разница может быть связана с тем, что как мужчины, так и их супруги, воспринимают официальный брак как что-то большее, чем просто совместное проживание. Это приводит к тому, что все механизмы, включающиеся у мужчин при совместном проживании с женщиной (например, самомотивация или мотивация со стороны жены, см. [Ashwin, Isupova, 2014]), в официально браке могут быть выражены сильнее, чем в гражданском, что и объясняет «премию» за официальный брак. С другой стороны, дело может быть опять же в (само)-отборе: положительный (само)отбор мужчин в официальный брак должен быть выражен сильнее, чем в гражданский.

Последующий контроль возраста и образования ведет к резкому падению оценки коэффициента при детской переменной (табл. 4, столбец 3). Это согласуется с одним из выводов дескриптивного анализа о том, что отцы и не отцы сильно различаются по своим социально-демографическим характеристикам. Отметим, что связь заработной платы с возрастом и образованием согласуется с теоретическими представлениями (прежде всего, теории человеческого капитала) и результатами предшествующих работ. С возрастом заработная плата меняется нелинейно: сначала она растет, а затем, начиная с некоторого момента, сокращается. Максимальную выгоду от образования имеют мужчины с высшим образованием: они получают почти на 30% больше, чем работники со средним общим образованием.

Далее, после контроля ненаблюдаемых фиксированных индивидуальных характеристик коэффициент при детской переменной становится незначимым (табл. 4, столбец 4). Такой результат свидетельствует о том, что наблюдаемая разница в заработках между отцами и не отцами полностью объясняется положительным (само)отбором мужчин в отцовство. Отметим, что после контроля индивидуальных фиксированных эффектов заметно сокращается и оценка коэффициента при зарегистрированном браке. Это указывает на то, что в зарегистрированный брак также происходит положительный (само)от-бор, что в общем согласуется с выводами предшествующих исследований по России [Аистов, 2013].

Возраст и количество детей. В таблице 5 представлены результаты оценивания

" 7

модели, которая позволяет различать детей разного возраста7.

Согласно базовой спецификации, наличие детей любой возрастной группы, за исключением совершеннолетних детей, дает мужчинам преимущество в оплате труда (табл. 5, столбец 1). Отсутствие «премии» за несовершеннолетних детей полностью согласуется

6 При интерпретации результатов коэффициенты регрессий пересчитывались по известной формуле (ехр(Ь)-1)100%, где Ь - оценка коэффициента.

7 Здесь и далее в целях экономии места мы не приводим оценки коэффициентов при возрасте и образовании, так как они практически не меняются при использовании разных «детских» переменных и не находятся в фокусе данного исследования.

со всеми механизмами, которые могут «работать» в рамках гипотезы воздействия: к моменту достижения ребенком совершеннолетия либо полностью исчезает эффект специализации труда (супруга с большой вероятностью полноценно работает), либо ослабляется идентичность мужчины с ролью отца-кормильца (ребенок начинает иметь собственные источники дохода), либо работодатели не испытывают патерналистского отношения к отцам взрослых детей.

Таблица 5.

«Премия» за отцовство, модель с учетом возраста детей, оценки на данных РМЭЗ НИУ ВШЭ, 2010-2018 гг.

OLS FE

1 2 3 4 5 6 7

Ребенок 0-2 лет 0 ид*** (0,012) 0,105*** (0,012) 0,044*** (0,012) 0,029*** (0,011) 0,024** (0,012) 0,030*** (0,011) 0,025** (0,012)

Ребенок 3-6 лет 0,115*** (0,012) 0,102*** (0,012) 0,035*** (0,012) 0,014 (0,011) 0,012 (0,012) 0,013 (0,011) 0,010 (0,012)

Ребенок 7-17 лет 0 141*** (0,012) 0,132*** (0,012) 0,074*** (0,013) -0,000 (0,012) 0,001 (0,013) -0,002 (0,013) -0,001 (0,013)

Ребенок 18+ лет -0,007 (0,014) -0,023 (0,014) 0,038*** (0,015) -0,013 (0,012) -0,019 (0,012) -0,010 (0,012) -0,017 (0,012)

В зарегистрированном браке 0,138*** (0,014) 0,120*** (0,014) 0,031* (0,019) 0,034* (0,020) 0,029 (0,019) 0,028 (0,020)

Часы работы (лог) 0,182*** (0,017) 0,181*** (0,017)

Специальный стаж 0,003 (0,002) 0,003 (0,002)

Квадрат специального стажа -0,000 (0,000) -0,000 (0,000)

N 25669 25669 25593 25593 25593 25102 22021

Примечания. Стандартные ошибки (в скобках) оцениваются методом, робастным к гетероскедастич-ности и кластерной корреляции. Во всех спецификациях контролируются: тип населенного пункта (город/село), регион проживания и год опроса. *** - р < 0,01, ** - р < 0,05, * - р < 0,1.

После контроля наличия зарегистрированного брака результаты практически не меняются (табл. 5, столбец 2). При этом, как и при оценивании предыдущей модели, оказывается, что мужчины, состоящие в зарегистрированном браке, получают в среднем больше, чем мужчины в гражданском. Последующий контроль возраста и образования заметно сокращает коэффициенты при всех детских переменных и также несколько сокращает коэффициент при браке (табл. 5, столбец 3). Далее, контроль индивидуальных фиксированных эффектов приводит к тому, что величины всех коэффициентов резко сокращаются и теряют свою значимость, однако одна детская переменная - отражающая нали-

чие у мужчины ребенка в возрасте до 3-х лет - значимость все же сохраняет (табл. 5, столбец 4). Получается, что мужчины, имеющие хотя бы одного ребенка в этом возрасте, получают на 3% больше, чем бездетные мужчины. В рамках применяемой методологии эта величина представляет собой оценку «премии» за отцовство.

Наличие «премии» за детей до 3-х лет вполне согласуется с теоретическими ожиданиями: именно в этом возрасте наиболее явно выражена специализация труда внутри домохозяйства и при этом наиболее сильно должна проявляться идентичность мужчины с ролью отца-кормильца. С помощью следующих спецификаций (табл. 5, столбцы 5-7) мы тестируем некоторые возможные механизмы, стоящие за этой «премией». Включение часов работы приводит к некоторому сокращению «премии» (табл. 5, столбец 5), что указывает на то, что в ее формировании действительно участвует механизм специализации - мужчины с детьми имеют возможность больше работать на внешнем рынке труда, -но данный механизм может объяснить не более 20% наблюдаемой «премии». Учет длительности специального стажа практически не меняет оценку «премии» (табл. 5, столбец 6), потому объяснение «премии» через большую или меньшую трудовую мобильность отцов [МПНте^ 2000] вряд ли работает. Включение обеих этих характеристик - часы работы и специальный стаж - не меняет полученных выводов (табл. 5, столбец 7).

Далее мы оценили модель, которая позволяет различать не только возраст, но и количество детей. Результаты представлены в табл. 6.

Таблица 6.

«Премия» за отцовство, модель с учетом возраста и количества детей, оценки на данных РМЭЗ НИУ ВШЭ, 2010-2018 гг.

OLS FE

1 2 3 4 5 6 7

Ребенок 0-2 лет 1

0,119*

0,105*

0,044*

0,026*

0,021*

0,026*

0,022*

(0,012) (0,012) (0,012) (0,012) (0,013) (0,012) (0,013)

2+

0,108* 0,095 0,072 0,043 0,019 0,030 0,011 (0,065) (0,064) (0,059) (0,047) (0,051) (0,052) (0,058)

Ребенок 3-6 лет 1

0,115*

0,102*

0,034*

(0,012) (0,012) (0,012)

0,007 (0,012)

0,005 (0,013)

0,005 (0,013)

0,003 (0,013)

2+

0,122*

0,108*

0,057*

(0,033) (0,033) (0,032)

0,016 (0,028)

0,007 (0,029)

0,012 (0,028)

0,004 (0,029)

Ребенок 7-17 лет 1

2+

0,137*

0,155*

0,128*

0,143*

0,073*

(0,012) (0,012) (0,012)

0,078*

(0,022) (0,022) (0,022)

-0,003 (0,013)

-0,030 (0,023)

-0,001 (0,013)

-0,026 (0,024)

-0,005 (0,013)

-0,035 (0,023)

-0,003 (0,013)

-0,032 (0,024)

Окончание табл. 6.

OLS FE

1 2 3 4 5 6 7

Ребенок 18+ лет

1 -0,001 (0,015) -0,015 (0,015) 0,039*** (0,015) -0,019 (0,012) -0,026** (0,013) -0,018 (0,012) -0,024* (0,013)

2+ -0,025 (0,028) -0,048* (0,028) 0,035 (0,027) -0,011 (0,023) -0,011 (0,024) -0,007 (0,023) -0,007 (0,024)

В зарегистрированном браке 0,138*** (0,014) 0,119*** (0,014) 0,031* (0,019) 0,033* (0,020) 0,029 (0,019) 0,028 (0,020)

Часы работы (лог) 0,182*** (0,017) 0,181*** (0,017)

Специальный стаж 0,003 (0,002) 0,003 (0,002)

Квадрат специального стажа -0,000 (0,000) -0,000 (0,000)

N 25669 25669 25593 25593 22402 25102 22021

Примечания. Стандартные ошибки (в скобках) оцениваются методом, робастным к гетероскеда-стичности и кластерной корреляции. Во всех спецификациях контролируются: тип населенного пункта (город/село), регион проживания и год опроса. *** - р < 0,01, ** - р < 0,05, * - р < 0,1.

Базовая спецификация показывает, что преимущество в оплате труда в размере 10-15% есть у отцов детей любого возраста и имеющих как одного, так и двух и более детей (табл. 6, столбец 1). Как и при оценивании предыдущих моделей, контроль брака, возраста и уровня образования заметно сокращает оценки коэффициентов при всех детских переменных (табл. 6, столбцы 2 и 3). После учета индивидуальных фиксированных эффектов остается значимым лишь коэффициент при переменной, отражающей наличие одного ребенка в возрасте до 3-х лет (табл. 6, столбец 4). Этот коэффициент и отражает оценку «премии» за отцовство, которая в данной модели составляет 2,6%, что весьма близко к оценке, полученной в модели, не учитывающей количество детей. Следующие спецификации (табл. 6, столбцы 5, 6 и 7) подтверждают, что эта «премия» частично может быть объяснена через механизм специализации труда внутри домохозяйства.

Родные и неродные дети. В таблице 7 приведены результаты оценивания модели, разделяющей детей на родных и неродных по отношению к мужчине.

Результаты оценивания базовой спецификации показывают, что с заработной платой связано только наличие родного ребенка (табл. 7, столбец 1). Это согласуется как с тем, что мотивационный эффект от родных детей должен быть выше, так и с тем, что в неродное отцовство, в отличие от родного, может происходить отрицательный (само)от-бор. Контроль брака, возраста и образования сокращает коэффициент при родном ребенке более чем в два раза (табл. 7, столбцы 2 и 3), а после контроля индивидуальных фиксированных эффектов коэффициент перестает быть значимым (табл. 7, столбец 4). Это го-

ворит о том, что наблюдаемое у биологических отцов преимущество в оплате труда вызвано положительным (само)отбором.

Таблица 7.

«Премия» за отцовство у биологических и приемных отцов, оценки на данных РМЭЗ НИУ ВШЭ, 2010-2018 гг.

OLS FE

1 2 3 4

Есть хотя бы один родной ребенок любого возраста 0,173*** (0,013) 0,145*** (0,013) 0,069*** (0,013) 0,006 (0,014)

Есть хотя бы один неродной ребенок любого возраста -0,007 (0,017) 0,016 (0,017) 0,003 (0,017) -0,032* (0,019)

В зарегистрированном браке 0,106*** (0,015) 0,107*** (0,014) 0,034* (0,019)

N 25669 25669 25593 25593

Примечания. Стандартные ошибки (в скобках) оцениваются методом, робастным к гетероскеда-стичности и кластерной корреляции. Во всех спецификациях контролируются: тип населенного пункта (город/село), регион проживания и год опроса. *** - р < 0,01, ** - р < 0,05, * - р < 0,1.

В таблице 8 приведены результаты оценивания модели, разделяющей детей на родных и неродных и учитывающей возраст и количество детей.

Таблица 8.

«Премия» за отцовство у биологических и приемных отцов с учетом возраста и количества детей, оценки на данных РМЭЗ НИУ ВШЭ, 2010-2018 гг.

OLS FE

1 2 3 4 5 6 7

Родные дети

Ребенок 0-2 лет

1 0,129*** (0,012) 0,114*** (0,012) 0,049*** (0,012) 0,027** (0,012) 0,022* (0,013) 0,028** (0,012) 0,023* (0,013)

2+ 0,169*** (0,064) 0,146** (0,064) 0,114* (0,059) 0,042 (0,049) 0,019 (0,052) 0,028 (0,055) 0,007 (0,059)

Ребенок 3-6 лет

1 0,125*** (0,012) 0,110*** (0,012) 0,039*** (0,012) 0,009 (0,013) 0,008 (0,013) 0,007 (0,013) 0,005 (0,014)

2+ 0,144*** 0,127*** 0,074** 0,018 0,011 0,014 0,007

(0,032) (0,032) (0,031) (0,028) (0,029) (0,029) (0,030)

Окончание табл. 8.

OLS FE

1 2 3 4 5 6 7

Ребенок 7-17 лет

1 0,154*** (0,012) 0,139*** (0,013) 0,081*** (0,013) 0,000 (0,013) -0,000 (0,014) -0,002 (0,013) -0,003 (0,014)

2+ 0,195*** (0,025) 0,176*** (0,025) 0,105*** (0,025) -0,016 (0,025) -0,010 (0,026) -0,020 (0,025) -0,015 (0,026)

Ребенок 18+ лет

1 0,007 (0,016) -0,016 (0,016) 0,047*** (0,016) -0,012 (0,014) -0,016 (0,014) -0,008 (0,014) -0,013 (0,014)

2+ -0,025 (0,030) -0,053* (0,031) 0,034 (0,030) -0,019 (0,025) -0,018 (0,027) -0,016 (0,026) -0,017 (0,027)

Неродные дети

Ребенок 0-2 лет -0,154 (0,124) -0,109 (0,119) -0,116 (0,114) 0,063 (0,150) 0,079 (0,165) 0,063 (0,151) 0,088 (0,169)

Ребенок 3-6 лет -0,005 (0,041) 0,026 (0,040) -0,011 (0,040) 0,039 (0,037) 0,024 (0,042) 0,035 (0,037) 0,029 (0,042)

Ребенок 7-17 лет -0,003 (0,021) 0,019 (0,020) 0,004 (0,020) -0,036 (0,023) -0,041* (0,024) -0,041* (0,023) -0,045* (0,023)

Ребенок 18+ лет -0,037 (0,025) -0,013 (0,025) 0,023 (0,025) -0,024 (0,021) -0,025 (0,023) -0,027 (0,022) -0,026 (0,023)

В зарегистрированном браке 0,119*** (0,014) 0,105*** (0,014) 0,033* (0,019) 0,036* (0,020) 0,031* (0,019) 0,031 (0,020)

Часы работы (лог) 0,182*** (0,017) 0,181*** (0,017)

Специальный стаж 0,003 (0,002) 0,003 (0,002)

Квадрат специального стажа -0,000 (0,000) -0,000 (0,000)

N 25669 25669 25593 25593 22402 25102 22021

Примечания. Стандартные ошибки (в скобках) оцениваются методом, робастным к гетероскедастичности и кластерной корреляции. Во всех спецификациях контролируются: тип населенного пункта (город/село), регион проживания и год опроса. *** - р < 0,01, ** - р < 0,05, * - р < 0,1.

Полученные результаты подтверждают вывод о том, что преимущество в оплате труда имеют исключительно отцы, у которых есть родные дети. После учета всех контрольных переменных и ненаблюдаемых индивидуальных фиксированных эффектов значимый положительный коэффициент остается только при переменной, отражающей наличие одного родного ребенка в возрасте до 3-х лет (табл. 8, столбец 4). Его величина соответствует «премии» за отцовство в размере 2,7%. Оценивание последующих спецификаций опять же показывает, что эта «премия» частично вызывается механизмом специализации.

Есть ли обратное влияние? До сих пор во всех оцененных выше моделях не учитывалась возможность обратного влияния: рост заработной платы мужчины может мотивировать семью завести ребенка. Как было отмечено выше, модель с фиксированными эффектами не позволяет учитывать эту проблему, и потому мы проводим дополнительный анализ, принципы которого были изложены в методологической части.

Результаты оценивания модели, учитывающей возраст детей и дополнительно включающей переменную «будущий отец», представлены в табл. 98.

Таблица 9.

«Премия» за отцовство у будущих отцов, оценки на данных РМЭЗ НИУ ВШЭ, 2010-2018 гг.

FE

1 2 3 4

Ребенок 0-2 лет 0,030*** 0,030*** 0,030*** 0,028**

(0,011) (0,011) (0,011) (0,012)

Ребенок 3-6 лет 0,016 0,017 0,017 0,015

(0,012) (0,012) (0,012) (0,012)

Ребенок 7-17 лет 0,002 0,006 0,005 0,004

(0,013) (0,013) (0,013) (0,013)

Ребенок 18+ лет -0,008 -0,003 -0,002 -0,004

(0,013) (0,013) (0,013) (0,014)

В зарегистрированном браке 0,034* (0,020) 0,036* (0,021) 0,037* (0,021) 0,034 (0,021)

Будущий отец (через 1 год) -0,010 (0,019) -0,016 (0,021)

Будущий отец (через 2 года) -0,026 (0,030) -0,033 (0,031)

Будущий отец (через 3 года) 0,007 (0,031) -0,004 (0,033)

N 23955 22920 22212 22184

Примечание: стандартные ошибки (в скобках) оцениваются методом, робастным к гетероскеда-стичности и кластерной корреляции. Во всех спецификациях контролируются тип населенного пункта (город\село), регион проживания и год опроса. *** р < 0,01, ** р < 0,05, * р < 0,1.

8 Результаты оценивания других моделей приводят к качественно похожим выводам, поэтому мы их не представляем в тексте в целях экономии места.

Результаты показывают, что будущие отцы не имеют никакой «премии» в сравнении с не отцами, независимо от того, в какой период до появления ребенка происходит сравнение. Это указывает на отсутствие проблемы обратного влияния в наших основных моделях. При этом во всех спецификациях положительная «премия» за наличие ребенка до 3-х лет остается значимой, что дополнительно указывает на устойчивость данного результата. Интересно отметить также, что при учете всех трех переменных будущего отцовства коэффициент при зарегистрированном браке перестает быть значимым. Это может указывать на то, что «премия» за брак вызвана «подготовкой» мужчины к отцовству, а сам брак на самом деле не оказывает самостоятельного воздействия на мужчину. (Более обстоятельное исследование данной гипотезы выходит за рамки нашей работы.)

5. Заключение

В данном исследовании проанализирован разрыв в оплате труда между мужчинами с детьми и бездетными мужчинами на российском рынке труда с использованием панельных микроданных РМЭЗ НИУ ВШЭ за 2000-2018 гг. Мы показываем, что этот разрыв весьма большой и составляет примерно 25% от заработной платы мужчин без детей, что указывает на наличие высокой «премии» за отцовство.

Выполненный анализ демонстрирует, что отцы и не отцы изначально значительно отличаются друг от друга по ряду социально-демографических характеристик, что и формирует разрыв в оплате труда между ними. Полученные оценки показывают, что после контроля различий между отцами и не отцами в семейном статусе, возрасте и уровне образования наблюдаемый разрыв сокращается более чем в 2 раза, и далее после контроля различий в индивидуальных ненаблюдаемых фиксированных характеристиках разрыв полностью исчезает. Таким образом, наблюдаемый разрыв объясняется гипотезой (са-мо)отбора - изначально более производительные мужчины с большей вероятностью или раньше становятся отцами, а «премии» за отцовство как таковой не существует.

Однако оценивание моделей, учитывающих возраст и количество детей, а также факт биологического родства с мужчиной позволяет все же выявить категорию отцов, получающих положительную «премию» даже при контроле индивидуальных фиксированных эффектов, - это отцы, имеющие одного родного ребенка в возрасте до 3-х лет. Величина этой «премии» небольшая - она составляет примерно 2,5-3% от средней заработной платы мужчин без детей. Можно ожидать, что именно у такой категории отцов наиболее сильно выражена специализация труда внутри домохозяйства и, при этом, мотивация зарабатывать вследствие ярко выраженной идентичности с ролью отца-кормильца. Кроме того, скорее всего, именно эта категория отцов испытывает в большей степени положительную дискриминацию или патернализм со стороны работодателей. При этом мы показываем, что данная «премия» вряд ли вызвана возможным обратным влиянием заработных плат на решение завести ребенка.

К сожалению, вследствие ограниченности данных мы изначально были не в состоянии протестировать все возможные механизмы, формирующие полученную относительно небольшую, но статистически значимую «премию». Мы можем лишь отметить, что часть «премии» может действительно объясняться через механизм специализации, но вряд ли она связана с меньшей (или большей) трудовой мобильностью данной категории мужчин. Более тщательный анализ источников выявленной «премии» может стать хорошей темой для будущего исследования.

* * *

СПИСОК ЛИТЕРА ТУРЫ

Абазиева К.Г. Получают ли российские мужчины «премию за отцовство»: панельное исследование // Финансы и бизнес. 2010. Т. 6. № 3. С. 52-59.

Аистов А. Супружеская премия // Прикладная эконометрика. 2013. Т. 31. № 3. С. 99-114.

Арженовский С., Артамонова Д. Оценка потерь в зарплате женщин с детьми // Прикладная эконометрика. 2007. № 3(7). С. 66-79.

Бирюкова С, Макаренцева А. Оценки «штрафа за материнство» в России // Население и экономика. 2017. № 1(1). С. 50-70.

Гимпельсон В., Капелюшников Р., Ощепков А. Премия за специальный стаж в России: возвращение к теме // Экономический журнал ВШЭ. 2016. Т. 20. № 4. С. 553-587.

Карабчук Т.С., Нагерняк (Малкова) М.А., Сухова А.С., Колотова Е.В., Панкратова М.Л., Панкратова В.Л. Женщины на российском рынке труда после рождения ребенка // Вестник РМЭЗ НИУ ВШЭ. 2012. Вып. 2. С. 66-94.

Левин М., Ощепков А. Оценка влияния дошкольных образовательных учреждений на занятость российских матерей // Финансы и бизнес. 2013. Т. 9. № 3. С. 89-106.

Ниворожкина Л.И., Арженовский С.В. Материнство и заработная плата: почему женщины с детьми зарабатывают меньше? // Социальная политика: реалии XXI века. М.: НИСП, 2007. Вып. 3. С. 72-127.

Ощепков А. Гендерные различия в оплате труда в России // Экономический журнал ВШЭ. 2006. Т. 10. № 4. С. 590-619.

Рощин С.Ю. Горелкина ОА. Гендерные различия в заработной плате: микроэкономический анализ факторов и тенденций // Гендерное неравенство в современной России сквозь призму статистики. М., 2004. С. 130-146.

Angelov N., Johansson P., Lindahl E. Parenthood and the Gender Gap in Pay // Journal of Labor Economics. 2016. 34(3). P. 545-579.

AngristJ., Evans W. Children and Their Parents' Labor Supply: Evidence from Exogenous Variation in Family Size // The American Economic Review. 1998. Vol. 88. № 3. P. 450-477.

Aswin S., Isupova O. «Behind Every Great Man...»: The Male Marriage Wage Premium Examined Qualitatively // Journal of Marriage and Family. 2014. Vol. 76. № 1. P. 37-55.

Bardasi E., Taylor M. Marriage and Wages: A Test of the Specialization Hypothesis // Economica. 2008. Vol. 75. № 299. P. 569-591.

Becker G. A Treatise on the Family. Cambridge, MA: Harvard University Press, 1981.

Becker G. Human Capital, Effort, and the Sexual Division of Labor // Journal of Labor Economics. 1985. Vol. 3. P. 33-58.

Boeckmann I., Budig M.J. Fatherhood, Intra-Household Employment Dynamics, and Men's Earnings in a Cross-National Perspective: LIS Working Paper № 592. 2013.

Bruderl J., Ludvig V. Fixed Effects Panel Regression // H. Best, C. Wolf (eds.) SAGE Handbook of Regression Analysis and Causal Inference. Ch. 15. London: SAGE Publications Ltd, 2015.

Budig M.J., England P. The Wage Penalty for Motherhood // American Sociological Review. 2001. Vol. 66(2). P. 204-225.

Bunning M., Pollmann-Schult M. Family Policies and Fathers' Working Hours: Cross-National Differences in the Paternal Labour Supply // Work, Employment and Society. 2016. 30(2). P. 256-274.

Burke P., Stets J. Identity Theory. N.Y.: Oxford University Press, 2009.

Cain G. The Economic of Analysis of Labor Market Discrimination: a Survey // Handbook of Labor Economics. 1986. Vol. 1. Ch. 13. P. 693-785.

Correll S.J., Benard S., Paik I. Getting a Job: Is There a Motherhood Penalty? // American Journal of Sociology. 2007. Vol. 112. № 5. P. 1297-1338.

Choi H.-J., Joesch M.J., Lundberg S. Work and Family: Marriage, Children, Child Gender and the Work Hours and Earnings of West German Men: IZA Discussion Paper № 1761. September 2005.

Dermott E. What's Parenthood Got to Do with it?: Men's Hours of Paid Work // The British Journal of Sociology. 2006. Vol. 57. Iss. 4. P. 619-634.

Dougherty C. The Marriage Earnings Premium as a Distributed Fixed Effect // Journal of Human Resources. 2006. 41(2). P. 433-443.

Fraker T., Moffitt R. The Effect of Food Stamps on Labor Supply: A Bivariate Selection Model // Journal of Public Economics. 1988. Vol. 35. P. 25-56.

Glauber R. Race and Gender in Families and at Work: The Fatherhood Premium // Gender & Society. 2008. Vol. 22. № 1. P. 8-30.

Glauber R. Trends in the Motherhood Wage Penalty and Fatherhood Wage Premium for Low, Middle, and High Earners // Demography. 2018. Vol. 55. Iss. 5. P. 1663-1680.

Goldberg M. Discrimination, Nepotism, and Long-Run Wage Differentials // The Quarterly Journal of Economics. 1982. Vol. 97(2). P. 307-319.

Gupta N.D., Smith N., Stratton L.S. Is Marriage Poisonous? Are Relationships Taxing? An Analysis of the Male Marital Wage Differential in Denmark // Southern Economic Journal. 2007. Vol. 74 (2). P. 412-433.

Hodges M.J., Budig M.J. Who Gets the Daddy Bonus?: Organizational Hegemonic Masculinity and the Impact of Fatherhood on Earnings // Gender and Society. 2010. Vol. 24. P. 717-745.

Hofferth S.L., Anderson K.G. Are All Dads Equal? Biology versus Marriage as a Basis for Paternal Investment // Journal of Marriage and Family. 2003. № 65(1). P. 213-232.

Kaufman G., Uhlenberg P. The Influence of Parenthood on the Work Effort of Married Men and Women // Social Forces. 2000. № 78(3). P. 931-947.

Keeley M.C. The Economics of Family Formation // Economic Inquiry. 1977. Vol. 15. № 2. P. 238-250.

Killewald A. A Reconsideration of the Fatherhood Premium: Marriage, Coresidence, Biology, and Fathers' Wages // American Sociological Review. 2013. 78(1). P. 96-116.

Korenman S., Neumark D. Does Marriage Really Make Men More Productive? // The Journal of Human Resources. 1991. Vol. 26. № 2. P. 282-307.

Korenman S., Newmark D. Marriage, Motherhood and Wages // The Journal of Human Resources. 1992. Vol. 27(2). P. 233-255.

Koslowski A.S. Working Fathers in Europe: Earning and Caring // European Sociological Review. 2011. № 27. P. 230-245.

Kunze A. Are All of the Good Men Fathers? The Effect of Having Children on Earnings: Discussion Paper № 8113. IZA, 2014.

Lokshin M. Household Childcare Choices and Women's Work Behavior in Russia // The Journal of Human Resources. 2004. Vol. 39. № 4. P. 1094-1115.

Loughran D.S., Zissimopoulos J.M. Why Wait? The Effect of Marriage and Childbearing on the Earnings of Men and Women // The Journal of Human Resources. 2009. 44(2). P. 326-349.

Mari G. Is There a Fatherhood Wage Premium? A Reassessment in Societies with Strong Male-Breadwinner Legacies // Journal of Marriage and Family. 2019. Vol. 81. P. 1033-1052.

Meer J., West J. Effects of the Minimum Wage on Employment Dynamics // The Journal of Human Resources. 2015. Vol. 51(2). P. 500-522.

Millimet D.L. The Impact of Children on Wages, Job Tenure, and the Division of Household Labor // The Economic Journal. 2000. March. P. 139-157.

Mincer J. Labor Force Participation of Married Women: A Study of Labor Supply // Aspects of Labor Economics. Princeton NY: Princeton University Press, 1962. P. 63-105.

Mincer J. Schooling, Experience and Earnings. N.Y.: Columbia University Press, 1974.

Misra J., Budig M., Boeckmann I. Work-Family Policies and the Effects of Children on Women's Employment Hours and Wages // Community, Work and Family. 2011. Vol. 14. P. 139-157.

Morgan S., Winship C. Counterfactuals and Causal Inference. NY: Cambridge University Press, 2007.

Nivorozhkina L., Nivorozhkin A. The Wage Costs of Motherhood: Which Mothers Are Better Off and Why?: IAB Discussion Paper. 26.2008.

Pal I., Waldfogel J. The Family Gap in Pay: New Evidence for 1967 to 2013 // The Russell Sage Foundation Journal of the Social Sciences. 2016. Vol. 2. № 4. P. 104-127.

Pasley K., Petren R., Fish J. Use of Identity Theory to Inform Fathering Scholarship // Journal of Family Theory & Review. 2014. № 6. P. 298-318.

PencavelJ. Labor Supply of Men: a survey // Handbook of Labor Economics. Vol. 1. / eds. O. Ashenfel-ter, R. Layard. N.Y.: Elsevier Science Pub., 1986. P. 3-101.

Petersen T., Penner A, Hogsnes G. From Motherhood Penalties to Fatherhood Premia: The New Challenge for Family Policy. Berkeley: Institute for Research on Labor and Employment, University of California, 2007. (http://repositories.cdlib.org/iir/iirwps/iirwps-154-07)

Petersen T., Penner A., Hogsnes G. The Male Marital Wage Premium: Sorting vs. Differential Pay // Industrial and Labor Relations Review. 2011. Vol. 64(2). P. 283-304.

Ponthieux S., Meurs D. Gender Inequality // A.B. Atkinson, F. Bourdignon (eds.) Handbook of Income Distribution. Vol. 2A. Elsevier: North Holland, Netherlands, 2015. P. 981-1146.

Ribar D. What Do Social Scientists Know about the Benefits of Marriage? A Review of Quantitative Methodologies: IZA Discussion Paper № 998. 2004.

Rose E., Lundberg S. Parenthood and the Earnings of Married Men and Women // Labor Economics. 2000. Vol. 7. P. 689-710.

Rose E., Lundberg S. The Effects of Sons and Daughters on Men's Labor Supply and Wages // The Review of Economics and Statistics. 2002. Vol. 84 (2). P. 251-268.

Rosenfeld R.A., Trappe H. How Do Children Matter? A Comparison of Gender Earnings Inequality for Young Adults in the Former East Germany and the Former West Germany // Journal of Marriage and the Family. 2000. Vol. 62. P. 489-507.

Sanchez L., Thompson E. Becoming Mothers and Fathers: Parenthood, Gender, and the Division of Labor // Gender & Society. 1997. Vol. 11. P. 747-772.

Schoeni R.F. Marital Status and Earnings in Developed Countries // Journal of Population Economics. 1995. Vol. 8 (4). P. 351-359.

Simonsen M., Skipper L. An Empirical Assessment of Effects of Parenthood on Wages // Advances in Econometrics / ed. by D. Millimet, J. Smith, E.J. Vytlacil. Vol. 21. Emerald, 2008. P. 359-380.

Sheldon S. Identity Salience and Role Performance: The Relevance of Symbolic Interaction Theory for Family Research // Journal of Marriage and the Family. 1968. № 30. P. 558-564.

Verbakel E. Partner's Resources and Adjusting Working Hours in the Netherlands: Differences Over Time, Between Levels of Human Capital, and Over the Family Cycle // Journal of Family Issues. 2010. Vol. 31. P. 1324-1362.

Waldfogel J. The Effect of Children on Women's Wages // American Sociological Review. 1997. Vol. 62(2). P. 209-217.

Waldfogel J. The Family Gap for Young Women in the United States and Britain: Can Maternity Leave Make a Difference? // Journal of Labor Economics. 1998. Vol. 16. P. 505-545.

Whitehouse G. Parenthood and Pay in Australia and the UK: Evidence from Workplace Surveys // Journal of Sociology. 2002. Vol. 38. P. 381-397.

The Fatherhood Wage Premium in Russia

Aleksey Oshchepkov

National Research University Higher School of Economics, 4, Building 2, Slavyanskaya Ploshchad, Moscow, 109074, Russian Federation.

E-mail: aoshchepkov@hse.ru

The position and behavior of adult individuals in the labor market is usually linked with the presence of children. Numerous studies show that mothers suffer a wage penalty relative to women without children. A less studied issue is whether men's earnings are somehow affected by children. In this paper, we analyze the relationship between wages and having children among Russian men, using RLMS-HSE panel micro-data of 2010-2018. In this period, fathers earned, on average, 25% more than non-fathers, which suggests a high wage premium for fatherhood in the Russian labor market. Estimating wage equations with individual fixed effects we show, however, that this advantage vanishes after controlling for differences between fathers and non-fathers in socio-demographic and unobserved individual characteristics. This means that the observed gap is caused by (self-)selection of initially more productive men in fatherhood. Estimating models that take into account the age and number of children as well as their biological relationship with men still allows to identify a 2,5-3% wage premium for one biological child under the age of 3 years. We show that this premium is not related to a possible reverse influence of men's wage growth on the decision to have a child and may be partly explained by the increased gender division of labor within the household after the appearance of a child. Additionally, we find that Russian men receive a marriage premium of about 3%.

Key words: fatherhood wage premium; family gap; motherhood wage penalty; marriage premium; RLMS; Russia.

JEL Classification: J13, J16, J31.

* * *

References

Abazieva K.G. (2010) Poluchaut li rossiyskie muzchini premiu za otcovstvo: panel'noe issledovanie [Whether Do Russian Men Get a «Wage Premium for Fatherhood»: Panel Research]. Finance and Business, 6, 3, pp. 52-59. (in Russian)

Aistov A. (2013) Supruzheskaya premia [Marital Wage Gap]. Applied Econometrics, 31, 3, pp. 99114. (in Russian)

Angelov N., Johansson P., Lindahl E. (2016) Parenthood and the Gender Gap in Pay. Journal of Labor Economics, 34, 3, pp. 545-579.

Angrist J., Evans W. (1998) Children and Their Parents' Labor Supply: Evidence from Exogenous Variation in Family Size. The American Economic Review, 88, 3, pp. 450-477.

Arzhenovskiy S., Artamonova D. (2007) Ocenka poter' v zarplate zhenshchin s det'mi [Econometric Estimation of the Wage Penalty for the Motherhood]. Applied Econometrics, 3, 7, pp. 66-79. (in Russian)

Aswin S., Isupova O. (2014) «Behind Every Great Man...»: The Male Marriage Wage Premium Examined Qualitatively. Journal of Marriage and Family, 76, pp. 37-55.

Bardasi E., Taylor M. (2008) Marriage and Wages: A Nest of the Specialization Hypothesis. Economica, 75, 299, pp. 569-591.

Becker G. (1981) A Treatise on the Family. Cambridge, MA: Harvard University Press.

Becker G. (1985) Human Capital, Effort, and the Sexual Division of Labor. Journal of Labor Economics. Jan., 3, pp. 33-58.

Biryukova S., Makerentseva A. (2017) Ocenki shtrafa za materinstvo v Rossii [Estimates of the Motherhood Penalty in Russia]. Population and Economics, 1, 1, pp.50-70. (in Russian)

Boeckmann I., Budig M.J. (2013) Fatherhood, Intra-household Employment Dynamics, and Men's Earnings in a Cross-national Perspective. LIS 2013 Working Paper no 592.

Bruderl J., Ludvig V. (2015) Fixed Effects Panel Regression. SAGE Handbook of Regression Analysis and Causal Inference (eds. H. Best, C. Wolf), ch.15, SAGE Reference.

Budig M.J., England P. (2001) The Wage Penalty for Motherhood. American Sociological Review, 66, 2, pp. 204-225.

Bunning M., Pollmann-Schult M. (2016) Family Policies and Fathers' Working Hours: Cross-national Differences in the Paternal Labour Supply. Work, Employment and Society, 30, 2, pp. 256-274.

Burke P., Stets J. (2009) Identity Theory, N.Y.: Oxford University Press.

Cain G. (1986) The Economic of Analysis of Labor Market Discrimination: a Survey. Ch. 13. Handbook of Labor Economics, 1, pp. 693-785.

Correll S.J., Benard S., Paik I. (2007) Getting a Job: Is There a Motherhood Penalty? American Journal of Sociology, 112, 5, pp. 1297-1338.

Choi H.-J., Joesch M.J., Lundberg S. (2008) Work and Family: Marriage, Children, Child Gender and the Work Hours and Earnings of West German Men. IZA Discussion Paper no 1761, September.

Dermott E. (2006) What's Parenthood Got to Do with It?: Men's Hours of Paid Work. The British Journal of Sociology, 57, 4, pp. 619-634.

Dougherty C. (2006) The Marriage Earnings Premium As a Distributed Fixed Effect. Journal of Human Resources, 41, 2, pp. 433-443.

Fraker T., Moffitt R. (1988) The Effect of Food Stamps on Labor Supply: A Bivariate Selection Model. Journal of Public Economics, 35, pp. 25-56.

Gimpelson V., Kapeliushnikov R., Oshchepkov A. (2016) Premiya za spetsial'nyy stazh v Rossii: voz-vrashchenie k teme [Return to Tenure Revisited]. HSE Economic Journal, 20, 4, pp. 553-587 (in Russian)

Glauber R. (2008) Race and Gender in Families and at Work: The Fatherhood Premium. Gender & Society, 22, 1, pp. 8-30.

Glauber R. (2018) Trends in the Motherhood Wage Penalty and Fatherhood Wage Premium for Low, Middle, and High Earners. Demography, 55, 5, pp. 1663-1680.

Goldberg M. (1982) Discrimination, Nepotism, and Long-Run Wage Differentials. The Quarterly Journal of Economics, 92, 2, pp. 307-319.

Gupta N.D., Smith N., Stratton L.S. (2007) Is Marriage Poisonous? Are Relationships Taxing? An Analysis of the Male Marital Wage Differential in Denmark. Southern Economic Journal, 74, 2, pp. 412-433.

Hodges M.J., Budig M.J. (2010) Who Gets the Daddy Bonus?: Organizational Hegemonic Masculinity and the Impact of Fatherhood on Earnings. Gender and Society, 24, pp. 717-745.

Hofferth S.L., Anderson K.G. (2003) Are All Dads Equal? Biology versus Marriage as a Basis for Paternal Investment. Journal of Marriage and Family, 65, 1, pp. 213-232.

Karabchuk T., Nagernyak M., Suhova S., Kolotova E., Pankratova M. (2012) Zhenshchini na rossiy-skom rynke truda posle rozhdenia rebenka [Women in the Russian Labor Market after Childbirth]. Vestnik RLMS-HSE, 2, Moscow: HSE Publishing House, pp. 66-94. (in Russian)

Kaufman G., Uhlenberg P. (2000) The Influence of Parenthood on the Work Effort of Married Men and Women. Social Forces, 78, 3, pp. 931-947.

Keeley M.C. (1977) The Economics of Family Formation. Economic Inquiry. 15, 2, pp. 238-250.

Killewald A.A (2013) Reconsideration of the Fatherhood Premium: Marriage, Coresidence, Biology, and Fathers' Wages. American Sociological Review, 78, 1, pp. 96-116.

Korenman S., Neumark D. (1991) Does Marriage Really Make Men More Productive? The Journal of Human Resources, 26, 2, pp. 282-307.

Korenman S., Newmark D. (1992) Marrige, Motherhood and Wages. The Journal of Human Resources, 27, 2, pp. 233-255.

Koslowski A.S. (2011) Working Fathers in Europe: Earning and Caring. European Sociological Review, 27, pp. 230-245.

Kunze A. (2014) Are All of the Good Men Fathers? The Effect of Having Children on Earnings. IZA Discussion Paper no 8113.

Levin M., Oshchepkov A. (2013) Ocenka vliyania doshkolnikh obrazovatel'nih ucherezhdeniy na zanyatost rossiskih materei [Assessing the Impact of Pre-school Educational Institutions on Employment of Russian Mothers]. Finance and Business, 9(3), pp. 89-106. (in Russian)

Lokshin M. (2004) Household Childcare Choices and Women's Work Behavior in Russia. The Journal of Human Resources, 39, 4, pp. 1094-1115.

Loughran D.S., Zissimopoulos J.M. (2009) Why Wait? The Effect of Marriage and Childbearing on the Earnings of Men and Women. Journal of Human Resources, 44, 2, pp. 326-349.

Ludvig V., Bruderl J. (2018) Is There a Male Marital Wage Premium? New Evidence from the United States. American Sociological Review, 83, 4, pp. 744-770.

Mari G. (2019) Is There a Fatherhood Wage Premium? A Reassessment in Societies with Strong Male-Breadwinner Legacies. Journal of Marriage and Family, 81, pp. 1033-1052.

Meer J., West J. (2015) Effects of the Minimum Wage on Employment Dynamics. The Journal of Human Resources, 51, 2, pp. 500-522.

Millimet D.L. (2000) The Impact of Children on Wages, Job Tenure, and the Division of Household Labor. The Economic Journal, March, pp. 139-157.

Mincer J. (1962) Labor Force Participation of Married Women: A Study of Labor Supply. Aspects of Labor Economics, Princeton University Press, pp. 63-105.

Mincer J. (1974) Schooling, Experience and Earnings, NY: Columbia University Press.

Misra J., Budig M., Boeckmann I. (2011) Work-family Policies and the Effects of Children on Women's Employment Hours and Wages. Community, Work and Family, 14, pp. 139-157.

Morgan S., Winship C. (2007) Counterfactuals and Causal Inference, NY: Cambridge University Press.

Nivorozhkin L., Arzhenovskiy S. (2007) Materinstvo i zarabotnaya plata: pochemu zhenshchini s detmi zarabativaut men'she? [Motherhood and Wages: Why Do Weomen with Children Earn Less?]. Social Policy in XXI Century, 3, Moscow: NISP, pp. 72-127. (in Russian)

Nivorozhkina L., Nivorozhkin A. (2008) The Wage Costs of Motherhood: Which Mothers Are Better off and Why? IAB Discussion Paper.

Oshchepkov A. (2006) Gendernie razlichia v oplate truda v Rossii [Gender Wage Gap in Russia]. HSE Economic Journal, 10, 4, pp. 590-619. (in Russian)

Pal I., Waldfogel J. (2016) The Family Gap in Pay: New Evidence for 1967 to 2013 The Russell Sage Foundation. Journal of the Social Sciences, 2, 4, pp. 104-127.

Pasley K., Petren R., Fish J. (2014) Use of Identity Theory to Inform Fathering Scholarship. Journal of Family Theory & Review, 6, pp. 298-318.

Pencavel J. (1986) Labor Supply of Men: A Survey. Handbook of Labor Economics (eds. O. Ashenfel-ter, R. Layard), N.Y.: Elsevier Science Pub., pp. 3-101.

Petersen T., Penner A., Hogsnes G. (2007) From Motherhood Penalties to Fatherhood Premia: The New Challenge for Family Policy. Institute for Research on Labor and Employment, University of California, Berkeley. Available at: http://repositories.cdlib.org/iir/iirwps/iirwps-154-07.

Petersen T., Penner A., Hogsnes G. (2011) The Male Marital Wage Premium: Sorting vs. Differential Pay. Industrial and Labor Relations Review. 64, 2, pp. 283-304.

Ponthieux S., Meurs D. (2015) Gender Inequality. Handbook of Income Distribution (eds. A.B. Atkinson, F. Bourdignon),Vol. 2A, Elsevier: North Holland, Netherlands, pp. 981-1146.

Ribar D. (2004) What Do Social Scientists Know about the Benefits of Marriage? A Review of Quantitative Methodologies. IZA 2004 Discussion Paper no 998.

Rose E., Lundberg S. (2000) Parenthood and the Earnings of Married Men and Women. Labor Economics, 7, pp. 689-710.

Rose E., Lundberg S. (2002) The Effects of Sons and Daughters on Men's Labor Supply and Wages. The Review of Economics and Statistics, 84, 2, pp. 251-268.

Rosenfeld R.A., Trappe H. (2000) How Do Children Matter? A Comparison of Gender Earnings Inequality for Young Adults in the Former East Germany and the Former West Germany. Journal of Marriage and the Family, 62, pp. 489-507.

Roshchin S., Gorelkina O. (2004) Gendernie razlichia v zarabotnoi plate: mikroekonomicheskiy analiz faktorov i tendenciy [Gender Wage Gap: An Microeconomic Analysis of Determinants and Trends]. Gender Inequality in Modern Russia through the Lens of Statistics, Moscow, pp. 130-146. (in Russian)

Sanchez L., Thompson E. (1997) Becoming Mothers and Fathers: Parenthood, Gender, and the Division of Labor. Gender & Society, 11, pp. 747-772.

Schoeni R.F. (1995) Marital Status and Earnings in Developed Countries. Journal of Population Economics, 8, 4, pp. 351-359.

Simonsen M., Skipper L. (2008) An Empirical Assessment of Effects of Parenthood on Wages. Advances in Econometrics (eds. D. Millimet, J. Smith, E.J. Vytlacil), vol. 21, Emerald, pp. 359-380.

Stryker S. (1968) Identity Salience and Role Performance: The Relevance of Symbolic Interaction Theory for Family Research. Journal of Marriage and the Family, 30, pp. 558-564.

Verbakel E. (2010) Partner's Resources and Adjusting Working Hours in the Netherlands: Differences Over Time, Between Levels of Human Capital, and Over the Family Cycle. Journal of Family Issues, 31, pp. 1324-1362.

Waldfogel J. (1997) The Effect of Children on Women's Wages. American Sociological Review, 62, 2, pp. 209-217.

Waldfogel J. (1998) The Family Gap for Young Women in the United States and Britain: Can Maternity Leave Make a Difference? Journal of Labor Economics, 16, pp. 505-545.

Whitehouse G. (2002) Parenthood and Pay in Australia and the UK: Evidence from Workplace Surveys. Journal of Sociology, 38, pp. 381-397.