CC BY
135
СОЦИАЛЬНАЯ ДИАГНОСТИКА
DOI: 10.14515/monitoring.2019.3.15 Правильная ссылка на статью:
Калабихина И. Е., Шайкенова Ж. К. Затраты времени на домашнюю работу: детерминанты гендерного неравенства //Мониторингобщественного мнения:Экономические и социальные перемены. 2019. № 3. С. 261—285. https://doi.org/10.14515/monitoring.2019.3.15. For citation:
Kalabikhina I. Ye., Shaikenova Z. K. (2019) Time spent on household work: the determinants of gender inequality. Monitoring of Public Opinion:Economic and Social Changes. No. 3. P. 261—285. https://doi.org/10.14515/monitoring.2019.3.15.
И. Е. Калабихина, Ж. К. Шайкенова ЗАТРАТЫ ВРЕМЕНИ НА ДОМАШНюю РАБОТУ: ДЕТЕРМИНАНТЫ ГЕНДЕРНОГО НЕРАВЕНСТВА
ЗАТРАТЫ ВРЕМЕНИ НА ДОМАШНЮЮ РАБОТУ: ДЕТЕРМИНАНТЫ ГЕНДЕРНОГО НЕРАВЕНСТВА
КАЛАБИХИНА. Ирина Евгеньевна — доктор экономических наук, профессор, экономический факультет, МГУ имени М.В. Ломоносова, Москва, Россия E-MAIL: ikalabikhina@yandex.ru https://orcid.org/0000-0002-3958-6630
ШАЙКЕНОВА Жадра Канатовна — аспирант, экономический факультет, МГУ имени М.В. Ломоносова, Москва, Россия
E-MAIL: shaikenova@mail.ru https://orcid.org/0000-0002-8711-0135
TIME SPENT ON HOUSEHOLD WORK: THE DETERMINANTS OF GENDER INEQUALITY
Irina Ye. KALABIKHINA1 — Dr. Sci. (Economics), Professor, Economics Faculty
E-MAIL: ikalabikhina@yandex.ru https://orcid.org/0000-0002-3958-6630
Zhadra K. SHAIKENOVA1 — Postgraduate student, Economics Faculty E-MAIL: shaikenova@mail.ru https://orcid.org/0000-0002-8711-0135
1 Lomonosov Moscow State University, Moscow, Russia
Аннотация. На основе данных Выборочного наблюдения использования суточного фонда времени населением, проведенного Федеральной службой государственной статистики Российской Федерации в 2014 г., были проанализированы факторы, влияющие на распределение домашних обязанностей и обязанностей по уходу за близкими между партнерами, оценена значимость влияния ряда параметров, а также определен вклад, который вносят основные факторы в гендерный разрыв в объемах домашнего труда.
В работе показано, что значимый эффект на распределение домашних обязанностей между партнерами оказывают состояние их здоровья, наличие и возраст детей, статус и режим занятости партнеров, вклад женщины в общие доходы, применение в домохозяйстве трудосберегающих технологий, наличие других членов домохозяйства, малое число жилых комнат и небольшой размер населенного пункта.
Кроме того, на эмпирических данных подтверждается тезис о незавершенном гендерном переходе, когда наряду с экономическими мотивами в распределении домашнего труда между партнерами сохраняются рудиментные социокультурные мотивы. Высокий уровень занятости и доходов женщин сокращает их участие в домашнем хозяйстве только в будние дни; в течение выходных дней они стремятся компенсировать свою роль «главного провайдера домашних услуг» для домочадцев.
Ключевые слова: бюджеты времени, неоплачиваемый труд, гендерное неравенство, гендерные роли, домашний труд, экономика заботы
Аbstract. The article highlights the factors shaping the distribution of household duties and family care responsibilities between partners. It is based on the data from the Time Use Survey conducted by the Russian Federal State Statistics Service in 2014. The authors attempt to measure the contribution of the main factors to the gender gap in household duties.
The paper argues that the determinants of the gender gap in household work are predominantly partners' health, the number and the age of their children, partners' job status and form of employment, female contribution to the family income, labor-saving technologies, family composition, small number of living rooms and a small-size settlement.
The evidence shows that the idea of an unfinished gender transition, implying that both economic and vestigious soicolcultural motives behind partners' distribution of household tasks still remain, proves to be true. The high levels of female employment and income lead to lower female participation in household work only on weekdays, whereas at the weekends women seek to compensate for their role as the "main provider of home services" for the housemates.
Keywords: time use, unpaid labor, gender inequality, gender roles, housekeeping, economy of care
Введение
Последние годы все большую популярность получает концепция «work-life balance», одной из целей которой является предоставление возможностей выбора индивидам оптимального соотношения между оплачиваемой занятостью, домашним трудом и досугом. Распределение времени влияет на демографическое поведение, качество жизни и степень удовлетворенности жизнью.
Принципы распределения домашних обязанностей оказывают значимое влияние на принятие решения о рождении ребенка. Ряд эмпирических исследований доказали наличие положительной связи между степенью гендерного равенства и планированием семьи [Cooke 2008; Mills et al. 2008]. В работе [Tazi-Preve, Bichlbauer, Goujon, 2004] показано, что мужчины в парах, в которых соблюдаются принципы гендерного равенства, выражали более сильное желание иметь детей по сравнению с мужчинами, придерживающимися более традиционных принципов. Данный вывод отчасти подтверждается в статье [Torr, Short, 2004], где утверждается, что как равноправные пары, так и пары с крайне традиционным подходом к разделению домашнего труда, имели более высокую вероятность рождения второго ребенка по сравнению с парами, которые не придерживаются крайне традиционных или крайне эгалитарных взглядов.
По оценкам [Cox, Mackay, 1981], проблемы, связанные с балансом времени, проведенного дома и на работе, являются вторым источником стресса после проблем, возникающих на работе. Исследователи показали на эмпирических данных, что характер распределения домашних обязанностей между партнерами оказывает влияние на уровень стресса каждого из них.
Домашний труд не только влияет на качество жизни человека, но и представляет большую экономическую ценность. По нашим оценкам [Калабихина, Шайкенова, 2018], в среднем российские граждане уделяют ведению домашнего хозяйства и уходу за детьми и пожилыми людьми около двух часов в день, производя таким образом до 20 трлн руб. «невидимого» для рыночной экономики продукта. Одним из важнейших факторов, влияющих на распределение таких «неоплачиваемых» обязанностей внутри семьи, является гендерная принадлежность индивида.
В данной статье на основе данных Выборочного наблюдения использования суточного фонда времени населением, проведенного Федеральной службой государственной статистики Российской Федерации в 2014 г.,1 были проанализированы факторы, влияющие на распределение домашних обязанностей и обязанностей по уходу за близкими между партнерами, оценена значимость влияния ряда параметров, а также определен вклад в гендерный разрыв временных затрат на домашнюю работу, который вносит каждый из факторов.
Данная статья структурирована следующим образом: в первой части рассматриваются работы, посвященные анализу неравенства между партнерами в затратах времени на работу по дому, воспитание детей и уход за пожилыми людьми. Во второй части описываются использованные данные и методы анализа, в третьей части содержатся основные результаты исследования.
1 Выборочное наблюдение использования суточного фонда времени населением Российской Федерации. Федеральная служба государственной статистики (Росстат), 2015. URL: http://www.gks.ru/free_doc/new_site/ population/urov/sut_fond/survey0/index.html (дата обращения: 12.03.2018).
Теоретическая основа исследования
Все более активное участие женщин во многих сферах общественной жизни заставляет пересмотреть традиционное распределение ролей в семье, закрепляющее за женщинами позицию основного источника заботы и ухода [Shelton, John, 1996]. Изменение в уровне оплаты труда мужчин и женщин ставит под сомнение возможность функционирования семьи по модели, предполагающей, что только мужчина может быть основным источником дохода семьи [Levy, 1995]. Современные молодые люди все позже женятся, стремясь посвятить большую часть своего трудоспособного возраста карьере. Помимо этого, меняются и представления в обществе относительно норм поведения мужчин и женщин: работающая замужняя женщина и мужчина, активно помогающий жене в ведении домашнего хозяйства и воспитании детей, стали новой нормой [Brewster, Padavic 2000; Coltrane 1996].
Исследователи столкнулись с двумя тенденциями изменения принципов распределения неоплачиваемого домашнего труда между партнерами. Первая заключается в том, что из-за усиления позиций женщин на рынке труда мужчины начинают все больше времени уделать работе по дому и меньше — занятости на рынке труда [Robinson, Godbey 1999]. Вторая тенденция сводится к тому, что мужчины незначительно изменили затраты времени на работу по дому в то время, как женщины, значительно увеличив время, посвящаемое основной занятости, по-прежнему выполняют большую часть домашней работы, оказавшись таким образом под двойной нагрузкой и сокращая время, уделяемое отдыху [Shelton 1992].
Для объяснения тенденций в распределении домашних обязанностей между партнерами исследователи выдвигают две основные группы теорий [Coltrane 2000]: экономические и социокультурные.
С позиции экономических теорий распределение домашних обязанностей между супругами меняется в ответ на экономические, демографические и социальные изменения. Выход женщин на рынок труда, повышение заработной платы, получение образования повышает их самостоятельность и откладывает время вступления в первый брак. С ростом активности женщин на рынке труда и повышением зарплаты женщины могут усилить свое влияние на принятие решения о распределение домашних обязанностей между ними и их партнерами. В то же время мужчины будут вынуждены увеличить затраты времени на выполнение работы по дому, замещая в некоторых задачах супруг.
Социокультурные (гендерные) теории объясняют сохраняющееся, несмотря на растущую занятость женщин, неравенство в распределении домашних обязанностей между партнерами исторически закрепившимися ролями мужчин и женщин. Меньшая вовлеченность в домашние дела мужчин по сравнению с женщинами с позиции гендерных теорий объясняется проявлением маскулинности. Таким образом, мужчины, несмотря на рост занятости своих партнеров, не увеличивают затраты времени на домашнюю работу. В то же время «общественно приемлемым» поведением для женщин является выполнение всех домашних дел, даже за счет собственного досуга.
И экономические, и социокультурные (гендерные) теории находят свое подтверждение в эмпирических исследованиях. Так, Л. Сэйер [Sayer, 2005] на амери-
канских данных за период с 1965 по 1998 гг. показывает, что разница в затратах времени на основную работу и на неоплачиваемый домашний труд между мужчинами и женщинами существенно сократилась. Причем наблюдаемое сокращение разницы в затратах времени было достигнуто как за счет сокращениея доли женщин, так и за счет увеличения доли мужчин в распределении домашних обязанностей. Автор отмечает, что на первом этапе (с 1965 по 1975 гг.) значительно сократились затраты времени женщин на работу по дому, в то время как мужчины не стали больше времени уделять домашним делам. На втором этапе (с 1975 по 1998) доля женщин в распределении домашних обязанностей еще незначительно упала, одновременно с чем мужчины значительно увеличили затраты времени на ведение домашнего хозяйства, воспитание детей и уход за близкими.
Мы полагаем, что на первом этапе сыграли роль трудосберегающие технологии, массово распространившиеся в указанное десятилетие в американских домо-хозяйствах. А усиление гендерного равенства в распределении времени за счет вовлечения мужчин в домашнюю работу на позднем этапе — это уже следствие изменений в гендерных отношениях.
Проблема неравенства в распределении домашних обязанностей между мужчинами и женщинами актуальна и для российских домашних хозяйств. Анализ половозрастных профилей затрат времени на неоплачиваемые производительные виды деятельности членов российских домашних хозяйств показывает, что в среднем российские женщины затрачивают на ведение домашнего хозяйства и заботу о близких на два часа больше своих ровесников мужского пола. Женщины трудоспособного возраста являются основными, а зачастую единственными провайдерами неоплачиваемых услуг для своих домочадцев [Калабихина, Шайкенова, 2018], именно поэтому в данном исследовании особое внимание уделяется факторам, влияющим на распределение домашних обязанностей между партнерами.
Мы ответим на вопрос, какая концепция — экономическая или социокультурная — объясняет гендерное распределение времени на домашнюю работу в современной России. Влияние наличия трудосберегающей техники в российских домохозяйствах на гендерное равенство в распределении домашнего труда (как и целого ряда других факторов) также будет протестировано в нашей работе.
На стадии формулирования гипотез относительно возможных детерминант гендерного неравенства в распределении домашнего труда мы обнаружили, что значимое влияние оказывали возраст, образовательный уровень, брачный статус, состояние здоровья, занятость и режим работы, доход, наличие собственных детей и их возраст, характеристики домашнего хозяйства, наличие трудосберегающих технологий. Причем иногда важно было оценивать как характеристики женщин, так и характеристики партнеров и/или соотношение характеристик партнеров.
По мнению ряда исследователей [Diehl, Koenig, Ruckdeschel, 2009], эгалитарная модель отношений более свойственна молодым и более образованным людям, в то время как представители старшей и менее образованной группы придерживаются традиционной модели семьи. Возраст также может выступать индикатором опыта, накопленного индивидом, в выполнении некоторых видов работ по дому. Помимо прочего, возраст, а точнее принадлежность к тому или иному поколению, может отражать влияние господствующей гендерной идеологии.
В работе [Hersch, Stratton, 1994] показано, что наличие высшего образования у обоих партнеров увеличивает долю работ по ведению домашнего хозяйства, которую выполняют мужчины. Связь между уровнем образования и временем, которое индивид затрачивает на работу по дому, может быть интерпретирована косвенно через заработную плату как альтернативную стоимость единицы затрачиваемого времени. Также более высокий уровень образования может служить предпосылкой к приверженности эгалитарным ценностям, и, как следствие, стремлению к равноправию в распределении домашней работы.
На основе данных по 28 странам, в том числе России, исследователи определили, что распределение домашней работы между партнерами более эгалитарно в парах, которые состоят в незарегистрированных отношениях, по сравнению с теми, кто официально зарегистрировал свои отношения [Davis, Greenstein, Marks, 2007].
Наличие инвалидности, хронических заболеваний может привести к возникновению у индивида ограничений в выполняемых видах работ, что, в свою очередь, определяет перераспределение домашних обязанностей между партнерами.
Занятость и режим работы партнера и респондента имеют значение. Исследователи [Davis, Greenstein, Marks, 2007] доказали, что в парах, в которых женщина работает полный рабочий день, мужчина выполняет большую долю работ по дому в сравнении с парами, в которых женщина не работает.
В работе [Davis, Greenstein, Marks, 2007] на эмпирических данных было доказано, что в парах, в которых доход мужчин выше дохода их супруг, мужчины меньше времени уделяют ведению домашнего хозяйства. В случае если заработок мужа очень низкий, как показало исследование семейных пар в Москве [Cubbins, Vannoy, 2004], выявляется обратная зависимость между заработком жены и временем, уделяемым мужем работе по дому.
Очевидно, что рост числа детей увеличивает затраты времени на их воспитание, однако исследователи обнаружили [Hersch, Stratton, 1994], что наличие в домашнем хозяйстве детей в возрасте 7—12 лет увеличивает затраты времени, которые мужчины выделяют на выполнение работы по дому. В то же время наличие детей в возрасте 13—17 лет сокращает время, затрачиваемое мужчинами на домашние обязанности.
Технический прогресс и растущая доступность трудосберегающих технологий изменяют трудоемкость выполнения работы по дому, сокращая затраты времени на ведение домашнего хозяйства, что может изменить распределение домашних обязанностей между партнерами. При анализе влияния трудосберегающих технологий можно ожидать, что если именно женщины занимались теми работами, выполнение которых значительно облегчилось при использовании техники, то распределение домашних обязанностей между партнерами станет более эгалитарным. Если же основным исполнителем был мужчина, то его доля в общих затратах времени на домашнюю работу сократится. Нельзя не учитывать и такой сценарий, когда распространение трудосберегающих технологий является мотивом вовлечения мужчин в домашнюю работу (труд становится легче, «чище», привлекают технические «игрушки»). Проверить сценарии таких изменений пока невозможно по причине отсутствующих данных. Мы сможем проверить статическую связь между наличием таких технологий и гендерным разрывом в участии в домашнем труде.
В наш анализ также включены некоторые характеристики, присущие домашнему хозяйству, в котором проживает респондент/ка: место проживания (город/ село), состав домашнего хозяйства (сколько человек проживает в данном домашнем хозяйстве), вид жилья и прочее.
В данной статье будет рассмотрено влияние ряда факторов на гендерное неравенство в распределении неоплачиваемой домашней работы. Под неоплачиваемой домашней работой понимается время, затрачиваемое на ведение домашнего хозяйства, и время, уделяемое воспитанию детей и заботе о пожилых членах домашнего хозяйства. Следует отметить, что мы анализируем влияние на гендерное неравенство в распределении домашней работы не только характеристик респондентки, но и ее партнера, а также в ряде случаев различия в конкретных характеристиках партнеров.
Описание использованных данных
В исследовании использованы результаты Выборочного наблюдения использования суточного фонда времени населением, проведенного Федеральной службой государственной статистики Российской Федерации в период с 12 по 28 апреля 2014 г. Ниже будут подробнее рассмотрены некоторые методологические аспекты сбора данных.
Анализируемая база данных имеет ряд преимуществ, особенно важных в рамках данного исследования:
1) подробный классификатор видов деятельности, используемый в Выборочном наблюдении использования суточного фонда времени населением, позволяет четко определить объем затрат времени, отнесенных на интересующие исследователя виды деятельности;
2) данные предоставляются в разрезе домашних хозяйств, что позволяет дает возможность идентифицировать партнеров и их индивидуальные характеристики;
3) подробный набор индивидуальных характеристик респондентов позволяет провести детальный факторный анализ.
В опросе принимало участие 10 тысяч домохозяйств из всех субъектов Российской Федерации. Согласно материалам опроса, данные репрезентативны в целом по России, городским и сельским поселениям с различной численностью населения, по отдельным социально-демографическим группам населения.
Единицей наблюдения выступают лица в возрасте 12 лет и более, проживающие в частных домохозяйствах, отобранных для проведения опроса. Опрос включает в себя данные о затратах времени в следующих основных сферах деятельности: трудовая (оплачиваемая) деятельность, обучение в образовательных организациях, ведение собственного подсобного хозяйства, выполнение домашних обязанностей, уход за близкими, досуг.
При проведении опроса использована модель многофазной выборки с реализацией на последней фазе двухступенчатого отбора. На каждой стадии формирования выборки применяется вероятностный отбор. В качестве основы для формирования выборки использован ежегодно актуализируемый информационный массив территориальной выборки многоцелевого назначения на базе
информационного массива Всероссийской переписи населения 2010 г. Для распределения общего объема выборки (определяется в соответствии с теоретическими положениями выборочного метода) используется модель непропорционального размещения в рамках каждой из выделенных аналитических областей (городское и сельское население). Единицей отбора является жилое помещение (адрес домохозяйства).
Описание использованных методов
В рамках данного исследования переменной исследовательского интереса выступает разница во вкладах партнеров в выполнение неоплачиваемой домашней работы. Для определения затрат времени, уделяемых неоплачиваемой домашней работе, были собраны данные о времени, отнесенном респондентами к одной из следующих категорий:
1) уборка;
2) стирка белья (включая шитье ремонт одежды);
3) кулинария (приготовление пищи и напитков);
4) обслуживание и ремонт;
5) уход за газонами и садами;
6) управление домохозяйством (включая финансы, планирование и т. п.);
7) уход за животными (не ветеринарный уход);
8) покупка товаров и услуг;
9) передвижения (связанные с деятельностью по уходу и закупкой товаров и услуг).
10) воспитание детей;
11) уход за пожилыми членами домашнего хозяйства.
Для каждого из партнеров были рассчитаны суммарные затраты времени, отнесенные к перечисленным видам деятельности. Анализируемые данные содержат сведения о брачном статусе респондентов, а также для каждого индивида, состоящего в зарегистрированном/незарегистрированном браке, приведены уникальные коды его(ее) партнера, благодаря чему были определены пары (муж-жена) собран набор характеристик, присущих каждому из партнеров. В качестве анализируемой переменной в данном исследовании используются две оценки:
1) абсолютная разница между затратами времени партнеров (затраты времени жены минус затраты времени мужа);
2) доля женщин в суммарных временных затратах партнеров на домашнюю работу.
Использование абсолютной и относительной разницы в затратах времени партнеров на работу по дому и уход за близкими позволит, на наш взгляд, провести более полный анализ. Абсолютная разница, показывая разницу в затратах времени партнеров в часах, позволяет сравнить вклад мужчин и женщин в рамках одной пары и дать оценку, насколько больше один из них затрачивает времени на выполнение домашних обязанностей ежедневно. Тем не менее данная оценка не дает возможности сравнивать распределение обязанностей в различающихся по характеристикам парах, но эта проблема решается с помощью использования относительной оценки.
С учетом того, что собранные данные представляют собой пространственную выборку, было принято решение в качестве отправной точки анализа использовать метод наименьших квадратов (МНК). На основе полученных МНК оценок — определить список факторов, оказывающих значимое влияние на зависимую переменную, а с помощью оценки воздействия (matching мэтчинг) — оценить вклад каждого из значимых факторов. Оценка воздействия позволяет оценить эффект от того или иного рода вмешательства на интересующие исследователя показатели. Сам подход и часть терминологии пришли из медицинских наук, где под вмешательством понималось лечение. После проведения лечения можно было оценить эффект от него, сравнив со значением показателя при отсутствии лечения. В рамках данного исследования под «воздействием», точнее, под результатом «воздействия», мы будем понимать ряд социальных, демографических и экономических характеристик респондентов, что позволит оценить вклад данных характеристик в разрыв в затратах времени, которое индивиды уделяют неоплачиваемому домашнему труду.
В качестве оценки воздействия мы будем использовать средний эффект воздействия подвергнутой воздействию группы (Average treatment effect on the treated, ATET), который позволяет оценить выигрыш (проигрыш) от воздействия для тех респондентов, которые подверглись воздействию. Таким образом, средний эффект воздействия для подвергнутой воздействию группы представляет собой среднюю разницу в значении интересующего исследователя показателя для подвергшегося воздействию респондента до и после воздействия. К примеру, если мы планируем определить средний эффект от прохождения курсов повышения квалификации на уровень заработной платы, то мы рассчитаем разницу в уровне заработной платы для индивидов до и после прохождения обучения и, усреднив данный показатель, мы сможем сделать выводы о полезности данных курсов. Однако такой прямой расчет эффекта от воздействия далеко не всегда доступен исследователям, так как зачастую мы не располагаем информацией об одних и тех же индивидах до и после воздействия. В таких случаях применяются меры склонности, при которых для сравнения используются объекты, достаточно близкие по значению меры склонности. Мера склонности представляет собой вероятность получить воздействие при заданных характеристиках индивида. Таким образом, с помощью логит-регрессии рассчитывается условная вероятность получить воздействие с учетом ряда характеристик индивида, после чего сравниваются наблюдения, близкие по значению рассчитанной вероятности.
Результаты исследования
В Приложении 1 содержатся результаты проведенного регрессионного анализа: четыре модели, которые различаются набором используемых данных, а также зависимой переменной. Первые две регрессии были оценены с использованием данных о распределении бюджетов времени в будние дни, для оценки третьей и четвертой моделей использовались данные за выходные дни. В качестве зависимой переменной в первой и третьей модели выступала абсолютная разница в затратах времени на домашнюю работу между женщинами и мужчинами, во второй и четвертой — доля женщин в суммарных затратах времени на домашний труд партнеров.
Таблица 1. Основные статистики распределения значения зависимых переменных
Показатель Минимальное значение Медиана Среднее Максимальное значение
Абсолютная разница
в затратах времени в будние дни (ж-м, часов) -10.667 1.50 1.842 13.667
Абсолютная разница
в затратах времени в выходные дни (ж-м, часов) -9.166 1.166 1.292 12.33
Доля женщин в затратах
времени партнеров на домашний труд в буд- 0.00 0.75 0.69 1.0
ние дни
Доля женщин в затратах
времени партнеров на домашний труд в вы- 0.00 0.59 0.61 1.00
ходные дни
Источник: расчеты авторов.
Рассмотрим для начала, какие значения принимают анализируемые зависимые переменные. Как видно из таблицы 1, абсолютная разница в затратах времени на домашнюю работу между мужчинами и женщинами в среднем составляет от 1,2 до 1,8 часа в выходные и будние дни соответственно. Следует отметить, что этот разрыв в будние дни может варьироваться от -10,6 в ситуации, когда мужчина является основным провайдером домашних услуг и затрачивает на домашнюю работу на 10,6 часов больше своей супруги, до 13,6, когда в этой роли выступает женщина. В выходные дни показатель может принимать значения от -9,16 до 12,3 часа. Если рассмотреть распределение относительной разницы, то мы видим, что в среднем доля женщин в общих затратах времени на работу по дому составляет от 0,61 до 0,69 в выходные и будние дни соответственно и варьируется от 0 до 1. Таким образом, в анализируемой выборке представлены различные типы пар по принципам распределения домашних обязанностей: пары, в которых всю домашнюю работу делают женщины; пары, в которых мужчина выполняет все домашние обязанности; пары, в которых домашние дела распределяются между партнерами.
Далее рассмотрим, какие из выделенных в первом разделе данной статьи факторов действительно оказывают значимое влияние на гендерное неравенство в распределении неоплачиваемой домашней работы (см. Приложение 1).
Как мы видим, разница в возрасте партнеров, их брачный статус и уровень образования не оказывают значимого влияния на зависимые переменные как в будние, так и в выходные дни.
Состояние здоровья партнеров, напротив, является значимым фактором в распределении домашних обязанностей: наличие инвалидности или ограничений в выполнении ежедневных дел у женщины сокращают ее нагрузку домашним трудом как в абсолютном, так и в относительном выражении. Инвалидность парт-
неров мужского пола значимого влияния на распределение домашних обязанностей не оказывает, а наличие у них ограничений при выполнении ежедневных дел по состоянию здоровья увеличивает нагрузку на женщин. Наличие хронических заболеваний у любого партнера, в том числе мешающих ежедневной деятельности, на распределение домашних обязанностей значимо не влияет.
Занятость и количество часов, которое партнеры уделяют оплачиваемой работе, значимо влияет на распределение между ними домашних обязанностей. Чем больше часов женщина отводит на основную работу, тем меньше абсолютная разница в затратах времени на домашнюю работу между ней и ее партнером и тем меньше ее доля в общих затратах времени на неоплачиваемую работу как в будний, так и в выходной день, то же справедливо и для мужчин. Такой результат подтверждает распространение экономической концепции гендерного разрыва в затратах времени на домашний труд.
Однако в ситуации неполного режима занятости выявлена гендерная асимметрия: если женщина работает неполный рабочий день, то в течение рабочей недели абсолютная разница в затратах времени на домашнюю работу увеличивается, как и доля затрат времени, которые несет женщина. При этом занятость мужчин неполный рабочий день значимого влияния на распределение домашних обязанностей не оказывает ни в будние, ни в выходные дни.
Статус занятости женщин влияет на их нагрузку домашней работой, статус занятости мужчин — не всегда 2. Незанятость женщин, независимо от причины, по которой женщина не имеет рыночной занятости, увеличивает абсолютную разницу в затратах времени на домашнюю работу партнеров в будние дни. В выходные дни разница в затратах времени на домашнюю работу растет только в том случае, если женщина занимается домашним хозяйством и уходом за близкими либо не работает и не ищет работу. Затраты времени на работу по дому, которую выполняют мужчины в будние дни, увеличиваются только в случае, если мужчины активно ищут работу либо уже вышли на пенсию. В выходные, если мужчина не работает и не ищет работу, абсолютная разница в затратах времени на домашнюю работу между его супругой и ним возрастает. Мы полагаем, что мужчины, которые не имеют официальной занятости и не ищут ее, имеют неофициальную занятость, о которой не сообщили в рамках исследования, поэтому меньше работают дома. Либо имеет место социокультурная концепция гендерного разрыва в объеме домашнего труда: несмотря на то, что оплачиваемая занятость женщин является основным источником доходов, домашняя работа остается ответственностью женщин.
Гибкий режим работы любого из партнеров повышает ее (его) затраты времени на домашнюю работу в будни и сокращает в выходные, что, на наш взгляд, связано с перераспределением времени на домашний труд в течение недели у респондентов, имеющих возможность гибко распоряжаться своим временем. Такое наблюдение может служить доказательством того, что гибкие режимы работы снимают жесткую специализацию в браке более успешно, чем неполные режимы занятости.
2 Последние переменные в разделе «Занятость и условия работы партнера и респондента» отражают статусы незанятых респондентов: неработающий и не ищущий работу; неработающий пенсионер, неработающий и ищущий работу; учащийся; занимающийся домашним хозяйством, уходом за детьми; временно или длительно нетрудоспособный.
Разница в уровне доходов партнеров или доля женщины в общем доходе партнеров оказывают значимое влияние на распределение домашних обязанностей между партнерами в будние и не оказывают значимого влияния в выходные дни. В частности, в течение рабочей недели увеличением вклада женщины в общие доходы партнеров снижается ее доля в общих затратах времени на домашнюю работу и сокращается абсолютный разрыв между партнерами во временных затратах на неоплачиваемый труд. В выходные же дни, несмотря на имеющуюся разницу в доходах партнеров, женщина остается основным провайдером домашних услуг.
Суммируя результаты влияния характеристик занятости и доходов на гендерный разрыв в объеме домашнего труда, мы приходим к выводу, что в современных российских семьях наблюдается незавершенный гендерный переход [Калабихина, 2009], когда рост гендерного равенства происходит только в общественных институтах, а в домохозяйствах наблюдается сильное отставание. В сложившихся условиях существует и экономическое объяснение такого разрыва, и социокультурное. В будние дни мы живем согласно рациональному правилу, оптимизирующему вклад каждого члена домохозяйства в общее благосостояние. В выходные дни возвращается чувство «вины» у «хорошей жены» и «хорошей матери», которая берет на себя основную работу по дому, компенсируя свое отсутствие на этом поприще в будние дни. Налицо социокультурное объяснение гендерного разрыва, соответствующее незавершенности гендерного перехода. Цена такого раздвоения гендерного сознания — отсутствие досуга у женщин и времени на физическое и моральное восстановление после рабочей недели.
Еще один закономерный результат: чем больше детей в семье, а также чем они младше, тем больше абсолютная разница в затратах времени на домашнюю работу между партнерами и тем больше доля женщин в общих затратах времени на воспитание детей и ведение домашнего хозяйства, причем это справедливо и в будний, и в выходной день. Полученные данные показали, что состояние здоровья ребенка (наличие хронических заболеваний или инвалидности) значимого влияния на зависимые переменные не оказывает.
Если рассмотреть влияние характеристик домашнего хозяйства на распределение домашних обязанностей между партнерами, то можно заметить, что место проживания (город/село) значимо не влияет на зависимую переменную не оказывает. При этом с увеличением населенного пункта, как показывает наш анализ, растет абсолютная разница в затратах времени на домашнюю работу между женщинами и мужчинами в будние дни. Возможно, объяснение кроется в различной шаговой и транспортной доступности магазинов, социальных и сервисных объектов в разных по размеру городах.
Еще одной характеристикой домашнего хозяйства, которая оказывает значимое влияние на зависимую переменную в будние дни, является совместное проживание других членов домашнего хозяйства, кроме супругов и детей. Наличие других членов домашнего хозяйства сокращает абсолютную разницу в затратах времени на домашнюю работу между партнерами, а также сокращает долю женщин в общих затратах времени на неоплачиваемую работу. Однако при этом наличие и число членов домашнего хозяйства, имеющих инвалидность, увеличивает нагрузку домашней работой на женщин. Это подтверждает, что именно женщины
являются основным источником заботы для других членов семьи. В связи с этим было бы также интересно посмотреть, есть ли связь между тем, чьи родственники (мужа или жены) проживают совместно с супругами, и распределением домашних обязанностей, но в Выборочном наблюдении использования суточного фонда времени населением таких данных нет.
Наличие статуса многодетной семьи приводит к уменьшению абсолютной разницы в затратах времени на домашний труд между партнерами, сокращает относительную нагрузку на женщин в выходные дни. При этом ранее мы показали, что с ростом числа детей растет нагрузка на женщин. Видимо, существует «порог» детности (начиная с третьего ребенка), при котором «дополнительный» ребенок не ухудшает гендерный разрыв в объеме домашнего труда взрослых супругов. На первый взгляд кажется, что многодетность может вести к большему тендерному равенству. Однако нужно быть осторожными с такими выводами, требуются дополнительные исследования. Поскольку данные Российского мониторинга экономического положения и здоровья населения НИУ ВШЭ за 2010—2016 гг. свидетельствуют, что проживание в многодетной семье значительно ухудшало самооценку здоровья девочек-подростков и улучшало/не ухудшало самооценку здоровья мальчиков-подростков [Газизуллина, 2018: 81—83], мы выдвигаем гипотезу о перераспределении в многодетных семьях домашней работы на девочек.
Статус молодой семьи значимого влияния на зависимые переменные на оказывает. Это тревожный результат, поскольку он свидетельствует о том, что мы «застряли» на второй стадии гендерного перехода, и молодые поколения супругов пока не стали более эгалитарными в вопросах распределения домашнего труда.
Для анализа влияния материального благосостояния домашнего хозяйства на распределение домашних обязанностей между партнерами в регрессию были введены несколько переменных, в частности, вид жилья (проживание в отдельной квартире или нет), количество жилых комнат, наличие автомобиля, трудосберегающей бытовой техники и прочее. Как мы видим, вид жилья и количество жилых комнат значимого влияния на интересующие нас переменные в будние дни не оказывают, однако в выходные с увеличением количества жилых комнат растет нагрузка на женщин. Наличие в домашнем хозяйстве трудосберегающей бытовой технологии (сюда относятся предметы длительного пользования и бытовая техника, которые могут сократить время работы в домашнем хозяйстве—легковой автомобиль, посудомоечная машина, стиральная машина и пр.) также значимо влияет на распределение домашних обязанностей между партнерами следующим образом:
— наличие посудомоечной машины сокращает разницу в затратах времени на работу по дому между партнерами в выходные дни;
— наличие легкового автомобиля сокращает как абсолютный разрыв в затратах времени на домашнюю работу, так и долю женщин в общих затратах времени на работу по дому и заботу о близких как в будние, так и в выходные дни;
— наличие технологий, не относящихся к трудосберегающим (например, телевизор), может оказывать влияние на распределение времени досуга и времени на домашний труд. Например, наличие спутникового телевидения увеличивает абсолютный разрыв между женщинами и мужчинами в затра-
тах времени, уделяемого работе по дому и уходу за членами семьи в будние дни (вечерний досуг доступен только мужчинам при наличии передовых технологий развлечений), а наличие телевизора без спутниковых технологий сокращает данный показатель в выходные дни (становится менее популярным средством проведения досуга и постепенно перестает влиять на гендерный разрыв).
Как показал проведенный анализ, наличие дополнительной квартиры не влияет на распределение домашних обязанностей между партнерами.
Также следует отметить, что получение платных услуг по уходу за членами семьи от людей, не проживающих в данном домашнем хозяйстве, не оказывает значимого влияния на зависимые переменные.
В результате проведенного анализа мы определили факторы, которые значимо влияют на распределение домашних обязанностей между партнерами: состояние здоровья партнеров, наличие и характеристики занятости партнеров, разница в доходах супругов, число и возраст детей, наличие других членов домохозяйства, размер населенного пункта, число жилых комнат, наличие трудосберегающей бытовой техники и автомобиля.
Далее интересно оценить вклад выделенных факторов в динамику зависимой переменной. Следует отметить, что в силу специфики используемого метода мы сможем оценить вклад лишь тех факторов, которые представлены номинальными переменными (переменная принимает значение 1 или 0 в зависимости от наличия или отсутствия исследуемого качества). В приложении 2 приведены результаты проведенной оценки вклада некоторых значимых факторов, выполненные с помощью метода мэтчинг. Как и в Приложении 1, первая и вторая оценка получены на основе данных о распределении респондентами своего времени в будние дни, третья и четвертая — в выходные. В первой и третьей оценке переменной, по которой производилась оценка степени влияния, выступала абсолютная разница в затратах времени женщин и мужчин, состоящих в зарегистрированном или незарегистрированном браке, во второй и четвертой — доля женщин в общих затратах времени партнеров на домашнюю работу. В качестве контрольных переменных в модели оценки меры склонности были использованы наиболее важные, на наш взгляд, характеристики респондентов и домашних хозяйствах, в которых они проживают: возраст партнеров, брачный статус, состав домашнего хозяйства, количество детей в возрасте до 17, возраст младшего ребенка, доля женщин в общем доходе партнеров, место проживания домашнего хозяйства.
Как мы видим в Приложении 2, наличие инвалидности у женщины сокращает разрыв в затратах времени на домашнюю работу между ней и ее партнером в будний день примерно на 45 минут (0,75 часа), в выходной — почти на час. Также сокращается ее доля в общих затратах времени на 0.06 в будний день и на 0.08 в выходной. Аналогичное справедливо и для мужчин, то есть при наличии инвалидности у мужчины его доля в общих затратах времени на работу по дому в будний день сокращается на 0.09, а в выходной — на 0.04. А в случае с абсолютной разницей в затратах времени на домашнюю работу партнеров этот показатель возрастает в будний день почти на час, а в выходной — на 25 минут, что говорит либо о росте временных затрат женщин, либо об уменьшении временных затрат
мужчин, либо об одновременной реализации этих двух событий, в любом случае нагрузка на женщин при наличии инвалидности у партнера возрастает.
Наличие ограничений при выполнении ежедневных дел оказывает аналогичное влияние на распределение домашних обязанностей между партнерами, что и наличие инвалидности у одного из партнеров, однако в данном случае оказываемое воздействие гораздо сильнее. При наличии ограничений в выполнении ежедневных дел у женщин разрыв в затратах времени на домашнюю работу сокращается на почти полтора часа и в будний, и в выходной день, а доля женщин в общих затратах времени партнеров сокращается на 0.11 и 0.13 в будний и выходной дни соответственно. В случае если подобные ограничения есть у мужчин, оценки влияния несколько меньше, тем не менее довольно высоки: разница между временными затратами женщин и мужчин возрастают почти час, а доля мужчин в общих затратах времени партнеров сокращается на 0.11.
Наличие рыночной занятости у женщин значительно сокращает разницу в затратах времени на домашнюю работу между партнерами в будний день — почти на восемь часов. При этом отношение вкладов партнеров не меняется, то есть при наличии занятости у женщин сокращаются не только затраты времени, которые они уделяют работе по дому, но также затраты времени на выполнение домашних обязанностей их партнеров. Наличие занятости у мужчин увеличивает разницу в затратах времени партнеров и уменьшают долю мужчин на 0.14 в будний день. Статус занятости не влияет на распределение домашних обязанностей в выходные.
Работа женщин (мужчин) на неполный рабочий день в соответствии с МНК оценками, приведенными выше, оказывает значимое влияние на распределение домашних обязанностей лишь в будние дни, поэтому оценка воздействия для этой переменной была оценена лишь на данных за будние дни. Если женщина работает неполный день, то разница в затратах времени на работу по дому между партнерами растет почти на час в рабочие дни, также меняется и доля женщины в общих затратах времени — растет на 0.07. Неполная занятость мужчин значимого влияния на зависимую переменную не оказывает.
В случае если женщина работает по гибкому графику, то это сокращает разрыв в затратах времени между партнерами в выходной день почти на пять часов и сокращает долю женщин в общих затратах времени на домашнюю работу на 0.04. Гибкий режим занятости мужчин оказывает значимое влияния на распределение домашних обязанностей в будний день, причем если мужчина трудится по гибкому графику, то это также сокращает разрыв в затратах времени между партнерами, однако на доли партнеров это не влияет, то есть оба партнера сокращают свои затраты времени на выполнение домашних обязанностей.
При анализе МНК оценок выявлено значимое влияние наличия посудомоечной машины на динамику зависимой переменной. Использование всех остальных видов трудосберегающей бытовой техники значимого влияния на распределение домашних обязанностей между партнерами не оказало. Это также подтвердилось и при применении мэтчинга: наличие посудомоечной машины сокращает показатели почти на полчаса и 0.03 соответственно. При этом важно также рассмотреть, насколько те или иные виды трудосберегающей техники распространены среди респондентов Выборочного наблюдения использования суточного фонда времени
населением (табл. 1). Более чем в 70 % домашних хозяйств есть микроволновая печь, более чем в 90 % есть и стиральная машина, и холодильник, и только 6 % домашних хозяйств используют посудомоечную машину. Большая распространенность отдельных видов техники не позволяет выявить эффект использования этих трудосберегающих технологий в данной выборке. Распространение таких технологий сначала дифференцированно влияет на разные социальные группы, а затем сдвигает соотношение в объемах домашнего труда во всем населении, что не позволяет в одногодичном исследовании получить значимые оценки влияния.
Таблица 2. Оснащенность российских домашних хозяйств трудосберегающими технологиями, %, 2014
Наличие холодильника, морозильника Наличие стиральной машины Наличие микроволновой печи Наличие посудомоечной машины
99 94 70 6
Источник: расчеты авторов.
Большое влияние на зависимые переменные оказало наличие легкового автомобиля, которое сокращает разницу в затратах времени партнеров на домашнюю работу на 33 минуты и уменьшает долю женщин в общих затратах времени на выполнение домашних обязанностей партнеров на 0.05.
Заключение
Принципы распределения домашних обязанностей между партнерами представляют не только теоретический интерес для исследователей. Как показано в ряде работ, установление гендерного равенства в распределении домашней работы влияет на принятие решения о рождении детей и во многом определяет качество жизни каждого из партнеров, оказывая влияние на уровень испытываемого стресса.
В работе на основе данных Выборочного наблюдения использования суточного фонда времени населением (2014) определяются факторы, оказывающие влияние на распределение домашних обязанностей между партнерами, а также оценивается вклад этих факторов.
Как показал проведенный анализ, значимое влияние на распределение домашних обязанностей между партнерами оказывает состояние их здоровья. В частности, наличие инвалидности либо ограничений в выполнении ежедневных дел сокращает разрыв в затратах времени женщин и мужчин на работу по дому на 0,5—1,5 часа в зависимости от дня недели.
Немаловажными факторами оказались статус занятости и условия труда: наличие оплачиваемой занятости у женщины сокращает разницу в затратах времени между партнерами в будний день на тот объем времени, который она тратит на полную оплачиваемую занятость (специфика обследования бюджетов времени для домохозяек), а наличие оплачиваемой занятости у мужчины увеличивает значение данного показателя на час. Если женщина работает неполный рабочий
день, то это обстоятельство увеличивает разрыв в затратах времени на домашнюю работу между партнерами почти на час. Работа по гибкому режиму, не влияя на распределение домашних обязанностей в будний день, сокращает разрыв в затратах времени партнеров в выходные на полчаса.
Наличие слабо распространенной трудосберегающей бытовой техники (посудомоечная машина) сокращает абсолютную разницу в затратах времени партнеров на 0,5 часа, влияя также на относительную нагрузку партнеров. Это говорит о том, что наличие трудосберегающих бытовых приборов в первую очередь сокращает нагрузку на женщин, а не на обоих партнеров. Наличие автомобиля оказывает примерно такое же влияние на сокращение гендерного разрыва в объеме домашнего труда.
Следует отметить, что нами были выявлены факторы, поминутный вклад которых в распределение домашней работы оценить не удалось, но регрессионный анализ (МНК оценка) позволил говорить о степени значимости их влияния.
Было показано, что чем больше детей в домашнем хозяйстве и чем меньше возраст младшего ребенка, тем выше степень неравенства в распределении домашних обязанностей, основная нагрузка ложится на плечи женщин. При этом в многодетных семьях относительная нагрузка на женщину не увеличивается. Гипотетические трактовки: после рождения третьего ребенка мужчины увеличивают свой объем работы в домашнем хозяйстве (гендерное равенство растет), часть работы перекладывается на девочку-подростка (гендерное равенство сокращается).
Важным фактором также выступает вклад женщины в общие доходы: чем большую часть доходов домашнего хозяйства составляет заработок женщины, тем меньше разница в затратах времени на домашнюю работу между ней и ее партнером, а также тем ниже ее доля в общих затратах времени на домашнюю работу.
И характеристики занятости женщин и мужчин, и уровень доходов женщин влияют на гендерный разрыв в объеме домашнего труда в будние и в выходные дни. При этом на эмпирических данных было подтверждено наличие незавершенности гендерного перехода, когда наряду с экономическими мотивами в распределении домашнего труда между партнерами сохраняются рудиментные социокультурные мотивы. Высокий уровень занятости и доходов женщин сокращает ее участие в домашнем хозяйстве только в будние дни. В течение выходных дней женщины стремятся выполнить свою роль главного провайдера домашних услуг для домочадцев.
Дополнительные факторы, позитивно влияющие на гендерный разрыв в объеме домашнего труда: наличие других членов домохозяйства, малое число жилых комнат и небольшой размер населенного пункта.
Список литературы (References)
Газизуллина П. Г. Социально-экономические детерминанты здоровья подростков в России. Население и экономика. 2018. № 2(3). С. 70—113. Gazizullina P. G. (2018) Socio-economic Determinants of Adolescent Health in Russia. Population and economics. No. 2(3). Р. 70—113.
Калабихина И. Е., Шайкенова Ж. К. Оценка внутридомохозяйственных трансфертов времени // Демографическое обозрение. 2018. № 4. C. 36—65. Kalabikhina I. E., Shaikenova Z. K. (2018) Household's time transfers estimation. Demographic Review. No. 4. P. 36—65.
Калабихина И. Е. Гендерный фактор в экономическом развитии России. М. : МАКС Пресс, 2009. 240 с.
Kalabikhina I. E. (2009) Gender factor in the economic development of Russia. Moscow: MAKS Press. 240 р.
Brewster K. L., Padavic I. (2000) Change in Gender Ideology, 1977—1996: The Contributions of Intracohort Change and Population Turnover. Journal of Marriage and the Family. No. 62. No. 2. P. 477—487. https://doi.org/10.1111/ j.1741-3737.2000.00477.x.
Coltrane S. (2000) Research on Household Labor: Modeling and Measuring the Social Embeddedness of Routine Family Work. Journal of Marriage and the Family. Vol. 62. No. 4. P. 1208—1233.
Coltrane S. (1996) Family Man: Fatherhood, Housework, and Gender Equity. Oxford University Press. https://doi.org/10.1111/j.1741-3737.2000.01208.x.
Cooke L. P. (2008) Gender Equity and Fertility in Italy and Spain. Journal of Social Policy. No. 38(1). P. 123—140.
Cox T., Mackay C. J. (1981) A transactional approach to occupational stress. In: Stress, work design and productivity. Chichester: Wiley. No. 10. P. 1—34.
Cubbins L. A., Vannoy D. (2004) Division of household labor as a source of contention for married and cohabiting couples in metropolitan Moscow. Journal of Family Issues. Vol. 25. No. 2. P. 182—215. https://doi.org/10.1177/0192513x03256499.
Davis S. N., Greenstein T. N., Marks J. P. (2007) Effects of Union Type on Division of Household Labor: Do Cohabiting Men Really Perform More Housework? Journal of Family Issues. Vol. 28. No. 9. P. 2—39. https://doi.org/10.1177/0192513X07300968.
Diehl C., Koenig M., Ruckdeschel K. (2009) Religiosity and gender equality comparing natives and Muslim immigrants in Germany. Ethnic and Racial Studies. No. 32 (2). P. 278—301. https://doi.org/10.1080/01419870802298454.
Hersch J., Stratton L. (1994) Housework wages and the division of housework time for employed spouses. American Economic Review. Vol. 84. No. 2. P. 120—125.
Levy F. (1995) Incomes and Income Inequality. State of the Union: America in the 1990s. P. 1—58.
Mills M., Begall K., Mencarini L., Tanturri M. L. (2008) Gender equity and fertility intentions in Italy and the Netherlands. Demographic Research. No. 18(1). P. 1—26. https://doi.org/10.4054/demres.2008.18.!.
Robinson J. P., Godbey G. (1999) Time for Life: The Surprising Ways Americans Use Their Time. Pennsylvania State University Press.
Sayer L. C. (2005) Gender, Time and Inequality: Trends in Women's and Men's Paid Work, Unpaid Work and Free Time. Social Forces. Vol. 84. No. 1. P. 285—303. https:// doi.org/10.1353/sof.2005.0126.
Shelton B. A., Daphne J. (1996) The Division of Household Labor. Annual Review of Sociology. Vol. 22. P. 299—322. https://doi.org/10.1146/annurev.soc.22.1.299.
Shelton B. A. (1992) Women, Men and Time: Gender Differences in Paid Work, Housework and Leisure. Greenwood Press. https://doi.org/10.1093/sf/71.4.1094.
Tazi-Preve I.M., Bichlbauer D., Goujon A. (2004) Gender Trouble and Its Impact on Fertility Intentions. Yearbook of Population Research in Finland. No. 40: P. 5—24.
Torr B. M., Short S. (2004) Second births and the second shift: A research note on gender equity and fertility. Population and Development Review. No. 30(1). P. 109— 130. https://doi.org/10.1111/j.1728-4457.2004.00005.x.
Приложение 1. МНК оценки регрессии
В таблице указаны оценки коэффициентов перед соответствующими переменными, в скобках содержатся значения стандартных ошибок, а также уровень значимости коэффициентов: «.» при уровне значимости 0.05, «*» — 0.01, «**» — 0.001, и *** для 0.0001 и выше.
Переменные Значение переменных Модель 1 (будни, абсолютная разница) Модель 2 (будни, относительная доля) Модель 3 (выходные, абсолютная разница) Модель 4 (выходные, относительная доля)
(Intercept) Константа 2.63. (1.34) 0.81*** (0.08) 2.66** (0.92) 0.74*** (0.06)
Возраст
H01_02.F_M. Разница в возрасте между партнерами (возраст женщины минус возраст мужчины) -0.01 (0.01) -0.00 (0.00) -0.01 (0.00) -0.00 (0.00)
Брачный статус
H01_04 Брачный статус 0.15 (0.15) 0.01 (0.01) 0.10 (0.13) -0.00 (0.01)
Уровень образования
I02_01.F Уровень образования партнера женского пола -0.04 (0.03) -0.00* (0.00) 0.04 (0.03) -0.00 (0.00)
I02_01.M Уровень образования партнера мужского пола -0.00 (0.02) 0.00 (0.00) -0.00 (0.02) 0.00 (0.00)
Состояние здоровья
I03_02.F Наличие хронических заболеваний у партнера женского пола -0.16 (0.13) -0.01 (0.01) -0.09 (0.13) -0.00 (0.01)
I03_02.M Наличие хронических заболеваний у партнера мужского пола 0.09 (0.15) 0.00 (0.01) -0.09 (0.15) 0.00 (0.01)
I03_03.F Мешают ли хронические заболевания ежедневной деятельности партнера женского пола 0.29. (0.15) 0.00 (0.01) 0.06 (0.16) 0.00 (0.01)
I03_03.M Мешают ли хронические заболевания ежедневной деятельности партнера мужского пола 0.06 (0.17) -0.00 (0.01) -0.10 (0.17) -0.01 (0.01)
I03_04.F Наличие группы инвалидности у партнера женского пола -1.03*** (0.25) -0.06* (0.02) -0.74** (0.26) -0.04. (0.02)
I03_04.M Наличие группы инвалидности у партнера мужского пола 0.17 (0.26) 0.05* (0.02) -0.05 (0.27) 0.01 (0.02)
I03_06.F Наличие ограничений при выполнении ежедневных дел у партнеров женского пола -1 45*** (0.22) -0.11*** (0.02) -1.39*** (0.21) -0.13*** (0.02)
I03_06.M Наличие ограничений при выполнении ежедневных дел у партнеров мужского пола 0.80*** (0.18) 0.10*** (0.01) 0.90*** (0.18) 0.09*** (0.01)
Переменные Значение переменных Модель 1 (будни, абсолютная разница) Модель 2 (будни, относительная доля) Модель 3 (выходные, абсолютная разница) Модель 4 (выходные, относительная доля)
Занятость и условия работы партнера и респондента
Количество часов в неделю, проведенных на основной работе партнером женского пола -0 02*** (0.00) -0.00*** (0.00) -0.00 (0.00) -0.00* (0.00)
Ю1_10^ Количество часов в неделю, проведенных на основной работе партнером мужского пола 0.02*** (0.00) 0.00*** (0.00) 0.01* (0.00) 0.00** (0.00)
Ю1_11_2^ Признак работы неполный рабочий день для партнеров женского пола 0.75** (0.23) 0.04* (0.02) -0.04 (0.22) 0.00 (0.01)
Ю1_11_2^ Признак работы неполный рабочий день для партнеров мужского пола -0.60. (0.33) -0.03 (0.02) 0.50. (0.26) 0.04* (0.02)
Ю1_11_3^ Признак гибкого режима работы партнера женского пола 0.49** (0.18) -0.00 (0.01) -0.54** (0.17) -0.04** (0.01)
I01_11_3.M Признак гибкого режима работы партнера мужского пола -0.50** (0.15) -0.03* (0.01) 0.31* (0.15) 0.02. (0.01)
I01_24_1.F Статус не работающего и не ищущего работу партнера женского пола 1.72*** (0.49) 0.07* (0.03) 0.28 (0.39) 0.05 (0.03)
I01_24_2.F Статус не работающего пенсионера для партнера женского пола 1.32*** (0.27) 0.02 (0.02) 0.04 (0.23) -0.00 (0.01)
Ю1_24_3^ Статус не работающего и ищущего работу для партнера женского пола 2.23*** (0.39) 0.08*** (0.02) 0.77* (0.34) 0.03 (0.02)
I01_24_4.F Статус учащегося, студента для партнера женского пола 2.19*** (0.60) 0.03 (0.05) 0.57 (0.66) -0.03 (0.06)
I01_24_5.F Статус занимающегося домашним хозяйством, уходом за детьми для партнера женского пола 3.04*** (0.23) 0.04** (0.01) 0.52** (0.20) -0.00 (0.01)
I01_24_6.F Статус временно или длительно нетрудоспособного для партнера женского пола 1.81** (0.63) 0.00 (0.04) -0.86 (0.54) -0.10* (0.04)
I01_24_1.M Статус не работающего и не ищущего работу партнера мужского пола -0.50 (0.62) 0.00 (0.05) 0.92* (0.44) 0.10** (0.03)
Ю1_24_2^ Статус не работающего пенсионера для партнера мужского пола -1.63*** (0.26) -0.11*** (0.02) -0.05 (0.23) 0.01 (0.02)
I01_24_3.M Статус не работающего и ищущего работу для партнера мужского пола -1.45*** (0.39) -0.08* (0.03) 0.41 (0.34) 0.03 (0.02)
I01_24_4.M Статус учащегося, студента для партнера мужского пола -0.27 (1.44) -0.08 (0.07) -0.76 (0.70) -0.04 (0.06)
Переменные Значение переменных Модель 1 (будни, абсолютная разница) Модель 2 (будни, относительная доля) Модель 3 (выходные, абсолютная разница) Модель 4 (выходные, относительная доля)
I01_24_5.M Статус занимающегося домашним хозяйством, уходом за детьми для партнера мужского пола -0.90 (0.59) -0.05 (0.05) 0.35 (0.49) 0.06 (0.04)
I01_24_6.M Статус временно или длительно нетрудоспособного для партнера мужского пола -1.67* (0.77) -0.06 (0.06) 0.47 (0.54) 0.06 (0.04)
Наличие собственных детей и их возраст
CH_0_17 Число детей в возрасте 0—17 лет 0.61** (0.18) - 0.45** (0.14) -
Young_ch_0.17 Возраст младшего ребенка -0.06*** (0.01) - -0.03** (0.01) -
HAVE_D_2 Лица (мать, отец), имеющие совместно проживающих детей в возрасте 0—2 лет - 0.03** (0.01) - 0.02. (0.01)
HAVE_D_6 Лица (мать, отец), имеющие совместно проживающих детей в возрасте 3—6 лет - -0.00 (0.01) - 0.03** (0.00)
HAVE_D_11 Лица (мать, отец), имеющие совместно проживающих детей в возрасте 7—11 лет - -0.00 (0.01) - 0.02** (0.01)
H02_18 Наличие у ребенка хронических заболеваний -0.07 (0.32) -0.02 (0.02) 0.04 (0.27) 0.00 (0.02)
H02_19 Наличие у ребенка инвалидности -2.15 (1.74) -0.13 (0.12) -0.91 (2.39) -0.13 (0.18)
Соотношение доходов жены и мужа
I01_18.F_ Share Доля дохода партнера женского пола в общем доходе супругов -0.94*** (0.28) -0.13*** (0.02) 0.08 (0.26) -0.00 (0.02)
Характеристики домашнего хозяйства
R_1 Место проживания -0.01 (0.14) -0.00 (0.01) 0.08 (0.14) 0.00 (0.01)
R_1_1 Размер населенного пункта 0.04* (0.02) 0.00 (0.00) -0.01 (0.02) -0.00 (0.00)
R_2_0 Состав домохозяйства 0.29. (0.17) 0.01. (0.00) 0.16 (0.13) 0.00 (0.00)
TIP_S_1 Наличие других членов д/х, кроме детей и супругов -0.50* (0.21) -0.02. (0.01) -0.18 (0.18) 0.00 (0.01)
INV Число инвалидов в домохозяйстве 0.52* (0.25) 0.00 (0.02) 0.47. (0.26) 0.01 (0.02)
MOL_SEM Признак молодой семьи 0.03 (0.25) 0.00 (0.02) 0.22 (0.27) 0.00 (0.02)
MNG_SEM Признак многодетной семьи -0.97*** (0.28) -0.03. (0.02) -1.16*** (0.29) -0.05** (0.01)
H03_01 Вид жилья домохозяйства -0.02 (0.18) -0.00 (0.01) 0.39* (0.17) 0.02 (0.01)
Переменные Значение переменных Модель 1 (будни, абсолютная разница) Модель 2 (будни, относительная доля) Модель 3 (выходные, абсолютная разница) Модель 4 (выходные, относительная доля)
H03_02 Число жилых комнат -0.00 (0.04) 0.00 (0.00) 0.07. (0.04) 0.01** (0.00)
H03_03_1 Признак собственника жилья домохозяйства в лице государства/ муниципалитета -0.14 (0.19) 0.00 (0.01) 0.09 (0.20) 0.00 (0.01)
H03_03_2 Признак собственника жилья домохозяйства в лице другого юридического лица 0.07 (0.44) -0.01 (0.04) -0.21 (0.39) 0.00 (0.03)
H03_03_3 Признак собственника жилья домохозяйства в лице частного лица, не являющегося членом домашнего хозяйства -0.13 (0.18) -0.04* (0.01) -0.25 (0.17) -0.01 (0.01)
H03_04_01_01 Признак наличия телевизора в домашнем хозяйстве -1.67. (0.96) -0.09. (0.05) -2.35** (0.72) -0.11** (0.04)
H03_04_01_02 Признак наличия спутникового или кабельного телевидения в домашнем хозяйстве 0.23* (0.09) 0.01. (0.00) -0.03 (0.08) 0.00 (0.00)
H03_04_01_03 Признак наличия видеомагнитофона или DVD в домашнем хозяйстве -0.08 (0.08) -0.00 (0.00) -0.05 (0.08) -0.00 (0.00)
H03_04_01_04 Признак наличия холодильника, морозильника в домашнем хозяйстве -0.06 (0.07) -0.01 (0.01) -0.19 (0.17) -0.01 (0.01)
H03_04_01_05 Признак наличия стиральной машины в домашнем хозяйстве -0.00 (0.25) -0.00 (0.02) -0.21 (0.23) -0.03 (0.02)
H03_04_01_06 Признак наличия микроволновой печи в домашнем хозяйстве 0.01 (0.11) -0.00 (0.01) -0.06 (0.10) -0.00 (0.00)
H03_04_01_07 Признак наличия посудомоечной машины в домашнем хозяйстве 0.12 (0.13) 0.02 (0.01) -0.33* (0.15) -0.01 (0.01)
H03_04_01_08 Признак наличия стационарного телефона в домашнем хозяйстве 0.01 (0.08) 0.00 (0.00) -0.03 (0.08) -0.00 (0.00)
H03_04_01_09 Признак наличия мобильного телефона в домашнем хозяйстве -0.30 (0.38) -0.06. (0.03) 0.12 (0.35) -0.00 (0.03)
H03_04_01_10 Признак наличия компьютера в домашнем хозяйстве 0.01 (0.18) -0.01 (0.01) 0.09 (0.18) -0.00 (0.01)
H03_04_01_11 Признак наличия подключения к Интернет в домашнем хозяйстве -0.09 (0.16) -0.00 (0.01) -0.14 (0.16) -0.00 (0.01)
H03_04_01_12 Признак наличия легкового автомобиля в домашнем хозяйстве -0 34*** (0.09) -0.02** (0.00) -0.48*** (0.09) -0.04*** (0.00)
Переменные Значение переменных Модель 1 (будни, абсолютная разница) Модель 2 (будни, относительная доля) Модель 3 (выходные, абсолютная разница) Модель 4 (выходные, относительная доля)
H03_05_01_01 Признак наличия дополнительной отдельной квартиры в домашнем хозяйстве -0.10 (0.14) -0.01 (0.01) -0.05 (0.15) -0.00 (0.01)
H04_01 Признак получения услуг от не члена домохозяйства за последние 4 недели по уходу за членами домашнего хозяйства 0.24 (0.23) -0.02. (0.01) 0.32 (0.23) -0.01 (0.01)
R-squared — 0.3723 0.1911 0.0941 0.06524
adj.R-squared — 0.364 0.1802 0.08184 0.05239
F — 44.73 17.53 7.677 5.076
P — 2.2е-16 2.2е-16 2.2е-16 2.2е-16
Источник: расчеты авторов.
Приложение 2. МНК оценки регрессии (метод matching)
В таблице представлена оценка среднего эффекта воздействия подвергнутой воздействию группы. Уровень значимости коэффициентов: «.» при уровне значимости 0.05, «*» — 0.01, «**» — 0.001, и *** для 0.0001 и выше. В скобках содержится значение средней ошибки.
Переменные Значение переменных Модель 1 (будни, абсолютная разница) Модель 2 (будни, относительная доля) Модель 3 (выходные, абсолютная разница) Модель 4 (выходные, относительная доля)
I03_04.F Наличие группы инвалидности у партнера женского пола -0.75* (0.24) -0.06* (0.02) -0.94*** (0.22) -0.08* (0.02)
I03_04.M Наличие группы инвалидности у партнера мужского пола 0.98*** (0.24) 0.09*** (0.02) 0.42. (0.18) 0.04. (0.02)
I03_06.F Наличие ограничений при выполнении ежедневных дел у партнеров женского пола -1.39*** (0.25) -0.11*** (0.03) -1.37*** (0.23) -0.13*** (0.03)
I03_06.M Наличие ограничений при выполнении ежедневных дел у партнеров мужского пола 1.03*** (0.24) 0.11*** (0.02) 1.07*** (0.22) 0.11*** (0.03)
ZAN.F Статус занятости партнера женского пола -7.74*** (2.14) -0.34 (0.22) -1.99 (1.93) -0.12 (0.16)
ZAN.M Статус занятости партнера мужского пола 1.20*** (0.28) 0.14*** (0.02) -0.33 (0.22) -0.02 (0.02)
I01_11_2.F Признак работы неполный рабочий день для партнеров женского пола 1.03* (0.33) 0.07. (0.03) — —
I01_11_2.M Признак работы неполный рабочий день для партнеров мужского пола — — 0.43 (0.33) 0.04 (0.03)
I01_11_3.F Признак гибкого режима работы партнера женского пола 0.24 (0.22) -0.02 (0.02) -0.43. (0.19) -0.04. (0.02)
I01_11_3.M Признак гибкого режима работы партнера мужского пола -0.44. (0.20) -0.03 (0.02) 0.29 (0.16) 0.02 (0.01)
TIP_S_1 Наличие в других членов д/х кроме детей и супругов -1.06 (1.63) -0.07 (0.14) — —
MNG_SEM Признак многодетной семьи -2.86 (2.29) — -4.94. (2.42) -0.04 (0.12)
H03_04_01_12 Признак наличия легкового автомобиля в домашнем хозяйстве -0.17 (0.13) -0.03. (0.01) -0.56*** (0.12) -0.05*** (0.01)
H03_04_01_01 Признак наличия телевизора в домашнем хозяйстве — — -3.20. (1.25) -0.16 (0.1)
H03_04_01_07 Признак наличия посудомоечной машины в домашнем хозяйстве — — -0.48* (0.17) -0.03. (0.01)
Источник: расчеты авторов.
