Книги, научные публикации
Pages: | 1 | 2 | -- [ Страница 1 ] --
Консорциум экономических исследований и образования Серия "Научные доклады" ISSN 1561-2422 № 05/04 Факторы фертильности в современной России Я.М. Рощина А.В. Бойков Проект (№ 02-222) реализован при
поддержке Консорциума экономических исследований и образования Мнение авторов может не совпадать с точкой зрения Консорциума Доклад публикуется в рамках направления Рынки труда и социальная политика Классификация JEL: J13 РОЩИНА Я.М., БОЙКОВ А.В. Факторы фертильности в современной России. Ч Москва: EERC, 2005.
В работе проводится эмпирический анализ экономических моделей фертильного поведения на данных RLMS 1994Ц2001 гг. Были оценены модели вероятностей рождения ребенка в семье в течение года после опроса, пре рывания беременности, желания родить ребенка в будущем. Основными факторами, которые детерминируют репродуктивное поведение в современной России, являются демографические (возраст и количество уже рож денных детей) и культурно-ценностные (удовлетворенность материальным положением, частота употребления алкоголя). Значимость ряда экономических факторов (занятость, должность, уровень образования, доходы женщин и их супругов, условия жизни) не подтвердилась или подтвердилась только в моделях для отдельных совокупностей женщин. Существенными остаются различия между регионами, городской и сельской местно стью (рождаемость выше в более бедных регионах, с более низким уровнем женской безработицы).
Ключевые слова. Россия, репродуктивное поведение, фертильность, склонность к родительству.
Благодарности. Авторы благодарны Ростислав Капелюшникову, Джону Эрлу, Сергею Захарову и участникам семинаров EERC 2002Ц2003 гг. за содержательную критику и рекомендации.
Яна Михайловна Рощина Андрей Вячеславович Бойков Факультет социологии Государственного Университета Ч Высшая школа экономики Кафедра экономической социологии Москва, Кочновский проезд, д. Тел.: (095) 152 15 Факс: (095) 152 03 E-mail: roshchin@aha.ru й Я.М. Рощина, А.В. Бойков СОДЕРЖАНИЕ ОСНОВНЫЕ ПРЕДПОСЫЛКИ И ВЫВОДЫ 1. ВВЕДЕНИЕ 2. ТРЕНДЫ РОЖДАЕМОСТИ В МИРЕ И В РОССИИ 3. ОБЗОР ЛИТЕРАТУРЫ 4. МЕТОДОЛОГИЯ 5. ЭМПИРИЧЕСКАЯ БАЗА И ПОДГОТОВКА ДАННЫХ. СПЕЦИФИКА ЗАВИСИМЫХ ПЕРЕМЕННЫХ И ДЕТЕРМИНАНТ МОДЕЛЕЙ 6. ОСНОВНЫЕ ТЕНДЕНЦИИ РОЖДАЕМОСТИ НА ОСНОВЕ ДАННЫХ RLMS 7. РЕЗУЛЬТАТЫ РЕГРЕССИОННОГО АНАЛИЗА 7.1. Решение о рождении ребенка 7.2. Отказ от рождения ребенка (прерывание беременности) 7.3. Репродуктивные намерения Ч желание родить ребенка в будущем 8. ЗАКЛЮЧЕНИЕ ПРИЛОЖЕНИЯ Приложение А. Динамика рождаемости в России: среднее число детей, рожденных одной женщиной Приложение В. Эмпирические факты о рождаемости в базе данных РМЭЗ Приложение С. Результаты регрессионного анализа СПИСОК ЛИТЕРАТУРЫ Консорциум экономических исследований и образования, Россия и СНГ ОСНОВНЫЕ ПРЕДПОСЫЛКИ И ВЫВОДЫ Цель настоящего исследования Ч эмпирический анализ принятия решения о рождении ре бенка как формы экономического поведения домашних хозяйств, а именно, выявление фак торов, влияющих на это решение. Россия пережила сильное снижение численности населе ния в течение последних 10 лет, в значительной степени за счет падения рождаемости, что вызовет серьезные проблемы на Российском рынке труда и отрицательно повлияет на эконо мическую ситуацию в целом.
Теоретической основой работы являются экономические модели фертильного поведения, преимущественно разработанные в рамках "новой экономической теории домохозяйств".
Эмпирические оценки моделей осуществлялись на основе Российского Мониторинга эконо мики и здоровья (RLMS) за 1994Ц2001 гг. Были оценены модели вероятностей рождения ре бенка в семье в течение года после опроса, прерывания беременности, желания родить ре бенка в будущем.
Основными факторами, которые детерминируют репродуктивное поведение, оказались де мографические (возраст и количество уже рожденных детей) и культурно-ценностные (удов летворенность материальным положением, частота употребления алкоголя). Существенными остаются различия между регионами, городской и сельской местностью. Рождаемость выше в более бедных регионах, с более низким уровнем женской безработицы. Многие экономиче ские факторы оказались незначимыми или значимыми только в моделях для отдельных со вокупностей женщин (занятость, должность, уровень образования, доходы женщин и их суп ругов, условия жизни). Таким образом, не следует ожидать, что рост доходов населения при ведет к увеличению рождаемости.
Консорциум экономических исследований и образования, Россия и СНГ 1. ВВЕДЕНИЕ Современный интерес ученых и политиков к проблеме рождаемости во многом вызван теми радикальными изменениями в характере демографического воспроизводства населения, ко торые наблюдались в мире за последние полвека. Это революционный скачок в росте чис ленности населения, "сегрегация" рождаемости по странам с разным уровнем развития, из менение структуры населения Земли Ч во-первых, в региональном аспекте (рост доли раз вивающихся стран), и, во-вторых, в возрастном Ч рост доли лиц пенсионного возраста. Пер вая тенденция должна привести к изменениям в миграционной политике развитых стран, ко торые будут вынуждены импортировать трудовые ресурсы. Вторая тенденция угрожает кра хом пенсионной системы, в том виде, как она сложилась сегодня, так как резко вырастет пенсионная нагрузка на занятое население в развитых странах.
Россия пережила сильное снижение численности населения в течение последних 10 лет. Ста тистические данные показывают падение числа итоговых рождений на 1 женщину Ч от 1. в 1980 г. до самого низкого уровня Ч 1.17 в 1999 г. Этот факт, как считают эксперты, вызо вет серьезные проблемы на Российском рынке труда и отрицательно повлияет на экономиче скую ситуацию в целом. В то же время демографы отмечают целую сеть взаимосвязанных тенденций, которые позволяют говорить о "втором демографическом переходе" (Вишнев ский, Андреев, Трейвиш, 2003, с. 43) и переходе на новую модель рождаемости. В 2001 г.
была принята Концепция демографического развития Российской Федерации на период до 2015 г., ставящая своей целью создание стимулов для повышения рождаемости. Однако предложенные в этой Концепции меры, по меньшей мере, нуждаются в обсуждении. Поэто му проблема выявления факторов, воздействующих на рождаемость, чрезвычайно актуальна для современной России.
Таким образом, речь идет о том, возможно ли вообще и если да, то каким образом воздейст вовать на демографическое поведение людей? В разное время демографы, экономисты и со циологи разрабатывали различные модели демографического поведения, пытаясь понять причины его изменения, выявить, какие факторы Ч экономические, культурные, социаль ные, этнические Ч оказывают на него существенное влияние. В России исследований фер тильности на основе эмпирических оценок эконометрических моделей до сих пор не было.
В то же время многие процессы, наблюдаемые на макроуровне, требуют микроэкономиче ского объяснения. Среди исследователей нет единого мнения о том, что в наибольшей степе ни оказало влияние на спад рождаемости в России Ч резкое падения уровня жизни в начале 90-х или переход на новую модель рождаемости, общий для всех Западных стран. Неясно, с чем в первую очередь связано откладывание времени рождения детей. Статистические дан ные свидетельствуют, что бедность и размер семьи связаны позитивно. Но мы не знаем, что важнее для родителей при решении о количестве детей Ч эффект дохода или рост ценности времени родителей.
Консорциум экономических исследований и образования, Россия и СНГ В настоящем исследовании мы будем опираться на экономический подход к объяснению фертильного поведения на основе микроданных для России второй половины 1990-х годов.
Цель настоящего исследования Ч эмпирический анализ принятия решения о рождении ре бенка как формы экономического поведения домашних хозяйств. Это предполагает решение следующих задач:
Х оценка влияния социально-демографических (возраст, образование, семейный статус, количество детей) и экономических (занятость доходы матери, отца и других членов семьи) факторов на фактическое решение семьи родить ребенка или прервать беремен ность;
Х выявление зависимости возраста матери при рождении ребенка от этих социально демографических и экономических переменных;
Х определение детерминированности фертильных намерений (желания иметь детей в бу дущем) социально-демографическими (возраст, образование, семейный статус, количест во детей) и экономическими (занятость доходы матери, отца и других членов семьи) па раметрами семьи;
Х оценка влияния социально-экономической ситуации (безработица, доходы, и др.) в ре гионе на склонность семей к рождению ребенка.
2. ТРЕНДЫ РОЖДАЕМОСТИ В МИРЕ И В РОССИИ Как отмечает в своем исследовании Вишневский, Россия в 90-е годы пережила уже четвертое за последние сто лет абсолютное сокращение численности населения, но только в этот по следний раз оно было связано со снижением рождаемости до небывало низкого уровня (Вишневский, Андреев, Трейвиш, 2003). В то же время период спада рождаемости совпал со временем экономических и социальных реформ. Неудивительно поэтому, что представляется заманчивой попытка объяснить падение рождаемости в России экономическим, социальным, политическим кризисом, когда люди не могут родить детей из-за материальных ограничений или не хотят по причине неуверенности в завтрашнем дне и нестабильности. Именно поэто му ожидается, что с окончанием периода реформ и повышением уровня жизни рождаемость вернется к прежнему уровню.
Однако невозможно рассматривать Россию 90-х годов в отрыве от мировых тенденций. Пе реход на новую модель рождаемости является общим явлением для практических всех раз витых стран западного мира. По сути, он означает сейчас переход к модели однодетной се мьи. И хотя численные различия рождаемости (суммарный коэффициент рождаемости) в разных странах достаточно велики, общность тренда несомненна (рис. 1а Приложения), и объяснить их различиями социально-экономического положения или социальной политики не удается.
Консорциум экономических исследований и образования, Россия и СНГ Для Европейских постсоциалистических стран во многом были характерны те же социально экономические процессы, что и для России (падение доходов, рост безработицы, ломка соци альной структуры и системы социально обеспечения), а тренды рождаемости в них полно стью соответствуют общеевропейской динамике (рис. 2а Приложения). Сходные изменения числа рождений на одну женщину мы обнаруживаем и для европейских республик бывшего Советского Союза. И если вплоть до начала 90-х годов между бывшими республиками СССР сохранялись очень существенные различия в уровне рождаемости, то, несмотря на политиче скую дезинтеграцию стран, усиление социально-экономических различий, различия в рож даемости постепенно нивелируются (рис. 3а Приложения).
Важно, что в России современное снижение количества рождений на одну женщину невоз можно рассматривать в отрыве от других демографических тенденций Ч изменения возрас та, в котором рождается первенец и последующие дети, интервалов между детьми, доли де тей, рожденных вне зарегистрированного брака, числа абортов и т.д. И Россия с некоторым отставанием сейчас повторяет "западный" путь.
Россияне, видимо, переживают переход на "западную" модель рождения первенца после дос тижения семьей экономической стабильности, то есть после завершения образования и пере хода к устойчивым доходам, примерно после 27Ц29 лет. "Постарение" рождаемости, начав шееся примерно с середины 90-х годов, происходило за счет снижения вклада молодых воз растов в общую рождаемость. При этом наблюдается увеличение возраста при рождении де тей разных очередностей, а средние интервалы между рождениями остаются примерно на одном уровне. О переходе на все более малодетную семью свидетельствует снижение сред ней очередности рождения. Тенденции увеличения возраста при рождении первенца могут быть также связаны с улучшением возможностей предотвращения беременности. Подтвер ждением этого может служить существенное снижение числа абортов.
Можно было бы ожидать, что описанные выше тенденции во многом связаны с изменением ценностных установок россиян. Согласно регулярным опросам ВЦИОМ, "идеалом" россий ского общества все еще остается двухдетная семья, а вот ожидаемое (планируемое) количе ство детей оказалось подвержено большим потрясениям Ч если в 1991 г. средняя семья со биралась родить 1.7 ребенка, то в 1994 г. Ч 1.1. К 1997 г. этот показатель перевалил за 1.7, а затем вновь упал в 2000Ц2001 гг. до менее чем 1.
В целом происходит заметная перестройка структуры рождаемости. И хотя экономическая нестабильность и снижение уровня жизни внесли свой вклад в этот процесс, в первую оче редь за счет откладывания рождения второго и последующих детей в начале 90-х годов, тем не менее эта тенденция, как считают демографы, носит более глобальный характер.
Регионы России достаточно сильно различаются по различным социально-экономическим пара метрам, в том числе и демографическим. Наши расчеты на основе российских данных о регио нальном развитии (табл. 1а Приложения), показали, что общий уровень рождаемости имеет по ложительные значимые коэффициенты корреляции с такими параметрами, как: уровень абортов на 1 женщину в фертильном возрасте;
уровень заработной платы;
уровень безработицы среди Консорциум экономических исследований и образования, Россия и СНГ женщин и среди всего населения;
коэффициент брачности;
количество детей на 100 мест в дет ских садах. Отрицательная значимая взаимосвязь была найдена для уровня экономической ак тивности женщин и уровня выбросов в атмосферу (на единицу площади региона).
3. ОБЗОР ЛИТЕРАТУРЫ Статическая модель. Основа современного экономического представления о демографиче ском поведении семей была заложена Гарри Бекером (1960, 1976). В его работе (1976) дети рассматриваются как аналоги товаров длительного пользования. Существует определенный "вкус" к рождению детей, определяемый религией, расой, возрастом, и т.д. В простейшей модели родители делают потребительский выбор между детьми и другими товарами при бюджетных ограничениях. Если дети Ч нормальные блага, то число желаемых детей поло жительно зависит от дохода родителей. Еще одно из предположений модели Ч то, что каж дый ребенок имеет " качество", и чем выше это качество, тем выше полезность ребенка для родителей. Качество "произведенных" в семье детей определяется "домашней производст венной функцией" и положительно зависит от ресурсов (любовь, знания, товары, деньги, время и т.д.), затраченных родителями на детей. Таким образом, каждый ребенок имеет "це ну" (в зависимости от сделанных затрат). Число детей растет с увеличением дохода и падает с увеличением "цены" детей. Бекер предположил, что дети Ч времяемкие блага. Если реаль ная ценность времени человека увеличивается, то цена детей увеличится относительно дру гих благ, и эти последние частично вытеснят детей в оптимальном решении. Расширенная модель выбора Ч с учетом времени на рынке труда и на воспитание детей Ч аналогична модели распределения времени в домашнем хозяйстве (модель Бекера или Гронау), где дети являются "выпуском" домашней производственной функции (см. Montgomery, Trussel, 1986).
Наиболее важный результат этой модели Ч то, что число детей зависит отрицательно от за работной платы жены и положительно от дохода мужа. Кроме того, отрицательно связаны между собой количество и качество детей, а принимая во внимание более высокие затраты образованных семей на детей, это означает, что в семьях с более высоким уровнем образова ния будет меньше детей.
Ценности в этой модели рассматриваются как экзогенные ("Чикаго-Колумбийский подход").
Альтернативная модель, названная "Пенсильванским подходом" (Easterlin, 1968;
Easterlin, Pollak, and Wacher, 1980) постулирует, что ценности, детерминирующие фертильность, не являются экзогенными, и сформированы опытом потребления в течение юности. Как нашел Schultz (1981), эта модель подразумевает, что при прочих равных условиях родители, рож денные в больших семействах, будут сами иметь тенденцию к большой семье.
Динамические модели рассматривают фертильное поведение в течение жизненного цикла (Montgomery, Trussel, 1986;
Kooreman and Wunderink, 1997)1. Модель выбора времени рож Другие подходы к моделированию фертильности Ч модели последовательного принятия решения в условиях неопределенности и модели фертильности в течение жизненного цикла с учетом занятости (Montgomery, Trus sel, 1986).
Консорциум экономических исследований и образования, Россия и СНГ дения описывает выбор времени рождения как результата максимизации ожидаемого дис контированного потока полезности для женщины в непрерывном интервале времени. В этой модели женщина решает задачу оптимизации времени рождения детей, максимизируя свой доход в течение продолжительности жизни (работы). Оценка теневой цены времени рожде ния показывает, что при отсутствии различий в предпочтениях, оптимальным решением яв ляется как можно более позднее рождение ребенка в фертильном возрасте.
Но необходимо объяснить, почему первое рождение имеет тенденцию следовать быстро по сле заключения брака. В этой модели два фактора действуют в противоположных направле ниях Ч желание иметь детей сразу, чтобы получать полезность в течение более длинного периода, и возможные альтернативные издержки из-за потерь опыта работы и дохода, кото рые связаны со стратегией раннего рождения ребенка. Низкая заработная плата и уровень образования в начале работы, короткий период неучастия в рыночном труде, достаточно вы сокий доход в течение материнского отпуска и низкие издержки нового выхода на работу уменьшают оптимальное время первого рождения.
Теория Беккера не противоречит замедлению рождаемости в западных странах. Эти страны характеризуются, помимо высоких доходов, высоким уровнем образования (которые в том числе и приводят к росту доходов), а это имеет двоякий эффект на рождаемость: во-первых, возрастает цена времени родителей, а во-вторых, повышаются требования к "качеству" де тей. Оба эти эффекта, по теории, должны приводить к снижению числа детей в семье.
Если когда-то большое количество детей представляло собой, во-первых, "страхование от риска детской смертности", и, во-вторых, представляло собой важный механизм социальной поддержки в старости, то теперь первый фактор исчезает благодаря системе здравоохране ния, а второй Ч благодаря пенсионной системе.
Многие из важных теоретических работ были изданы в сборнике под редакцией Шульца (1975). Было издано также несколько учебников об экономическом поведении домашних хо зяйств, включая модель фертильности (Kooreman, Wunderink, 1997;
Cigno, 1991 etc.). Пре восходный обзор теоретических подходов был сделан Montgomery, Trussel (1986). Введение в эмпирические исследования, которые сосредотачиваются на заработной плате женщин, до ходе мужчин и фертильности в течение жизненного цикла, сделано в работе Шульца (Schultz, 1981), где показано, что ключевая трудность состоит в том, что заработная плата наблюдается только для занятых женщин. В этом случае требуется объединенная модель предложения труда и фертильности, или заработная плата должна быть оценена при помощи инструментальных переменных.
Heckman, Walker (1990) оценивают сокращенную форму неоклассической модели динамики фертильности, исследуя различные аспекты фертильности в течение жизненного цикла: за вершенный процесс рождения детей, бездетность, интервалы между рождениями, временные ряды ежегодных коэффициентов рождаемости для панельных данных. Данные оценок рег рессии свидетельствуют, что заработная плата жены отрицательно влияет на фертильность, а мужа Ч положительно. Белые женщины по сравнению с черными чаще откладывают время Консорциум экономических исследований и образования, Россия и СНГ рождения первого ребенка. Работа Grossman and Joyce (1990) анализирует решение беремен ной женщины о рождении или об аборте. Из-за смещенности выборки авторы используют процедуру Хекмана. Один из полученных результатов Ч то, что черные женщины, для кото рых теневая цена контрацепции является относительно высокой, с большей вероятностью прервут беременность, чем белые, для кого теневая цена ниже и чья беременность с большей вероятностью будет запланированной.
Otani (1996) предсказывает эффекты влияния образования жены и ее участия в рынке труда на репродуктивное поведении, оценивая модель Cigno (1991) на данных для Канады и Япо нии. Он находит, что уровень образования жены и мужа, занятость жены и возраста при вступлении в брак влияют на это число отрицательно, а продолжительность брака, религиоз ность жены, число комнат в доме Ч положительно. Aggararwal, Netanyahu, Romano (2001) использовали probit и tobit модели (по когортам) для оценки вероятности рождения в преды дущие 5 и 10 лет в зависимости от возраста женщины, образования, предсказанной смертно сти младенца, уровня расхода семьи, и доступности некоторых природных ресурсов (как во да, древесина и т.д.). Очень важный аспект проанализирован Wong and Levine (1992) Ч они оценивают влияние присутствия дополнительного члена семьи (могущего ухаживать за ре бенком) в домашнем хозяйстве на вероятность рождения ребенка за последние 5 лет (ника кие эффекты не найдены).
Принятие решения о фертильности рассматривается в терминах стохастических динамиче ских задач управления с целочисленным результатом в статье Ahn (1995). Оценка модели показывает, что ценность детей изменяется в зависимости от пола и возраста детей, а также уровня образования женщин.
В России нет традиции экономического подхода к анализу фертильного поведения. Множе ство исследований было сделано в демографии (см., напр., Вишневский, 2000, 2002, 2003;
Захаров, 2003). Регулярно выпуски электронного журнала "Демоскоп" освещают ситуацию с рождаемостью в России (www.demoscope.ru). Некоторые интересные результаты получены в социологии семьи (Бодрова, 1999, 2000).
4. МЕТОДОЛОГИЯ Мы предполагаем, что основные микроэкономические подходы к моделированию фертиль ности, разработанные на Западе, применимы к российской ситуации 90-х годов.
Гипотезы исследования 1. Эффект роста цены времени родителей преобладает над эффектом дохода. Исходя из мо дели "домашнего производства" семьи, можно ожидать, что уровень заработной платы жен щины имеет негативный эффект на склонность к рождению ребенка, а доходы мужчины и других членов семьи Ч позитивный.
Консорциум экономических исследований и образования, Россия и СНГ 2. Занятость на рынке труда и высокий должностной статус женщины оказывают негативное воздействие на склонность к рождению ребенка, так как это повышает издержки, связанные с перерывом в работе и возвращением на рынок труда. Социальные пособия могут смягчить это влияние.
3. Позитивное влияние на вероятность рождения ребенка оказывают факторы, снижающие затраты времени женщины на уход за ним: обеспеченность бытовой техникой, коммуналь ные удобства, наличие других взрослых членов семьи.
4. Влияние человеческого капитала: уровень образования супругов негативно влияет на склонность к рождению (в силу, во-первых, роста цены их времени, и в силу роста требова ний к качеству детей), уровень здоровья Ч позитивно.
5. Значимыми при принятии решения о рождении ребенка остаются ценностные и культур ные факторы. Религиозность и национальная принадлежность родителей связана, во-первых, с традициями ценности детей, и, во-вторых, с запретами на прерывание беременности.
В сельской местности более высокую рождаемость можно предполагать как в силу традиций, так и в силу ожидаемой отдачи от детей в виде труда в домашнем хозяйстве.
6. Социально-экономическая ситуация в регионе места жительства оказывает влияние на ро ждаемость. Позитивное влияние оказывают уровень жизни, экологии, здравоохранения, со циальной инфраструктуры (детские сады), негативное Ч уровень занятости. В то же время доходы семьи оказывают влияние более существенное, чем средний уровень доходов в ре гионе.
7. Можно ожидать существенных различий между факторами, влияющими на решение о ро ждении первого ребенка, и влияющими на решения о последующих детях. Для первого ре бенка значимы скорее ценностно-культурные факторы, для второго и следующих детей Ч экономические.
8. Ожидаются различия в моделях фертильного поведения в начале и в конце исследуемого периода (1994Ц2000 гг.) в связи с усилением рыночных факторов. Возрастает значимость ин дивидуальных характеристик женщины (заработная плата, образование), и уменьшается зна чение семейных (бытовые удобства и пр.) и региональных параметров. Увеличивается наи более вероятный возраст матери при рождении ребенка и усиливается отрицательная взаи мосвязь между количеством уже рожденных детей и вероятностью рождения, т.е. происхо дит переход к "западной" модели рождаемости (стандарт семьи с одним ребенком и поздним возрастом рождения).
Спецификация модели Мы исходим из того, что решение семьи о рождении ребенка состоит из следующих шагов:
1. семья принимает решение о предполагаемом общем количестве и качестве детей, учиты вая объем ожидаемого дохода в течение жизненного цикла;
Консорциум экономических исследований и образования, Россия и СНГ 2. супруги решают, в какое время родить первого ребенка в зависимости от их возраста, стадии брака и потенциальных заработков;
3. та же процедура применяется к решениям обо всех последующих детях, имея в виду ко личество уже рожденных детей и изменения дохода в течение этого периода.
На статическом уровне проблема может быть рассмотрена как принятие решения иметь или не иметь ребенка в следующем году.
Мы оцениваем несколько регрессионных моделей для решений о фертильности:
yi = ai*Xi +, где yi Ч зависимая переменная, измеряющая склонность i-ой семьи к рождению ребенка, Xi Ч вектор социально-демографических и экономических характеристик семьи.
Оцениваются модели для следующих зависимых переменных:
1. принятие решения о рождении в периоде Т+1 (probit, fixed logit);
2. принятие решение о родах (0) или аборте (1) в году Т+1 для беременных женщин (probit);
3. возраст женщины при рождении ребенка в году Т+1 (количественная регрессия);
4. желание/нежелание (еще) иметь детей (probit, fixed logit).
На основе теоретических моделей, а также результатов эмпирических исследований на Запа де, мы использовали следующие детерминанты моделей (значения для года Т):
1. параметры жены: возраст, самооценка здоровья, уровень образования, заработная плата (фактическая или предсказанная) или фактические доходы, представления о материаль ном благосостоянии, статус занятости и профессиональный статус, возможность пособий и отпуска по уходу за ребенком, религиозность или вероисповедание, национальность, семейный статус (наличие супруга), зарегистрирован ли брак;
2. параметры мужа: возраст, самооценка здоровья, уровень образования, фактические дохо ды, статус занятости и профессиональный статус, религиозность или вероисповедание, национальность;
3. состав семьи: число уже рожденных детей (по возрастам), наличие других взрослых чле нов семьи, доходы других взрослых членов семьи;
4. условия жизни: число комнат в жилище, площадь жилья, собственность на жилье, коли чество бытовых удобств (горячая вода, канализация, телефон и пр.), количество предме тов длительного пользования;
5. уровень урбанизации места жительства (областной центр, малый город, село);
6. региональные характеристики (доходы, безработица, места в детских садах).
Ряд спецификаций моделей оценивается нами как на всей сформированной совокупности женщин, так и на отдельных подвыборках (замужних, включая гражданский брак;
не имею щих супруга;
не имеющих детей;
имеющих хотя бы одного ребенка;
и их комбинации).
Консорциум экономических исследований и образования, Россия и СНГ 5. ЭМПИРИЧЕСКАЯ БАЗА И ПОДГОТОВКА ДАННЫХ. СПЕЦИФИКА ЗАВИСИМЫХ ПЕРЕМЕННЫХ И ДЕТЕРМИНАНТ МОДЕЛЕЙ Для эмпирических оценок мы используем данные RLMS (Российский Мониторинг экономи ки и здоровья) за 1994Ц2001 гг., которые содержат информацию о большом наборе социаль но-демографических параметров семьи и индивида и, что очень важно, набор данных о ре продуктивном поведении женщин. Эта база данных содержит лучшую общедоступную ин формацию о репродуктивном поведении и здоровье женщин в России. Панельный характер данных делает возможным проверить зависимость рождения ребенка от параметров семьи в предыдущем периоде времени, и использовать методы панельных регрессий там, где это адекватно задаче анализа (фиксированные и случайные эффекты).
Из-за некоторых особенностей построения анкет и способа представления итоговых файлов подготовка базы данных для нашего исследования была достаточно трудоемкой.
Наш анализ основывается на отборе женщин 16Ц39 лет (то есть в фертильном возрасте), оп рошенных в каждом периоде. Вообще говоря, в демографии фертильный возраст рассматри вается до 50 лет, однако среди опрошенных женщин 40Ц50 лет практически не наблюдалось случаев рождения детей (2 случая за 1995Ц2001 гг.), поэтому они были исключены из анали за. Кроме того, мы исключили женщин, не могущих иметь ребенка по медицинским сообра жениям (бесплодие, стерилизация), т.к. эти факторы абсолютно детерминируют отсутствие репродуктивных способностей, и, следовательно, отсутствует принятие решения о рождении.
Для каждой респондентки необходимо было выявить уже имеющихся в момент проведения опроса детей и годы их рождения;
для семейных Ч номер члена семьи, который является ее супругом (в т.ч. незарегистрированным), для того, чтобы учесть влияние его характеристик на принятие решения о рождении ребенка.
К сожалению, в анкете лишь в 1994Ц1998 гг. фиксировалось общее количество детей, рож денных женщиной, но все равно не фиксировались годы их рождений. Поэтому для установ ления этой информации мы использовали семейную анкету, содержащую информацию о всех членах семьи, проживающих в данном домохозяйстве на момент опроса, их родствен ных взаимоотношениях, поле и годе рождения.. С одной стороны, это привело к тому, что фактически были учтены только проживающие в семье женщины дети, однако учитывая возраст отобранных женщин (до 39 лет), эта погрешность не должна быть очень велика. В то же время необходимо было соблюдать единство методологии для всех раундов.
Отсутствие информации о количестве детей, рожденных женщиной в течение всей ее жизни (кроме 1994Ц1998 гг.) не дает также возможности оценивать регрессионные уравнения для зависимой переменной "количество детей" для женщин, старше фертильного возраста (или, скажем, старше 40 лет, так как после 40 лет случаи рождения крайне редки). На основе се мейной анкеты были выявлены идентификационные номера супругов респонденток (для за мужних), что позволило соединить данные о мужьях и женах в одном файле.
Консорциум экономических исследований и образования, Россия и СНГ Отдельной сложной проблемой было выяснить, имело ли место рождение ребенка у каждой женщины в следующем периоде времени. Хотя в каждом раунде респондентке задавался во прос о том, родила ли она ребенка за 12 (24) месяца, предшествующие опросу. Однако в силу пропуска 1997 и 1999 гг., в 1998 и 2000 гг. вопросы задавались о предшествующих 24 меся цах. Таким образом, единообразие можно было соблюсти, только если суммировать данные о рождениях за 1995 и 1996 гг., тогда мы могли бы рассматривать 1994, 1996, 1998 гг., и соответственно, имел ли место факт рождения в 1995Ц1996, 1997Ц1998, 1999Ц2000 гг.. Од нако, учитывая продолжительность лага между "принятием решения о рождении" (условно считая его зачатием), и фактом рождения Ч 9 месяцев, 2 года представляют довольно большой срок, так как, например, если ребенок родился осенью 1998 г., "решение" прини малось в начале 1998 г., т.е. через год после базового периода (1996 г.). За это время многие параметры респонденток, например, их семейный статус, занятость и пр., могли изменить ся. Особенно это касается молодых женщин, которые несут основную репродуктивную на грузку.
Второе соображение, заставившее нас отказаться от этого, самого легкого, пути Ч то об стоятельство, что, начиная с 1998 г., организаторы опроса стали активно разыскивать рес пондентов, которые сменили место жительства по сравнению с прошлым раундом, что по зволило получить не только панель адресов, но и панель реальных индивидов и семей. Таким образом, женщина, которая участвовала в опросе, например, в 1994 г., могла затем оказаться в выборке после пропуска в 1Ц2 раунда. В этом случае информация о факте рождения в эти периоды была бы потеряна, тогда как в действительности ее можно восстановить. Поэтому для выбранной нами совокупности женщин мы использовали информацию за любой после дующий раунд опроса, учитывая, что мы можем восстановить все годы рождения детей (ус ловно считая, что рожденные дети живут вместе с матерью).
Таким образом, факт рождения ребенка женщиной фиксировался нами в календарном году, следующем за годом опроса. Так, для 5 раунда (опрос в конце 1994 г.) Ч это все дети, рож денные в 1995 г., и т.д. Это позволило получить единообразный механизм получения инфор мации для всех лет, а также использовать среди базовых периодов 1995 и 2000 гг., которые иначе пришлось бы опустить. По годам рождения детей восстанавливался также период, прошедший с момента прошлых родов (кроме рождения первенцев), и возраст матери при рождении ребенка.
Конечно, такой механизм формирования переменной о факте рождения в "следующем пе риоде" не лишен недостатков, в частности, на момент опроса часть респонденток уже была беременна, и, следовательно, решение о рождении принималось ими раньше. Однако мы по лагаем, что при имеющихся информационных возможностях данной базы выбранный нами способ является одним из лучших.
К сожалению, этот метод было невозможно использовать для информации о прерывании беременности, а эта переменная страдает даже более существенными недостатками. Вопрос задавался о факте прерывания беременности в течение предыдущих 12 (24 Ч в 2000 г.) ме Консорциум экономических исследований и образования, Россия и СНГ сяцев до момента опроса, а при двухгодичных интервалах это фактически означает "поте рю" информации за целый год. Таким образом, здесь мы можем использовать либо раунды 4, 5, 9 (1994, 1995, 2000 гг.) в качестве базовых периодов (для переменных-детерминант), и факт аборта в течение следующего года. Либо в качестве базовых брать раунды 4 и 7 ( и 1998 гг.) и факт аборта в течение двух следующих лет. В этом случае надо также сумми ровать за два соответствующих года факт рождения ребенка, чтобы получить совокупность женщин, в случае беременности принимающих решение о сохранении либо прерывании беременности.
Данные об остальных зависимых переменных (желаемое (еще) количество детей, число соб ственных детей, проживающих в семье) имелись на момент опроса, поэтому не представляли собой такую проблему.
Значительные трансформации были проделаны для переменных о доходах. Все переменные о доходах были дефлированы на основе региональных индексов роста цен декабря к декабрю предыдущего года (данные Госкомстата), и, таким образом, выражены в ценах 2001 года.
Нами были осуществлены оценки моделей с различными вариантами переменных, изме ряющих доходы и заработную плату. Во-первых, для занятого населения доходы, включаю щие заработную плату, рассчитывались как на основе реально полученных заработков, так и на основе так называемой "контрактной" заработной платы, включающей задержанные сум мы заработной платы и выплаты в натуральной форме. Однако оказалось, что это различие не влияет на значимость переменной дохода. Мы полагаем, что это имеет содержательное объяснение, так как, если доходы влияют на решение о рождении ребенка, это скорее будут именно деньги, полученные на руки, так как долги предприятия перед работником не дают возможности нести все издержки, связанные с рождением. Во-вторых, помимо процедуры дефлирования, в один из вариантов расчетов моделей нами включались переменные о дохо дах, приведенные к среднероссийскому уровню по стоимости проживания данного года на основе коэффициентов, рассчитанных при помощи данных Госкомстата о региональном прожиточном минимуме, дающем соотношение стоимости проживания по регионам. Это стандартная процедура, нередко применяющаяся в исследованиях, проведенных в регионах с различной стоимостью жизни. Такие коэффициенты варьируются в диапазоне 1.25Ц1.5 (за разные годы для Москвы, Коми, Тюмени, и ряда других регионов) до примерно 0.75 (напри мер, для многих регионов Центральной России). Оценки моделей показали, что такие преоб разования переменных для доходов также не влияют на значимость коэффициентов. Поэтому в результате многочисленных проб нами было принято решение использовать в окончатель ных расчетах переменные для доходов, пересчитанные в цены 2001 г. на основе региональ ных дефляторов, но без дополнительных "ухищрений". Не исключено, что такие способы только привносят дополнительный "шум", в то время как региональные различия (в том чис ле ценовые), как правило, выражаются в коэффициентах при региональных дамми. Оценива лись также модели с квадратичной зависимостью от доходов (рождаемость может быть выше в семьях с самым низким и самым высоким доходом), однако значимых коэффициентов мы не получили.
Консорциум экономических исследований и образования, Россия и СНГ Среди детерминант моделей прогноз потенциальной заработной платы для неработающих женщин был осуществлен на основе уравнения Минцера, рассчитанного для занятых жен щин (в каждом раунде отдельно). Оказалось, что эта переменная незначима ни в одной из тестируемых моделей, поэтому результаты этих расчетов здесь опущены.
Для некоторых остальных переменных было осуществлено перекодирование в меньшее чис ло вариантов (например, для уровня здоровья). Национальности были объединены в две группы Ч "восточные" и остальные. Из списка детерминант была исключена переменная ис пользования контрацепции, т.к., во-первых, часть респонденток на момент опроса их не ис пользовала уже в силу беременности, и, во-вторых, т.к. использование этих средств на самом деле уже означает принятие решения о "нерождении" ребенка.
Помимо данных RLMS, мы привлекали информацию Госкомстата о тех демографических и экономических показателях по регионам России (Регионы России, 2002), которые, предположительно, могли влиять на склонность женщин к деторождению (см. табл. 1а Приложения).
6. ОСНОВНЫЕ ТЕНДЕНЦИИ РОЖДАЕМОСТИ НА ОСНОВЕ ДАННЫХ RLMS Насколько тенденции, наблюдаемые на макроуровне, можно обнаружить для панели RLMS?
Для сопоставимости данных мы провели вначале оценки рождаемости по возрастам для женщин, родивших ребенка в году проведения вопроса, в возрастном интервале 16Ц44 года (табл. 1b, Приложение В), без учета ограничений на возможность родить по причине здоро вья и пр. Кроме того, здесь мы не теряем массив в связи с убыванием панели при оценке данных о рождениях в году Т+1 (массив за 6 раундов составил 28 758 чел).
Как можно заметить из табл. 1b (Приложение B), доля женщин, родивших детей в соответст вующем возрасте, по данным RLMS всегда ниже, чем по данным Госкомстата, но в начале периода (1994Ц1996 гг.) этот разрыв меньше, чем в конце (1998Ц2001 гг.). Тем не менее оче видно, что "профили" рождаемости по возрастам совпадают Ч они имеют квадратичную форму, а "пик" рождаемости приходится на возраст 20Ц24 года (рис. 1b). Что касается дина мики, то рождаемость в самой младшей группе Ч до 19 лет Ч падает по обоим массивам, но вот по данным Госкомстата рождаемость в старших возрастных группах хоть и медленно, но растет, а данные RLMS эту тенденцию не отражают.
Обратимся теперь к той совокупности женщин (16Ц39 лет, могущие иметь детей), для кото рой мы будем тестировать наши гипотезы.
В результате процедуры отбора выборочная совокупность женщин составила Ч с 5 по 9 ра унды Ч 9371 чел., с 5 по 10 раунды Ч 11637 чел. В силу выбытия респонденток из панели данные о периоде Т+1 были восстановлены для 7853 чел. Это количество и представляет со бой основной массив для наших расчетов (табл. 2b). Всего за годы 1995, 1996, 1997, 1999, 2001 этими женщинами было рождено 354 ребенка, т.е. 4.51% из них стали матерями.
Консорциум экономических исследований и образования, Россия и СНГ В выбранной совокупности все возрастные группы представлены достаточно равномерно (табл. 3b). В момент опроса больше половины женщин состояли в браке (зарегистрирован ном или незарегистрированном) (табл. 4b). За период с 1994 г. доля разведенных и вдовых менялась незначительно, а вот доля никогда не состоявших в браке выросла. На момент про ведения опроса большинство из них имели детей, хотя со временем доля бездетных женщин возрастает (табл. 5b). Падает также доля женщин, имеющих 2 и более детей Ч т.е. наиболее типичной становится семья с одним ребенком.
Что касается интенсивности рождений по возрастам (табл. 6b), то наблюдается та же тенден ция, что и на макроуровне: чаще всего принимают решение о рождении ребенка женщины в возрастном интервале 20Ц24 года. По данным RLMS, рождаемость падала во всех возрас тных группах (сильнее всего Ч в младшей, почти в 2 раза). В 1999 г., как казалось, наметил ся всплеск рождений для группы 25Ц29 лет, что могло бы служить подтверждением факта о реализации отложенных в период начала реформ рождений. Однако в 2001 г. доля родивших в этой группе снова упала, хотя по данным Госкомстата для старших возрастов наблюдается даже небольшой рост рождаемости.
На рис. 2b хорошо виден квадратичный характер зависимости вероятности рождения ребенка у женщины от ее возраста.
Табл. 7b подтверждает падение доли младших возрастов среди родивших женщин: если в 1995 г. мамами 23.2% родившихся детей были женщины до 20 лет, то в 2001 Ч только 17.2%. Основной вклад в совокупность родившихся детей вносит возрастная группа 20 - года. В 2001 г. почти половина детей была рождена женщинами в этом возрасте. Если обра титься к семейному статусу в момент Т для тех женщин, кто родил ребенка в году Т+1, мы увидим, что более трех четвертей из них состояли в браке (табл. 8b). Вклад в рождаемость разведенных и вдов невелик, но вот на тех, кто в браке никогда не состоял, приходится в разные годы от 16 до почти 24% детей. Если посмотреть на динамику рождений первенцев и детей других очередностей, то между 1995 и 2001 гг. различия не очень велики (хотя доля первых детей несколько выросла). Однако между этими годами колебания были довольно велики, явно выраженного тренда не наблюдалось (табл. 9b, 10b).
Табл. 11b достаточно красноречиво свидетельствует об изменении тайминга рождаемости:
если в 1995 г. половина рожденных детей (не первой очередности) появились на свет не бо лее, чем через 3 года после предыдущего ребенка, то в 2001 г. Ч менее 30%. Напротив, поч ти половина женщин, родивших не первенцев в 2001 г., сделали это после перерыва в 7 лет и более.
Достаточно высока доля прерываний беременности Ч лишь менее 50% беременностей окан чиваются родами. Во всей совокупности женщин доля сделавших аборт в течение года со ставляет 4Ц5% (табл. 13bЦ16b).
В опросе женщин спрашивали также, хотели бы они когда-либо в будущем родить ребенка Ч как уже имеющих детей, так и бездетных. Если за период с 1994 по 2001 г. выросло коли Консорциум экономических исследований и образования, Россия и СНГ чество бездетных женщин, то за это же время доля желающих иметь детей сначала снизи лась, а потом стала расти. За рассматриваемый период среди тех женщин, у которых на мо мент опроса не было детей, 36.1% не высказали желания стать матерями. Это достаточно вы сокая доля Ч больше трети женщин хотели бы остаться бездетными. Возможно, правда, что этот вопрос многими из них воспринимается более конъюнктурно, и они имели в виду не всю оставшуюся жизнь, а ближайшее будущее. Среди матерей, имеющих одного ребенка, больше не хотели иметь детей 53.5%, двух детей Ч 90%, трех Ч 95%, четырех Ч 9.2%, пя терых Ч 8.3%, шестерых Ч 25%, семерых и больше Ч 100%. Эти доли очень мало колеб лются по раундам, правда, многодетных семей достаточно мало. Таким образом, наиболее желательной моделью оказывается семья с одним-двумя детьми. В "особый случай" выделя ются многодетные семьи, которых мало (семьи с 4-мя и более детьми составляют не более 4% по всему массиву), но, видимо, они имеют повышенную потребность в детях.
Суммировав количество имеющихся и количество желаемых детей, мы получим общее число детей, которое женщина хотела бы родить за свою жизнь (без учета возможности реализации). В 1994 г. на 1 женщину приходилось 1.67 таких "условно-желаемых" детей, а затем это количество снизилось до 1.5 в 1998Ц2001 гг. При этом трех и более детей хотели бы иметь лишь 4% бездетных женщин, 4.9% имеющих одного ребенка, и 10.3% имеющих двоих детей. Это говорит об установлении в обществе как норме семье с не более чем дву мя детьми.
Если посмотреть на табл. 17b, можно обнаружить эмпирическую картину квадратичной за висимости вероятности рождения ребенка в году Т+1 от числа уже имеющихся у женщины детей. Так, из семейных пар, у которых не было детей в год опроса, 26.3% родили ребенка в течение следующего календарного года, из имеющих одного ребенка Ч 4.3%, а из имеющих двоих детей Ч всего 1.4%. А вот для пар, у которых больше двух детей, эта ве роятность опять возрастает Ч среди "многодетных" (три более ребенка) обзавелись еще одним 3.1%.
7. РЕЗУЛЬТАТЫ РЕГРЕССИОННОГО АНАЛИЗА 7.1. Решение о рождении ребенка Модели для всей совокупности женщин. Первая из оцененных нами регрессий, самая важ ная для уровня рождаемости Ч для зависимой переменной "имел ли место факт рождения ребенка в году Т+1", оценивалась модель дихотомической регрессии методом probit. Первая модель была оценена для полной совокупности респонденток за 5 раундов, т.е. 7853 наблю дений. Наилучшая модель (модель 1, табл. 1c Приложения C) была получена при включении квадратичных функций для возраста женщины и количества живущих с ней ее детей. Значи мость большинства переменных при незначительных вариациях детерминант модели прак тически не менялась.
Консорциум экономических исследований и образования, Россия и СНГ Первая группа детерминант, влияющая на решение о рождении ребенка, Ч демографические характеристики. Очевидно, что главная из них Ч наличие у женщины супруга (включая не зарегистрированный брак). Среди женщин, бывших "одинокими" на момент опроса, рождае мость не так уж низка Ч на них приходится около четверти всех появившихся на свет детей, но необходимо отметить, что к моменту рождения отец мог уже стать членом семьи.
Регрессионный анализ подтвердил квадратичный характер зависимости вероятности родов от возраста женщины: сначала эта вероятность возрастает (к 20Ц24 годам), а затем начинает постепенно падать. Это возраст, в котором упущенные заработки в связи с уходом за ребен ком могут быть наиболее низки: как правило, в этот период завершается образование и на чинается трудовая карьера, но заработная плата и профессиональный статус еще невысоки.
Кроме того, издержки последующего выхода на рынок труда также ниже, чем в более позд нем возрасте, так как специфический стаж работы и опыт практически отсутствуют.
Немаловажное значение может иметь фактор здоровья (в более раннем возрасте организм женщины еще не всегда готов к рождению ребенка, а в более старшем, особенно после 30-ти, считается, что сложности со здоровьем для рождения ребенка возрастают). Еще одним аргу ментом в пользу рождения ребенка в молодом возрасте может быть то, что ребенок представ ляет собой семейный капитал, способствующий стабильности брака. Возраст 20Ц24 года Ч это, видимо, на настоящий момент компромисс между возросшим возрастом появления перво го ребенка, связанным, скорее всего, с необходимостью накопления человеческого капитала, и названными выше факторами здоровья и семейного капитала. Этот возраст увеличился (ранее это было 18Ц20 лет), однако еще не настолько, как в странах Запада (близко к 30 годам).
Квадратичная зависимость, но противоположной направленности (U-образная) наблюдается от количества уже рожденных детей. Здесь вероятность рождения ребенка довольно высока для бездетных, затем она снижается для имеющих 1Ц2 детей, и вновь возрастает в случает многодетных семей (см. также табл. 18b). Очевидно, что здесь находят отражение различия либо в ценностях семьи (желаемое количество или потребность в детях), либо в способах контрацепции (или ее отсутствии, например, по религиозным соображениям). В то же время это свидетельствует о наличии двух образцов семей: 1Ц2-детной (наиболее распространен ной) и многодетной (достаточно редкой).
Вторая группа переменных Ч характеристики занятости и образования женщины. Как пока зали оценки, уровень образования не влияет на принятие решения о рождении. Небольшие отличия на уровне перекрестных распределений есть, но они статистически незначимы (сре ди женщин, имеющих высшее образование, родили 3.4%, имеющих среднее специальное об разование Ч 4.5%, имеющих более низкий образовательный уровень Ч 4.8%). Правда, этот факт еще не отрицает гипотезу Беккера о том, что более образованные родители склонны иметь меньшее количество детей (как в силу более высокой ценности их времени, так и в си лу более высоких требований, предъявляемых к качеству детей).
Во-первых, для этого нужно посмотреть на итоговое количество детей, рожденных женщи нами с разным уровнем образования (как уже отмечалось, на данных RLMS это сделать Консорциум экономических исследований и образования, Россия и СНГ практически невозможно, так как вопрос о количестве всех рожденных детей перестал за даваться, а для женщин старших возрастов дети могут с ними уже не жить). Во-вторых, в силу того, что рождаемость в России все еще достаточно молода, немалое количество детей может появляться у родителей, еще только получающих высшее образование. Решение же об итоговом числе детей будет приниматься ими на более поздних стадиях жизненного цикла семьи.
Что касается занятости, то наличие работы в момент опроса не влияет на принятие решения, но вот наличие опыта работы в прошлом Ч способствует положительному решению о рож дении ребенка. Хотя доля родивших чуть больше среди незанятых (5.3% против 4.1%), также как и среди не имевших опыта работы (5.4% против 4.3%), но эти различия очень незначи тельны. Переменные профессионального статуса (должность Ч менеджер, специалист, слу жащий, рабочий Ч при базовой переменной Ч незанятый) не влияют на принятие решения о рождении, и в окончательную модель не включены.
Также не значима переменная, отражающая доступность для женщины на ее работе социаль ных пособий, декретного отпуска и т.п. в случае рождения ребенка (этот вопрос задавался в 2000 г.), и не включена в окончательную модель.
В один из вариантов расчетов мы также включали переменную "заработная плата женщины" (а не доходы) Ч фактическая для занятых женщин, и потенциальная (предсказанная на осно ве уравнения Минцера) Ч для неработающих. Эта переменная оказалась незначима, то есть гипотеза о том, что более высокие заработки женщины увеличивают склонность не рожать ребенка, не подтвердилась.
Не значим и уровень реальных доходов женщин. Возможно, это объясняется тем, что мы ви дим результат одновременно двух тенденций Ч ведь с ростом дохода женщины она, с одной стороны, может позволить себе более высокие расходы на детей (как на блага), но, с другой стороны, повышается оценка ее времени, что препятствует рождению. То же можно сказать о национальной принадлежности (в одной спецификации вероятность рождения ребенка бы ла выше для "восточных" национальностей) и религиозности. Это может свидетельствовать о выравнивании модели рождаемости для разных национально-культурных групп.
Влияние следующей характеристики женщины Ч уровня здоровья (точнее, оценка женщи ной своего здоровья Ч хорошее, среднее, плохое) Ч на принятие решения о рождении неус тойчиво. Оно оказалось значимым только в одной из спецификаций, не включающей харак теристики мужа, для всей совокупности респонденток. Возможно, самооценка здоровья да леко не всегда адекватно отражает истинное здоровье женщины, которое, если оно плохое, может помешать ей родить ребенка. В то же время другие измерители (наличие хронических заболеваний) также оказались незначимыми.
Интересный факт выявился относительно влияния потребления женщинами алкоголя Ч он также имеет квадратичную форму, то есть рождаемость выше как среди совсем не употреб лявших его в течение месяца перед опросом, так и среди пьющих довольно часто. Так, среди Консорциум экономических исследований и образования, Россия и СНГ совсем не употреблявших алкоголь в течение месяца рождаемость составила 6.1% (с 1995 по 2001 г.), среди пьющих 1Ц3 раза в месяц Ч 3.1%, среди пьющих 1Ц3 раза в неделю Ч 2.8%, среди пьющих чаще 4 раз в неделю (50 наблюдений) Ч 9.3%. Видимо, это отражение факта социальной дифференциации рождаемости, а также подтверждение гипотезы об обратной зависимости между количеством и качеством детей Ч скорее всего, для пьющих родителей необходимость высоких инвестиций в ребенка отсутствует. В то же время нужно признать, что зависимость рождаемости от частоты потребления алкоголя мужем Ч обратная (за весь период наблюдений на более чем 200 случаев мужчин, пьющих чаще 4 раз в неделю Ч всего 2 случая рождения детей).
Условия жизни семьи (обеспеченность семьи бытовыми удобствами, товарами длительного пользования, собственность на жилье), судя по оценкам модели, не влияют на принятие ре шения о рождении ребенка, что противоречит выдвинутой нами гипотезе. (В некоторые про межуточные варианты модели включались также переменные "жилая площадь на человека", "количество комнат" Ч их влияние незначимо). В перекрестных распределениях видно, что чаще детей рождают женщины как раз из менее комфортно живущих и менее обеспеченных ТПД семей. Однако, вероятно, это фактор, зависящий от другой переменной модели Ч уров ня урбанизации. Чем он выше, тем меньше вероятность рождения ребенка, то есть чаще все го дети появляются в селах (6.1% за 1995Ц2001 гг., по сравнению с 3.6% в областных цен трах). А в сельских населенных пунктах как раз нет таких удобств, как центральное отопле ние, горячая вода и т.д., а также меньшая доля семей владеет телевизорами, стиральными машинами и т.д.
Следующая группа детерминант связана с другими характеристиками семьи Ч ее составом и доходами. Не отвергается гипотеза о том, что потенциальная помощь с уходом за малышом важна для будущей матери Ч количество других (кроме женщины и ее супруга) взрослых членов семьи значимо влияет на положительность решения. Причем речь, вероятно, идет именно о помощи по дому, а не о материальном факторе, так как уровень доходов этих дру гих членов семьи на решение не влияет. На решение о рождении ребенка влияет также вос приятие экономического положения семьи женщиной Ч удовлетворенность (в 3-х балльной шкале) материальным положением. Конечно, между этим показателем и фактическими до ходами на человека в семье существует определенная взаимосвязь, однако включение в мо дель именно доходов семьи (как суммарных, так и душевых) вместо разбиения их на доходы жены, доходы мужа и доходы остальных членов семьи (как в окончательном варианте моде ли), не показала их значимого влияния на принятие решения о рождении ребенка. Видимо, в этом случае важнее психологическое восприятие уровня жизни, так как рациональные роди тели, скорее всего, хотят в достаточной степени обеспечить будущего ребенка.
Удивительным, на наш взгляд, выглядит факт, что ни одна из характеристик мужа (возраст, доходы, занятость, здоровье, национальность) не влияют значимо на принятие решения о рождении ребенка. Это противоречит теоретическому положению о том, что доход мужа должен оказывать позитивное влияние на количество детей в семье (см. теоретический об зор). Возможно, однако, предположить, что в семьях с более высокими доходами (часто это Консорциум экономических исследований и образования, Россия и СНГ также семьи с более высоким уровнем образования супругов) существенно выше "цена де тей", то есть они хотят иметь детей "более высокого качества" (согласно терминологии Г. Беккера), соответственно, увеличивая затраты на образование, одежду и пр. для каждого ребенка. Если рост таких затрат обгоняет рост доходов (в рамках кросс-секционных моде лей), это как раз может привести к тому, что мы не увидим значимого влияния доходов на количество детей.
Одно из самых существенных влияний, которые удалось выявить в модели Ч для перемен ной "тип поселения". Это самая сильная связь после переменных "количество имеющихся детей" и "наличие супруга" Ч если последнее увеличивает вероятность рождения ребенка на 4%, а предпоследнее уменьшает на 4%, то проживание в сельской местности (по сравнению с областным центром) увеличивает ее на 2%2. Это подтверждает выдвинутую нами гипотезу. В сельской местности рождаемость выше в силу ряда возможных причин Ч как культурно ценностного плана (выше склонность к детям), так и социального Ч меньшая доступность контрацепции, и экономического Ч "цена детей", связанная с затратами на их образование и т.д., на селе ниже, кроме того, дети являются потенциальными работниками и помощниками по хозяйству, которое значительно больше, чем в городе, а старшие дети могут помогать в воспитании младших.
Дифференциация существует и между регионами Ч по сравнению с Москвой и Санкт Петербургом ниже вероятность рождений в Центральном и Центрально-Черноземном, Южно-Российском (Ставрополь, Краснодар), на Урале и в Восточной Сибири и на Дальнем Востоке. При этом рождаемость выше в более бедных регионах (где ниже уровень средних душевых доходов), с более высоким уровнем безработицы среди женщин, где заключается меньше браков на душу, и где выше уровень абортов. Мы полагаем, что отрицательное влияние средних доходов в регионе на принятие решения о рождении может объясняться более низкими стандартами относительно качества детей (хорошо известен факт, что наи более бедные семьи в России Ч это многодетные семьи), а коэффициента брачности Ч снижением ценности института зарегистрированного брака и большей терпимости к граж данскому браку.
Не влияет на решение обеспеченность детей местами в детских садах Ч как мы видели, этот фактор уже не является дефицитным, в отличие от советских времен, а также включавшиеся в модели на более ранних этапах расчетов измерители уровня экологии, здоровья населения, обеспеченности врачами на душу.
Следующий блок моделей был рассчитан с учетом семейного статуса женщины: с тем же на бором переменных, но только для совокупности респонденток, имеющих супруга в году Т (как зарегистрированный, так и гражданский брак) (модель 2);
для одиноких на момент оп роса женщин (модель 3).
Для всех моделей нами были рассчитаны не только коэффициенты, но и предельные эффекты, однако они здесь не приводятся в силу недостатка места.
Консорциум экономических исследований и образования, Россия и СНГ Первый вывод, который можно сделать на основании этих оценок Ч что характеристики мужа (возраст, образование, занятость, здоровье) не вносят значимого вклада в принятие ре шения о рождении ни для всей совокупности наблюдений (как мы видели выше), ни даже только для семейных пар. Это не значит, конечно, что решение о рождении ребенка прини мается женщиной самостоятельно, или принимается семьей только под влиянием характери стик женщины. Однако, судя по всему, характеристики женщины более важны, а во многих семьях характеристики мужа и жены (особенно такие, как возраст, национальность, уровень образования) могут совпадать или по крайней мере быть близкими друг другу.
Для обеих категорий женщин возраст влияет на рождаемость, однако для замужних значим только отрицательный коэффициент при квадрате возраста, а для незамужних Ч только по ложительный коэффициент при переменной возраста. Скорее всего, одинокие женщины ча ще решаются родить ребенка в старшем возрасте, под угрозой бездетности, тогда как для за мужних оптимальный возраст Ч 20Ц24 года, в том числе и по причине стремления укрепить брак. Влияние количества детей совпадает с общей моделью. Наличие опыта работы, как оказалось, важно лишь для одиноких, и для них значимым фактором является уровень дохо дов Ч чем выше доходы, тем с меньшей вероятностью женщина решится иметь ребенка. Та ки образом, здесь мы видим эффект возрастания ценности времени женщины и упущенных заработков, что соответствует теории. Удовлетворенность материальным положением для незамужних не важна, в отличие от замужних. Зависимость решения о рождении от потреб ления алкоголя сохраняется только для замужних женщин, также как влияние наличия дру гих членов семьи, хотя как раз для одиноких женщин, казалось бы, особенно важна помощь со стороны родственников. В то же время не исключено, что эти решения принимаются пре имущественно женщинами, хотя и не состоящими в браке на момент опроса, но либо ожи дающие этого события, либо, может быть, даже стимулирующими изменение семейного ста туса при помощи добрачной беременности, и в этом случае причинность принятия решений другая. Употребление же алкоголя, как показали недавние исследования на базе данных RLMS3, существенно связано с аналогичным аддиктивным поведением супруга, то есть чаще пьют, судя по всему, женщины вместе со своим супругом. Поэтому для одиноких на момент опроса женщин этот фактор незначим.
Мы предполагали, что, возможно, за период с 1994 по 2001 г. могла произойти смена модели рождаемости. Для этого были оценены модели, аналогичные модели по всей совокупности наблюдений, отдельно по каждому из раундов4. Но в наибольшей степени полученные ре зультаты по раундам свидетельствуют о неустойчивости оценок регрессий, которую мы объ ясняем слишком малым количеством "положительных" значений зависимой переменной.
Основные зависимости, выявленные для модели на всей совокупности, подтвердились Ч это значимое влияние таких факторов, как количество детей (U-образная зависимость), наличие Дипломная работа А. Демьяновой на кафедре экономической социологии ГУ-ВШЭ под руководством Я. Рощиной в 2004 г.
Результаты оценок не приводятся в силу нестабильности результатов и ограниченности объема отчета.
Консорциум экономических исследований и образования, Россия и СНГ супруга, возраст (квадратичная зависимость). Мы полагаем, что полученные результаты го ворят о том, что основной факт Ч смена модели рождаемости (переход к преобладанию се мьи с 1 ребенком и максимумом рождаемости в возрасте 20Ц24 года) Ч произошел до изу чаемого нами периода.
Наконец, последняя модель Ч модель с фиксированными эффектами (табл. 1с, модель 4).
Так как лишь очень незначительное число женщин родили ребенка за эти годы, большая часть массива была автоматически исключена из совокупности в связи с тем, что зависимая переменная за все годы принимает только нулевое значение. Кроме того, исключены все пе ременные, не меняющиеся в течение периода наблюдения Ч регион, тип поселения, нацио нальность мужа и жены. Зависимость от возраста и количества детей была включены в ли нейной форме. При интерпретации результатов оценки не будем забывать, что модель с фик сированными эффектами показывает вероятность рождения ребенка для изменения характе ристик каждой женщины, а не по сравнению с другими, как это делается в кросс секционных моделях. Так, если значимость отрицательного влияния количества уже имею щихся детей в этих последних говорит о том, что в семьях с детьми рождение еще одного ребенка менее вероятно, чем в семьях, где нет детей, то в модели с фиксированными эффек тами эта же по видимости оценка говорит о том, что если у женщины появился ребенок, то это снижает вероятность появления у нее еще одного ребенка (как и в случае значимости об разования, доходов и пр.).
Значимых детерминант в модели с фиксированными эффектами немного: вероятность ро дить ребенка увеличивается для каждой конкретной женщины с ростом возраста. Увеличе ние количества детей за период исследования, то есть рождение одного ребенка, уменьшает вероятность рождения еще одного. Вполне объяснимо также, что с появлением супруга и ростом его возраста вероятность обзавестись ребенком увеличивается. Положительный эф фект сохраняет наличие опыта работы, удовлетворенность материальным положением. В то же время в динамике изменение в потреблении алкоголя не влияет на склонность к рожде нию ребенка.
Становится значимым (чего не было в кросс-секционных моделях) влияние изменения жи лищной ситуации. Если семья приобретает собственное жилье (не важно, каким способом), склонность к рождению ребенка возрастает. Это подтверждает наши гипотетические пред положения, однако, как оказалось, важным оказывается на просто жилищный статус, а изме нение этого статуса, то есть "положительный" шок. Именно поэтому так важна жилищная поддержка для молодых семей. Напротив, увеличение количества взрослых в семье не спо собно привести к принятию решения о рождении ребенка, хотя эта переменная значима в кросс-секционной модели.
Из региональных характеристик в динамике изменение уровня безработицы среди женщин и уровня региональных доходов не влияет на склонность к рождению, увеличение коэффици ента брачности подтверждает отрицательное влияние. Скорее всего, это свидетельство паде ния ценности института зарегистрированного брака, и все большему восприятию официаль Консорциум экономических исследований и образования, Россия и СНГ ного и гражданского брака как одинаково социально одобряемых, что наблюдается также и на Западе. Влияние уровня абортов в динамике меняет знак с положительного на отрица тельный. Мы предполагаем, что высокий уровень абортов среди женщин свидетельствует, возможно, о недостаточном уровне контрацепции (вследствие разных причин), т.е. более вы соком уровне (в среднем) незапланированных беременностей. Вероятно также, что в услови ях незапланированной беременности все же часть женщин принимает решение родить ре бенка, что повышает рождаемость. Тем не менее, снижение уровня абортов может говорить о росте контрацептивной грамотности, что приводит к снижению склонности к рождению ре бенка. Проверить это, к сожалению, невозможно, так как данных об использовании контра цептивов по регионам нет.
Конечно, именно панельные модели позволяют оценить очень важный факт Ч влияние (или его отсутствие) изменения тех или иных параметров на поведение семьи. Например, это важ ный аргумент в пользу выплат пособий, если ставить цель при их помощи поднять рождае мость. Ведь именно изменение ситуации (в том числе материального положения семьи) мо жет больше повлиять на решение о рождении, чем относительные доходы, соизмеренные с другими семьями. Как показал Дьюзенберри для сберегательного поведения, люди часто ориентируются в своих решениях не на какой-либо "средний" уровень доходов, а на этот уровень, характерный для той социальной группы, к которой они принадлежат. Изменение этой относительной позиции в большей степени влияет на сбережения, чем абсолютный уровень доходов. Если рассматривать рождение детей как своего рода инвестиции в семей ный капитал, или блага длительного пользования, как это делал Г. Беккер, то можно попы таться применить логику рассуждений Дьюзенберри к рождаемости. Тогда, возможно, не значимость соотношения доходов разных семей (как это получается в кросс-секционных мо делях) связано именно с тем, что семьи ориентируются на нормальный для них уровень до ходов, во всяком случае, этого можно было бы ожидать относительно второго и более детей, так как можно предположить, что на рождение первенца семья решается по многообразному перечню причин, далеко не всегда экономических. Не исключено, что немаловажным факто ром детерминации рождаемости является материальная позиция семьи относительно той, ко торую она занимала в доперестроечное время, и поэтому количество детей в семьях бедных может значительно различаться в зависимости от того, сохранили ли они свой низкий статус с советских времен или приобрели его в течение периода реформ. Однако в основном это могло бы касаться тех людей, которые уже достигли определенных собственных позиций в социальной структуре, то есть которым было в 1990 г. не меньше чем приблизительно лет 25.
Молодежь в это время еще училась, и ее ожидания, скорее всего, были еще недостаточно сформировавшимися. Как раз для этих когорт наиболее резкое падение реальных доходов (в первой половине 90-х) пришлось на возможное время рождения второго ребенка, что при вело к тому, что это решение было отложено, и реализовано лишь для тех, кто вернулся на позиции не ниже прежних. К сожалению, имеющиеся в нашем распоряжении данные не по зволяют проверить эту гипотезу. Динамика же за вторую половину 90-х годов отражает уже другую ситуацию.
Консорциум экономических исследований и образования, Россия и СНГ Модели для женщин с разным количеством детей. Исследования российских демогра фов говорят о том, что сейчас особенно важным становится решение о рождении второго (и более) ребенка. Дело в том, что на макроуровне мы наблюдаем переход фактически к однодетной семье Ч это модель рождаемости, очень распространенная на Западе, а за 90-е годы ставшая типичной и для России. Так, среди замужних женщин на момент опроса 41.5% имели одного ребенка, 38.8% Ч двоих, только 8.3% Ч троих и более, а 11.3% были пока бездетны (табл. 18b). Как можно заметить, двухдетная семья еще достаточно распро странена, однако такое количество однодетных семей (каждая четвертая), при сохранении этого статуса, приведет к суженному воспроизводству населения и дальнейшей депопуля ции в России. Семейные пары без детей не так уж распространены, и как видно из табл. 18b, более четверти из них обзаводятся детьми на следующий год после опроса. Наи более низка вероятность рождения в семьях с двумя детьми. Многодетные семьи, как сви детельствуют данные кросс-таблиц, и рассчитанных выше моделей, имеют другой тип склонности к рождению детей Ч вероятно, у них выше ценностные ориентации на боль шую семью (ценность детей), однако, возможно, это также отражение более низких требо ваний к качеству детей.
Нередко можно услышать предположения, что решение о первом ребенке принимается на основе других соображений, чем решения о последующих детях. Так, при первой беремен ности реже решаются на ее прерывание (из-за риска бесплодия), первый ребенок представля ет собой более высокий предельный вклад в семейный капитал и стабильность брака, в мо лодом возрасте это возможность меньших издержек в связи с перерывом в занятости, а в бо лее старшем Ч стремление успеть родить ребенка, пока это позволяет здоровье.
Как предполагается, на решение о рождении второго и последующих детей большее влияние могут оказывать экономические факторы Ч доходы, образование, условия жизни, занятость и т.д. С целью проверки этой гипотезы мы рассчитали две серии моделей: первую Ч для женщин, не имевших на момент опроса детей (по всей совокупности, а также отдельно для семейных и одиноких Ч табл. 2с), вторую Ч для женщин, имевших на момент опроса хотя бы одного ребенка (по всей совокупности, а также для семейных, так как среди одиноких женщин с детьми фактов рождений достаточно мало Ч табл. 3с).
Хотя различия между моделями есть, они не касаются самых "проблемно-незначимых" пе ременных Ч в первую очередь доходов, образования, занятости. В самом деле, в моделях для женщин, не имеющих детей, оказывается незначимым влияние переменной возраста, числа других взрослых в семье. Для подвыборки замужних женщин без детей из семейных характеристик важны только частота потребления алкоголя (U-образная зависимость) и на личие работы у мужа. Для подвыборки незамужних, как и в модели для всей совокупности женщин, значимо влияние наличия опыта работы (позитивное) и доходов женщины (нега тивное). Эти результаты согласуются с теорией, и свидетельствуют о вполне "экономически рациональном" поведении одиноких (на момент опроса) женщин. Напомним, что мы не зна ем их семейное положение ко времени рождения ребенка.
Консорциум экономических исследований и образования, Россия и СНГ Что касается модели для женщин, имеющих не менее 1 ребенка, она была рассчитана в 2-х вариантах Ч для всей совокупности, а также только для замужних женщин. Предполагалось, что в этих моделях значимыми будут такие экономические факторы, как доход, образование, занятость женщины и ее супруга. Влияние большинства характеристик сохранилось таким же, как и в "базовой" модели (безотносительно количества детей): это возраст, количество уже рожденных детей, потребление алкоголя (квадратичные зависимости), удовлетворен ность материальным положением, наличие супруга, количество других взрослых (кроме за мужних), поселенческий статус. Никакие переменные занятости и доходов мужа и жены не приобрели значимое влияние в данной модели, в противоположность ожиданиям. Можно отметить, пожалуй, только несколько интересных фактов. Значимость приобрели перемен ные "национальность", "желание родить ребенка", а также для совокупности замужних Ч уровень образования женщины (позитивное влияние, что противоречит предположениям), и условия жизни (негативное влияние, что также противоречит теории). Из региональных па раметров сохранил свое влияние только уровень абортов, объяснение чему мы уже приводи ли выше (как аппроксимация уровня контрацепции).
Таким образом, действительно, на решение о рождении первенца для замужних женщин ока зывает влияние действительно очень небольшое количество факторов, в то время как второй и последующие дети Ч в значительной степени результат воздействия целого ряда детерми нант. Однако мы полагаем, что результаты оценок моделей достаточно красноречиво говорят о том, что это все же скорее влияние традиций и культурной составляющей (желание иметь детей, т.е. их ценность, сельская местность, потребление алкоголя), чем экономической ра циональности (доходы, занятость, образование). Не исключено, что переход на иную модель рождаемости Ч преимущественно однодетную Ч все же в значительной степени был связан не только с шоками экономических потрясений 90-х годов, но и с перестройкой всей систе мы ценностей россиян (например, возрастание ценности индивидуализма, собственного до суга и потребления супругов в противовес определенному типу "коллективного альтруизма", когда семья посвящает себя детям.
Модель возраста матери при рождении. Мы оценили модель зависимости возраста матери при рождении ребенка в году Т+1 от параметров семьи, супруга, самой женщины и места жительства (табл. 4с). Конечно, для корректной оценки модели принятия решения о возрасте рождения детей нужно было бы иметь данные для момента принятия решения о каждом ро дившемся ребенке для всей совокупности женщин. Т.е. если, например, первенец у женщины родился в 1987 г., нам нужно было бы иметь данные о ней и ее семье за 1986 г. В нашем слу чае мы получим оценки лишь для тех женщин, которые приняли решение о рождении ребен ка в следующем году, поэтому мы не можем распространить их на всю совокупность жен щин и увидеть изменение возрастных образцов рождаемости. Наши оценки показали, что в старшем возрасте рожают женщины, имеющие более высокий уровень образования, а также занятые на рынке труда. Для тех, кто родил первенцев Ч позитивное влияние на возраст ока зывало наличие у мужа работы, для остальных Ч наличие других детей и желание еще иметь детей. Все прочие факторы оказались незначимыми.
Консорциум экономических исследований и образования, Россия и СНГ 7.2. Отказ от рождения ребенка (прерывание беременности) Как уже указывалось выше, в силу специфики технологии вопросов об абортах в данных RLMS мы имели возможность оценить данную модель на двух совокупностях респонденток Ч для раундов 5, 6, 9 с зависимой переменной "имело ли место рождение ребенка(= 0) или прерывание беременности (= 1) в течение следующего года после опроса", и для раундов 5 и 8 с зависимой переменной "имело ли место рождение ребенка (= 0) или прерывание бере менности (= 1) в течение следующих двух лет после опроса". Обе совокупности составили примерно по 450 человек.
Расчеты проводились для обоих вариантов Ч для периода в 1 год и для двухлетнего периода после опроса. Оказалось, что различия в значимости переменных между двумя моделями не существенны. Мы ограничимся описанием модели для периода в 1 год. Модель была рассчи тана в нескольких вариантах (табл. 5с): для всей совокупности женщин (модель 1);
для жен щин, имеющих супруга (модель 2);
для женщин, не имевших супруга на момент опроса (мо дель 3).
Результаты расчетов показали, что, в отличие от вероятности принятия решения о рождении ребенка, на вероятность прерывания беременности возраст женщины влияния не оказывает.
Из демографических параметров важнейшие Ч наличие супруга (негативное влияние на ве роятность аборта) и количество детей (квадратичное влияние). Т.е. реже прерывают бере менность те, кто еще не имеет детей (среди замужних Ч 12%, среди одиноких Ч 40%), а также те, у кого больше 4 детей. Чаще всего прерывают беременность те, у кого 2 ребенка (82% среди замужних, 100% среди незамужних).
У семейных женщин также имеет значение здоровье (чаще сохраняют беременность те, у ко го оно слабее) и частота потребления алкоголя (перевернутая U Ч образная форма). Для одиноких женщин желание иметь детей позитивно связано с вероятностью не сохранить бе ременность, однако, скорее всего, причинно-следственная связь здесь обратная. Наличие других взрослых в семье (помимо супруга) способствует рождению ребенка у одиноких женщин. Однако это связано не с более высоким достатком в семье (доходы других членов семьи не значимы), а, по-видимому, с возможностью помощи в уходе за ребенком. Для неза мужних женщин вероятность отказа от рождения ребенка уменьшается при более хороших бытовых условиях и обеспеченности предметами длительного пользования.
Среди экономических факторов некоторую роль (неустойчивую) играет высшее образование Ч наличие его негативно сказывается на вероятности аборта, однако этот фактор перестает быть значимым для каждой из подгрупп женщин. Вообще говоря, можно предполагать, что среди женщин с высшим образованием должен быть выше уровень контрацепции, и, соот ветственно, доля планируемых беременностей. Ни занятость женщины, ни ее личные доходы на принятие решения не влияют.
В то же время для семейных женщин определяющими выступают экономические параметры мужа Ч если он имеет работу, более вероятно рождение ребенка по сравнению с прерывани Консорциум экономических исследований и образования, Россия и СНГ ем беременности, хотя уровень его доход, напротив, оказывает позитивное влияние на веро ятность аборта.
Значимы также поселенческие факторы. Замужние женщины чаще прерывают беременность в областных центрах и малых городах, чем в селах (для одиноких Ч фактор не значим), а также в Москве и Санкт-Петербурге. Напротив, одинокие женщины реже отказываются от рождения ребенка в Москве и Санкт-Петербурге, может быть, из-за материальных факторов, имеющихся в этих городах (работа, доходы, детские сады). На принятие решения семейных женщин об отказе от родов также оказывают влияние душевые доходы в регионе (негатив ное) и средний уровень абортов (позитивное).
Мы оценили также мультиноминальную логистическую регрессию вероятности родить ре бенка (= 2), прервать беременность (= 1) или ни того ни другого (= 0) в период Т+1 для всей совокупности женщин в раундах 5, 6, 9 (табл. 6с). Здесь опять зависимая переменная отража ет разные уровни принятия решений Ч рождение ребенка чаще связано с осознанным реше нием, а прерывание беременности Ч с ее нежелательностью. Таким образом, ненаблюдае мым влияющим параметром здесь остается "запланированность беременности".
Однако в целом модель также подтверждает сделанные ранее выводы Ч чаще принимают решение о рождении ребенка в семьях, где есть супруг и выше удовлетворенность матери альным положением, реже в областных центрах и малых городах, чем в селах. Влияние уровня безработицы в регионе Ч негативное. Зависимость рождения и прерывания беремен ности от возраста, количества детей и потребления алкоголя Ч квадратичные (с противопо ложными, кроме для возраста, знаками для рождения и аборта). От рождения чаще отказы ваются в областных центрах, и реже Ч в семьях, лучше обеспеченных предметами длитель ного пользования.
7.3. Репродуктивные намерения Ч желание родить ребенка в будущем Для анализа репродуктивных намерений мы рассмотрели дихотомическую переменную Ч хочет ли женщина в момент опроса еще иметь детей (модель probit). Как мы отмечали выше, форма, в которой задается этот вопрос, вынуждает рассматривать его скорее как "потреб ность в детях", чем как потенциальное намерение.
Этот блок моделей строился нами аналогично расчетам для факта рождения ребенка (табл. 7с):
для всей совокупность наблюдений за все раунды 1 Ч для всех женщин, 2 Ч только для за мужних женщин, 3 Ч для одиноких женщин. Наилучшая модель включает квадратичную за висимость от возраста женщины и количества детей. Кроме того, мы оценили отдельно модели для женщин, уже имеющих детей (для всех и только для замужних с детьми, табл. 8с), а также модель с фиксированными эффектами.
Сравним полученные результаты с оценками для моделей фактического рождения, хотя, как можно видеть из моделей для факта рождения, желание родить положительно влияет на ве роятность появления ребенка только для женщин, уже имеющих детей. Влияние многих па Консорциум экономических исследований и образования, Россия и СНГ раметров на желание в будущем родить ребенка похоже на то, которое мы получили в моде ли для факта рождения ребенка. Так, положительное влияние отмечается для наличия супру га и опыта работы, удовлетворенности материальным положением, квадратичное Ч от воз раста (П-образное) и наличия детей (U-образное), отрицательное Ч обеспеченности предме тами длительного пользования, уровня брачности в регионе.
В то же время некоторые параметры, важные в модели фактического рождения, оказались незначимы Ч большинство региональных дамми-переменных, уровень безработицы женщин в регионе. Напротив, не влияют на принятие решения о рождении, но влияют на желание иметь детей Ч уровень образования и доходы женщины и ее мужа, его национальность и самооценка здоровья, наличие собственного жилья и обеспеченность семьи бытовыми удоб ствами, доходы других членов семьи, обеспеченность региона местами в детских садах, дам ми-переменные по раундам. Некоторые переменные имеют на фертильные установки проти воположное влияние, по сравнению с фактом рождения: количество других взрослых в се мье, региональные характеристики (уровень женской безработицы, количество абортов, уро вень душевых доходов, уровень урбанизации), частота потребления алкоголя (П-образная зависимость вместо U-образной).
Итак, отметим прежде всего неизменную важность демографических параметров для фер тильных установок и фертильного поведения. Для замужних женщин желание родить ребен ка выше. Как и для факта рождения ребенка, желание иметь детей с возрастом сначала рас тет, а потом начинает снижаться. Влияние количества детей имеет U-образную форму Ч же лание родить в будущем ребенка выше среди не имеющих детей и среди многодетных, чем среди имеющих 1Ц3 детей. Это показывает наличие в обществе двух моделей ценностей де тей Ч основной Ч малодетной, и редко встречающейся Ч многодетной.
Среди характеристик женщины, влияющих на желание иметь еще детей, но не влияющих на факт реального рождения, можно отметить уровень образования, при этом женщины с более высоким уровнем образования чаще хотели бы еще родить, чем с низким. Как мы видели выше, в теории предполагается, что влияние на фактическую рождаемость предполагается противоположным, а наши оценки показали отсутствие такого влияния для России. Однако среди женщин с высшим образованием доля имеющих 3-х и более детей не превышает 2%, тогда как среди имеющих среднее специальное образование Ч 4.4%, а общее среднее Ч 6.6%. Таким образом, мы полагаем, что этот факт отражает нереализующуюся потребность в детях у женщин с высоким уровнем образования: для них при тех же фертильных установках в реальности более важным оказывается качество детей. А это в условиях ограниченности дохода ограничивает их количество. Кроме того, цена времени образованных женщин выше из-за более высоких заработков.
Вероятно, подобный факт "нереализованной потребности" имеет место и для горожанок:
среди них желание родить выше при прочих равных условиях, но фактически чаще рожают жительницы сел и поселков (среди горожанок больше, чем среди сельских жительниц, тех, кто не имеет детей или имеет 1 ребенка).
Консорциум экономических исследований и образования, Россия и СНГ Трудно объяснить также факт противоположного, по сравнению с моделью реальных рожде ний, влияния потребления алкоголя Ч желающих иметь еще детей выше среди тех, кто по требляет алкоголь умеренно, и ниже Ч среди малопьющих и сильно пьющих. Что касается сильно пьющих, здесь, как нам представляется, интерпретация проще Ч эта категория, воз можно, и не хочет иметь детей, но не предпринимает мер для контроля над рождаемостью.
Если вспомнить, что чаще пьют замужние дамы, то, возможно, нежелание иметь детей мало пьющих как раз отражает факт их одинокого положения.
Доходы женщины, как и в модели реальной рождаемости, никак не влияют на желание иметь еще детей. Мы полагаем, что объяснение здесь то же, что и в модели для фактического рож дения. А вот наличие работы влияет на желание иметь детей положительно (на факт рожде ния не влияет). Не исключено, что здесь срабатывает тот же эффект "нереализованной по требности в детях". Должностной уровень занятых женщин и их заработная плата, как ре альная, так и контрактная (включавшиеся в промежуточные расчеты) никак не связаны с фертильными намерениями.
Среди параметров семьи обеспеченность бытовыми условиями и жильем оказывает положи тельное воздействие, что не удивительно, а предметами длительного пользования Ч отрица тельное, что, скорее всего, связано с уровнем урбанизации Ч в областных центрах комфорт ность жилья выше. Правда, значимость коэффициентов для переменных "собственное жи лье" и "количество предметов длительного пользования" невысока и не наблюдается ни на одной подвыборке, так что, по-видимому, их не стоит принимать в расчет.
По сравнению с оценками модели о факте рождения ребенка, на желание женщины иметь де тей сильно влияют характеристики мужа Ч для всей совокупности, и только для замужних женщин (модели 2 и 3 табл. 7с). Так, желание женщины родить ребенка обратно пропорцио нально возрасту мужа и прямо пропорционально уровню его образования. Замужние женщины чаще хотят ребенка, имеющие мужей "восточных" национальностей, с хорошим здоровьем.
Представляется, что такие зависимости вполне логичны, как и в случае характеристик самой женщины. Более высокие доходы мужа имеют значение, но не для тех, кто уже имеет детей.
В моделях для замужних и для одиноких женщин имеются различия. Так, оказалось, что об разование, занятость, количество других членов семьи и их доходы не важны для незамуж них, также как региональные характеристики (коэффициент брачности, средние доходы в регионе). Для одиноких не наблюдается квадратичной зависимости от количества детей, что понятно, так как среди них практически нет многодетных. В то же время для всех замужних женщин и для замужних с детьми положительно влияют доходы других взрослых членов се мьи (что соответствует предположениям о позитивном влиянии нетрудовых доходов на склонность к рождению), но не влияет количество этих людей. Для всех, имеющих детей (безотносительно семейного положения) эта последняя переменная влияет отрицательно (что проявляется также и в модели для всей совокупности женщин). Это расходится с влиянием этой переменной на фактическую рождаемость, однако, возможно, эти женщины ориенти руются уже на имеющихся детей как на помощников, а не на других взрослых.
Консорциум экономических исследований и образования, Россия и СНГ Во все последующие годы исследуемого периода желание родить ребенка было ниже, чем в 1994 г., о чем говорят дамми для раундов.
Если обратиться к моделям по раундам (не приводимых здесь в силу ограниченности объе ма), то основные демографические зависимости (от возраста, наличия супруга, количества детей) стабильны. Влияние остальных переменных подвержено значительным колебаниям от раунда к раунду, но выделить какие-либо тенденции достаточно трудно.
Наконец, модель с фиксированными эффектами (табл. 8с) говорит о том, что желание жен щины родить ребенка увеличивается, если она выходит замуж;
получает среднее специаль ное образование и опыт работы;
если возрастают доходы других взрослых членов семьи. На против, это желание уменьшается, если в семье становится больше других взрослых;
или ес ли у женщины появляется ребенок, а также увеличением возраста ее (после некоторого года) и мужа. Не влияют на это желание изменения в большинстве характеристик мужа (кроме возраста), региональные доходы на душу и обеспеченность местами в детских садах.
Мы полагаем, что результаты оценивания данной группы моделей свидетельствуют, что из меритель намерений о фертильности в базе данных RLMS является очень несовершенным, в связи с чем результаты трудно интерпретируемы. Это касается формулировки вопроса, кото рая не позволяет разделить "желание" родить ребенка в будущем (безотносительно реальных планов) и "намерения" (или конкретные планы), а также временной горизонт этих желаний.
Вероятно, в связи с разным пониманием вопроса респондентками в одной и той же модели оказались смешаны разнофакторные модели поведения.
8. ЗАКЛЮЧЕНИЕ Предпринятый нами экономический анализ репродуктивного поведения населения России был направлен на выявление факторов, влияющих на принятие решения о рождении ребенка. От вет на этот вопрос необходим как в теоретическом аспекте, так и для разработки эффективных мер демографической политики. В целом можно сказать, что, несмотря на чрезвычайно бы строе и резкое снижение рождаемости в России с начала 90-х годов, это явление лежит в русле общеевропейских тенденций изменения модели демографического воспроизводства.
Анализ фертильного поведения россиян был осуществлен на основе классических экономиче ских моделей рождаемости, включающих в качестве детерминант значительное число эконо мических факторов. Как показали наши расчеты, основными факторами, которые детермини руют репродуктивное поведение, остаются демографические;
целый ряд экономических пара метров, влияние которых предполагалось обнаружить, оказались незначимыми в моделях.
Первая наша гипотеза, о влиянии доходов членов семьи на вероятность рождения ребенка, подтвердилась частично. Негативный эффект заработков женщины найден только для оди ноких женщин, влияние доходов мужа и других членов семьи не обнаружено. В то же время доходы других членов семьи положительно влияют на репродуктивные ценности женщины.
Консорциум экономических исследований и образования, Россия и СНГ В панельных моделях (с фиксированным эффектом) мы не обнаружили влияния изменения доходов для конкретной семьи на рождаемость. Таким образом, пока мы не можем сказать, что снижение рождаемости связано в первую очередь с низкими доходами населения, и не следует ожидать ее роста вместе улучшением благосостояния россиян. Однако наши данные не охватывают периода самого резкого спада в рождаемости Ч начала 90-х годов, когда фактически произошла смена модели (образца) количества детей в семье. Возможно, именно в тот период изменение статуса, неопределенность будущих позиций и ожиданий подтолк нула семьи к новому типу репродуктивного поведения. Тем не менее наши результаты могут быть валидны для оценок воздействия дальнейших изменений в доходах (в том числе в связи с выплатой пособий) на рождаемость.
Неожиданным оказался результат, что позиции женщины на рынке труда Ч занятость и должностной уровень Ч не влияют ни на вероятность родить ребенка, ни на фертильные на мерения. Это говорит о том, что издержки, связанные с перерывом в работе, не являются ре шающим фактором отказа от рождения ребенка. Не выявлена значимость доступности соци альных пособий на уровне предприятия. И хотя, в самом деле, пик рождений приходится на возраст 20Ц24 года (что несколько выше, чем в предшествующие годы), однако мы не знаем, обусловлен ли этот возраст минимумом упущенных заработков.
В подтверждение третьей гипотезы было найдено, что наличие других взрослых (помимо мужа) членов семьи, в самом деле, положительно влияет на вероятность рождения ребенка.
Это связано с возможностью помощи в уходе за ним. Однако наличие коммунальных удобств и предметов длительного пользования, против ожидания, не являются детерминан тами рождаемости.
Не выявлено ожидаемой (негативной) взаимосвязи между уровнем образования супругов и фактической рождаемостью, хотя косвенным подтверждением роста требований к качеству детей может служить квадратичная зависимость между количеством детей в семье и вероят ностью рождения еще одного ребенка. Обнаружено позитивное влияние образования на же лание иметь детей Ч "потребность в детях" выше у образованных женщин с более высокими доходами. Это, как кажется на первый взгляд, противоречит теории, однако, скорее всего, речь идет о "нереализующейся потребности в детях", так как для фактического рождения эти переменные незначимы.
Пока что ценностные и культурные факторы остаются существенно влияющими на склон ность к родительству (как предполагалось в гипотезе 5). Значимое влияние оказывает удов летворенность материальным положением, а также частота употребления алкоголя, что ока залось достаточно неожиданным, хотя и объяснимым, фактом. Уровень рождений несколько выше в сельской местности, чем в городах, однако связано это с традициями, низким уров нем контрацепции или необходимостью детского труда в домашнем и подсобном хозяйстве, сказать трудно.
Существенными остаются различия между регионами. Помимо нагрузки на региональные дамми, обнаружено влияние уровня безработицы женщин и уровня доходов в регионе. Рож Консорциум экономических исследований и образования, Россия и СНГ даемость выше в более бедных регионах, с более низким уровнем женской безработицы. В то же время влияние экологии, заболеваемости, обеспеченности врачами и местами в детских садах отсутствует.
Хотя между детерминантами рождаемости для бездетных женщин и тех, кто имеет хотя бы одного ребенка, выявлены различия (гипотеза 7), однако они как раз не касаются основных ожидаемых факторов Ч а именно, доходов, занятости и образования. Это не позволяет отве тить на главный вопрос, которым задаются демографы Ч возможно ли и каким образом сти мулировать семьи к рождению второго ребенка?
Следует признать, что гипотеза об изменении модели рождаемости, видимо, не проверяема на данных RLMS. Мы полагаем, что главным в этом изменении была смена социальной нор мы количества детей (1 или реже 2 ребенка на семью). Скорее всего, этот переход совершил ся очень быстро в начале 90-х годов. Кризис мог ускорить этот процесс, однако он лежит в русле мировых тенденций для Западных стран. Кроме того, немаловажна роль демографиче ской структуры и стимулированного повышения рождаемости в конце 1980-х годов. Что ка сается детерминант решения о рождении, то сколько-нибудь явной тенденции в их смене за период 1994Ц2000 гг. не наблюдалось. Для потребности в детях мы находим факты, близкие к ожидаемым Ч усиление значимости индивидуальных характеристик по сравнению с се мейными.
Консорциум экономических исследований и образования, Россия и СНГ ПРИЛОЖЕНИЯ Приложение А. Динамика рождаемости в России:
среднее число детей, рожденных одной женщиной Австрия 3, Великобрит.
Германия Греция 2, Ирландия Италия Канада Н.Зеландия 1, Россия США Франция Швеция Я Рис. 1а. Россия и Западные страны. Построено по данным:
Болгария 3, Босн.и Герц.
Венгрия Македония 2, Польша Россия Румыния 1, Словакия Словения Хорватия Чехия Рис. 2а. Россия и Восточноевропейские страны. Построено по данным:
Консорциум экономических исследований и образования, Россия и СНГ 2,8 Белоруссия 2, Латвия 2, Литва 2, Молдавия 1, Россия 1, Украина 1, 1, Эстония Рис. 3а. Россия и европейские страны бывшего СССР. Построено по дан ным: Таблица 1а. Коэффициенты корреляции между социально-экономическими характеристиками региона и уров нем рождаемости (1) и абортов (2). Построено на основе данных Госкомстата5.
1 Коэффициент рождаемости 1.000 0.306 ** Количество абортов на 1000 женщин 15Ц49 лет 0.306 ** 1. Уровень безработицы женщин по региону 0.190 ** Ц0.217 ** Уровень безработицы всего по региону 0.194 ** Ц0.153 * Средняя ЗП по регионам Ч дефлированная (в ценах 2001 г.) 0.224 ** 0. Коэффициент брачности Ч браков на 1000 населения 0.242 ** 0. Душевые доходы в ценах 2001 г. (дефлированные) 0.037 Ц0. Число детей на 100 мест в детских садах 0.507 ** 0.181 ** Число врачей на 1000 населения Ц0.083 Ц0.165 * Заболеваемость Ч зарегистрированные больные с диагнозом, установленным впервые в жизни, на 1000 чел. Ц0.128 0. Экология Ч выбросы в атмосферу, тыс. т. на кв. км в год Ц0.196 ** 0. Уровень экономической активности женщин, % Ц0.413 ** 0. Коэффициент младенческой смертности Ч количество детей, умерших до 1 года, на 1000 рожденных 0.124 0.278 ** Регионы России (2002) Социально-экономические показатели (М.: Госкомстат РФ).
Консорциум экономических исследований и образования, Россия и СНГ Приложение В. Эмпирические факты о рождаемости в базе данных РМЭЗ Таблица 1b. Уровни рождаемости по возрастам (данные Госкомстата и RLMS, вся панель, 28758 наблюдения).
Возрастные группы женщин 15Ц19 (RLMS) 3.33 3.40 2.79 2.92 1.85 1.03 2. 15Ц19 (ГКС) 4.99 4.56 3.97 3.4 2.81 2. 20Ц24 (RLMS) 11.61 8.78 7.55 7.52 5.92 5.03 7. 20Ц24 (ГКС) 12.03 11.35 10.64 9.9 9.53 9. 25Ц29 (RLMS) 5.91 5.91 5.82 4.87 4.11 2.66 4. 25Ц29 (ГКС) 6.72 6.72 6.65 6.8 6.87 7. 30Ц34 (RLMS) 3.31 3.26 2.13 2.14 2.75 1.49 2. 30Ц34 (ГСК) 2.96 2.97 3.03 3.34 3.6 3. 35Ц39 (RLMS) 2.20 0.76 1.92 1.44 0.71 0.28 1. 35Ц39 (ГКС) 1.06 1.07 1.08 1.15 1.2 1. 40Ц44 (RLMS) 0.00 0.28 0.68 0.53 0.25 0.13 0. 40Ц44 (ГКС) 0.23 0.22 0.23 0.23 0.24 0. Всего (RLMS) 4.58 3.87 3.63 3.41 2.74 1.90 3. Численность совокупности данных RLMS 4692 4752 4792 4832 4849 4841 Таблица 2b. Выборочная совокупность женщин 16Ц39 лет могущих иметь детей.
Родили в году 1995 1996 1997 1999 2000 Всего женщин 1997 1761 1769 1876 1968 9371 2266 Кол-во женщин, для которых есть информация о периоде Т+1 1641 1489 1469 1569 1685 % миссингов 17.8 15.4 17.0 16.4 14.4 16. Количество рожденных детей в году T+1 82 66 67 75 64 % женщин, родивших в году T+1 5.00 4.43 4.56 4.78 3.80 4. % родивших в годах T+1 и T+2 8.78 7.92 9.26 8.54 8.63 - Всего раунд раунд раунд раунд раунд ( г.) ( г.) ( г.) ( г.) ( г.) ( г.) раунд Всего, Всего, раунд раунд раунд раунд раунд раунд 5 - раунды 5 - раунды Консорциум экономических исследований и образования, Россия и СНГ всего Рис. 2b. Рождаемость в году Т+1 в зависимости от возраста в раунде Т (выборка 7853 чел.).
Таблица 3b. Возрастной состав женщин выборочной совокупности.
5 раунд 6 раунд 7 раунд 8 раунд 9 раунд 10 раунд Всего 16Ц19 лет 15.2 15.3 15.9 17.4 18.4 18.3 16. 20Ц24 лет 20.5 20.7 23.1 22.8 24.3 24.4 22. 25Ц29 лет 19.4 19.9 19.8 20.6 21.3 22.0 20. 30Ц34 лет 22.2 19.6 19.3 17.3 18.0 18.119. 35Ц39 лет 22.7 24.4 21.9 21.8 17.8 17.2 20. Итого 100.0 100.0 100.0 100.0 100.0 100.0 100. Таблица 4b. Семейное положение женщин выборочной совокупности.
5 раунд 6 раунд 7 раунд 8 раунд 9 раунд 10 раунд Не состояли в браке 24.7 26.8 28.3 28.6 31.3 31. Разведены 8.6 9.2 8.7 7.4 8.5 8. Вдовы 1.4 1.0 1.2 1.0 1.11. Состоят в браке 65.2 63.0 61.9 63.0 59.1 58. В том числе Зарегистрированный брак - - - 53.6 48.6 47. Незарегистрированный брак - 9.4 10.5 11. Итого 100.0 100.0 100.0 100.0 100.0 100. Консорциум экономических исследований и образования, Россия и СНГ Таблица 5b. Количество детей у женщины в году опроса.
5 раунд 6 раунд 7 раунд 8 раунд 9 раунд 10 раунд Всего Нет детей 32.25 32.88 34.09 36.19 39.18 41.22 36. 1 ребенок 32.70 32.42 33.63 35.23 36.79 37.29 34. 2 детей 29.14 28.68 27.19 23.99 19.92 17.74 24. 3 детей 4.51 4.43 3.67 3.57 3.40 3.05 3. 4 и более детей 1.40 1.59 1.411.01 0.71 0.711. Таблица 6b. Доля женщин, родивших в году Т+1, по возрастным категориям для года Т.
5 раунд 6 раунд 7 раунд 8 раунд 9 раунд Всего Родили в году 1995 1996 1997 1999 16Ц19 лет 7.48 6.84 7.05 4.91 3.64 5. 20Ц24 лет 10.32 6.27 7.96 8.62 7.97 8. 25Ц29 лет 5.35 5.124.18 7.38 4.25 5. 30Ц34 лет 3.74 2.75 3.20 2.78 2.152. 35Ц39 лет 0.25 2.34 1.16 0.55 0 0. По всем возрастам 5.00 4.43 4.56 4.78 3.80 4. Таблица 7b. Доля детей, из числа рожденных в году Т+1, которая приходится на женщин данной возрастной группы в году Т (%).
5 раунд 6 раунд 7 раунд 8 раунд 9 раунд Всего Родили в году 1995 1996 1997 1999 16Ц19 лет 23.2 24.2 25.4 17.3 17.2 21. 20Ц24 лет 39.0 27.3 37.3 37.3 48.4 37. 25Ц29 лет 19.5 22.7 17.9 32.0 23.4 23. 30Ц34 лет 17.112.113.4 10.7 10.9 13. 35Ц39 лет 1.2 13.6 6.0 2.7 4. Итого 100 100 100 100 100 Консорциум экономических исследований и образования, Россия и СНГ Таблица 8b. Семейный статус в году Т для женщин, родивших в году Т+1.
5 раунд 6 раунд 7 раунд 8 раунд 9 раунд Родили в году 1995 1996 1997 1999 1 Ч никогда в браке не состояли 21.5 21.9 22.4 16.0 23. 4 Ч разведены и в браке не состоите 2.5 1.6 3.0 1.3 5 Ч вдовец (вдова)0 0 1.6 6 Ч состоите в браке 75.9 75.0 74.6 82.7 76. В том числе 2 Ч состоите в зарегистрированном браке - - - 72.0 49. 3 Ч живете вместе, но не зарегистрированы - 10.7 27. Итого 100 100 100 100 Таблица 9b. Доля первых, вторых и т.д. детей, из числа рождений в году Т+1.
5 раунд 6 раунд 7 раунд 8 раунд 9 раунд Всего Родили в году 1995 1996 1997 1999 Первый ребенок 63.41 53.03 58.21 58.67 67.19 60. Второй ребенок 24.39 34.85 25.37 32.00 23.44 27. Третий ребенок 8.54 4.55 13.43 6.67 6.25 7. Четвертый и более ребенок 3.66 7.58 2.99 2.67 3.133. Всего 100 100 100 100 100 Рождено детей 82 66 67 75 64 Таблица 10b. Доля женщин, родивших первого ребенка, среди всех родивших в году Т+1, по возрастам в году Т.
5 раунд 6 раунд 7 раунд 8 раунд 9 раунд Всего Родили в году 1995 1996 1997 1999 16Ц19 лет 94.7 87.5 100.0 92.3 90.9 93. 20Ц24 лет 71.9 77.8 64.0 75.0 77.4 73. 25Ц29 лет 50.0 33.3 33.3 41.7 60.0 43. 30Ц34 лет 14.3 12.5 0 12.5 0 8. 35Ц39 лет 100.0 11.1 50.0 0 0 25. По всем возрастам 63.4 53.0 58.2 58.7 67.2 60. Консорциум экономических исследований и образования, Россия и СНГ Таблица 11b. Распределение времени, прошедшего с рождения предыдущего ребенка (для второго и более де тей), % по каждому году.
5 раунд 6 раунд 7 раунд 8 раунд 9 раунд Всего Родили в году 1995 1996 1997 1999 1Ц3 года 50.00 41.94 42.86 35.48 28.57 40. 4Ц6 лет 26.67 32.26 35.71 38.71 23.81 31. Более 7 лет 23.33 25.81 21.43 25.81 47.62 27. Итого 100 100 100 100 100 Таблица 12b. Доля желающих иметь детей.
5 раунд 6 раунд 7 раунд 8 раунд 9 раунд 10 раунд Всего Среди всех женщин 40.16 36.71 37.77 38.74 45.99 48.64 41. Среди женщин, не имеющих детей, по возрастам 1 Ч <19 59.2 51.6 51.5 43.6 52.2 56.9 52. 2 Ч 20Ц24 75.6 72.6 68.0 66.7 75.6 78.0 73. 3 Ч 25Ц29 80.6 74.6 80.6 77.1 84.9 76.5 79. 4 Ч 30Ц34 72.2 61.8 46.7 78.6 70.0 66.7 66. 5 Ч 35Ц39 44.0 58.3 56.0 27.3 36.8 57.7 47. По всем возрастам 67.5 62.5 60.7 57.1 65.5 67. Таблица 13b. Доля абортов году Т+1 (в течение года после опроса).
5 раунд 6 раунд 9 раунд Всего Год Т+11995 1996 Всего родили или сделали аборт в году Т+1163 134 147 Из них родили ребенка в году Т+1 82 64 66 Из них сделали аборт в году Т+1 81 70 81 Доля абортов среди беременностей (%) 50.31 44.90 47.76 47. Доля сделавших аборт среди всех женщин 5.85 6.144.225. Консорциум экономических исследований и образования, Россия и СНГ Таблица 14b. Доля абортов в годах Т+1 и Т+2 (в течение 2-х лет после опроса).
5 раунд 8 раунд Всего Годы Т+1 и Т+2 1995, 1996 1999, Всего родили или сделали аборт в годах Т+1 и Т+2 247 237 Из них родили ребенка в годах Т+1 и Т+2 144 134 Из них сделали аборт в годах Т+1 и Т+2 103 103 Доля абортов среди беременностей (%) 41.7 43.5 42. Доля сделавших аборт среди всех женщин 8.78 7.24 7. Таблица 15b. Из всей совокупности женщин в году Т+1 (в течение года после опроса) родили или прервали беременность (%).
5 раунд 6 раунд 9 раунд Всего Год Т+11995 1996 Сделали аборт (%) 4.94 5.44 4.154. Родили (%) 5.00 4.43 3.80 4. Остальные 90.07 90.13 92.05 90. Всего чел. 16411489 1685 Таблица 16b. Из всей совокупности женщин в годах Т+1 и Т+2 (в течение двух лет после опроса) родили или прервали беременность (%).
5 раунд 8 раунд Всего Годы Т+1 и Т+2 1995, 1996 1999, Сделали аборт (%) 6.28 6.56 6. Родили (%) 8.78 8.54 8. Остальные 84.95 84.89 84. Всего чел. 16411569 Таблица 17b. Доля женщин, родивших в году Т+1, в зависимости от наличия детей в году Т.
Всего человек в совокупности Из них % родивших в году Т+ Нет мужа Есть муж Нет мужа Есть муж Нет детей в году Т 1993 571 3.2 26. 1 ребенок 603 2088 1.7 4. 2 детей 200 1954 0.0 1. 3 и более детей 24 4194.163. Консорциум экономических исследований и образования, Россия и СНГ Приложение С. Результаты регрессионного анализа Таблица 1c. Probit-модель для зависимой переменной "родился ли ребенок в году Т+1", для всех раундов.
Модель 2, Модель 4, Модель 1, Модель 3, для с фиксированным для всех для одиноких замужних эффектом Параметры женщины Возраст/10 0.1927 * 0.0606 0.3835* 1.3415* Возраст/10 (в квадр.) Ц0.0660** Ц0.0579* Ц0. Количество детей Ц0.8331** Ц0.9078** Ц0.4712** Ц9.4590** Количество детей (в квадр.) 0.1127** 0.1204** 0.0733** Высшее образование 0.0635 0.1353 Ц0.2724 Ц0. Среднее специальное образование 0.0720 0.1445* Ц0.2383 0. Наличие опыта работы 0.2015* Ц0.0525 0.4413** 1.4617* Логарифм реальных доходов Ц0.0003 0.0190 Ц0.0551** 0. Есть ли работа Ц0.0625 Ц0.0706 Ц0.0379 0. Национальность 0.2052 0.3956 0. Самооценка здоровья 0.0884 0.0761 0.0687 0. Частота потребления алкоголя в месяц Ц0.0990** Ц0.1673** Ц0.0009 Ц0. Частота потребления алкоголя в месяц (в квадр.) 0.0044** 0.0065** 0.00120. Удовлетворенность материальным положением 0.0971** 0.1589** Ц0.0707 0.4769* Желание еще родить ребенка 0.0923 0.1078 Ц0.0459 Ц0. Есть ли супруг (партнер) 0.9772** 1.7102* Параметры супруга Возраст/10 Ц0.0754 Ц0.0120 1.1054** Высшее образование 0.0337 0.0277 Ц0. Среднее специальное образование Ц0.1080 Ц0.1094 Ц0. Наличие работы 0.1430 0.2021 0. Логарифм доходов (нет мужа = 0) 0.0136 0.0135 0. Национальность 0.2744 0. Уровень здоровья 0.0269 Ц0.0313 Ц0. Во всех моделях: * Ч значимый коэффициент при 5% уровне;
** Ч значимый коэффициент при 1% уровне.
Консорциум экономических исследований и образования, Россия и СНГ Модель 2, Модель 4, Модель 1, Модель 3, для с фиксированным для всех для одиноких замужних эффектом Параметры семьи Собственное жилье Ц0.0646 Ц0.0784 Ц0.1591 1.4094* Количество бытовых удобств Ц0.0204 Ц0.0273 0.0059 Ц0. Количество предметов т.д.п Ц0.0346 Ц0.0488 0.0423 0. Сколько других взрослых в семье 0.0537* 0.0517* 0.0647 0. Логарифм доходов остальных членов семьи Ц0.0042 Ц0.0073 0.0122 Ц0. Региональные и поселенческие параметры Уровень безработицы женщин Ц0.0434** Ц0.0221 Ц0.1193** 0. Количество абортов на 1000 женщин 0.0068* 0.0088* 0.0024 Ц0.1431** Коэффициент брачности Ц0.1599* Ц0.1496* Ц0.2174 Ц1.1684** Логарифм душ. доходов по региону Ц0.1880* Ц0.0614 Ц0.4350** 0. Число детей на 100 мест в дет. садах 0.0031 0.0018 0.0075 Ц0. Малые города (база Ч обл. центр) 0.1724* 0.2040*0. Поселок, село 0.4279** 0.4756** 0.4179* Северо-Запад (база Ч Москва, С-Петербург) Ц0.2728 Ц0.1183 Ц0. Урал Ц0.5360** Ц0.3782 Ц0.9143** Центральный, Ц-Черноземный Ц0.7800** Ц0.5660* Ц1.1905** Волга, Волго-Вятский Ц0.3601 Ц0.1390 Ц0. Северный Кавказ Ц0.7622** Ц0.6575* Ц0.9569* Западная Сибирь Ц0.3126 Ц0.1826 Ц0. Восточная Сибирь, Дальний Восток Ц0.4761* Ц0.5503* Ц0. Раунд 6 (база Ч раунд 5) 0.0797 Ц0.0167 0. Раунд 7 Ц0.1128 Ц0.1574 Ц0. Раунд 8 0.0711 0.0432 0. Раунд 9 Ц0.1330 Ц0.1866 Ц0. Constant 0.2402 0.2718 2. Observations 7108 4580 2528 863 (#) Wald Chi2 385.08 406.00 119.4 443. Prob > Chi2 0.00 0.00 0.00 0. Pseudo R2 0.188 0.240 0.127 0. Log likelihood Ц1021.5 Ц716.9 Ц260.36 Ц75. Консорциум экономических исследований и образования, Россия и СНГ Таблица 2c. Probit-модель для зависимой переменной "родился ли ребенок в году Т+1" для совокупности жен щин, не имевших детей в году Т.
Модель 1, Модель 2, Модель 3, для всех для замужних для одиноких Параметры женщины Возраст/100.0124 Ц0.3591 0. Возраст/10 (в квадр.) Ц0.0447 Ц0.0517 Ц0. Высшее образование Ц0.0967 Ц0.0287 Ц0. Среднее специальное образование Ц0.0484 0.0616 Ц0. Наличие опыта работы 0.2189 Ц0.2684 0.4395** Логарифм реальных доходов Ц0.0326* 0.0022 Ц0.0750** Наличие работы 0.0954 0.2167 Ц0. Национальность Ц0.1974 0.1352 Ц0. Самооценка здоровья 0.1686* 0.0989 0. Частота потребления алкоголя в месяц Ц0.0936** Ц0.2221** 0. Частота потребления алкоголя в месяц (в квадр.) 0.0041** 0.0069** 0. Удовлетворенность матер. положением Ц0.0885 Ц0.0661 Ц0.1402* Желание еще родить ребенка Ц0.0971 Ц0.2447 Ц0. Есть ли супруг (партнер) 1.1801** Параметры супруга Возраст/10 Ц0.1805 Ц0. Высшее образование 0.1695 0. Среднее специальное образование Ц0.2984* Ц0. Наличие работы 0.3214 0.4813* Логарифм доходов (нет мужа = 0) 0.0297 0. Национальность 0.2758 0. Уровень здоровья 0.0776 Ц0. Параметры семьи Собственное жилье Ц0.1449 Ц0.2849 Ц0. Количество бытовых удобств Ц0.0112 Ц0.0337 Ц0. Количество предметов т.д.п. 0.0003 Ц0.0124 0. Сколько других взрослых в семье Ц0.0140 Ц0.0165 0. Логарифм доходов остальных членов семьи 0.0085 0.0213 0. Консорциум экономических исследований и образования, Россия и СНГ Модель 1, Модель 2, Модель 3, для всех для замужних для одиноких Региональные и поселенческие параметры Уровень безработицы женщин Ц0.0876** Ц0.0619* Ц0.1333** Количество абортов на 1000 женщин 0.0065 0.0118 Ц0. Коэффициент брачности Ц0.2498** Ц0.1854 Ц0.3213* Логарифм душ. доходов по региону Ц0.2525* Ц0.0234 Ц0.3606* Число детей на 100 мест в детских садах 0.0090 0.0071 0. Малые города (база Ч областной центр)0.1291 0.0534 0. Поселок, село 0.3800** 0.2953 0.4101* Северо-Запад (база Ч Москва, С-Петербург) Ц0.0854 0.4576 Ц0. Урал Ц0.5854* Ц0.3068 Ц0.9280* Центральный, Ц-Черноземный Ц0.7695* Ц0.2189 Ц1.2074* Волга, Волго-Вятский Ц0.4136 0.0032 Ц0. Северный Кавказ Ц0.7943* Ц0.4832 Ц0.9914* Западная Сибирь Ц0.1884 0.2596 Ц0. Восточная Сибирь, Дальний Восток Ц0.2378 Ц0.1158 Ц0. Раунд 6 (база Ч раунд 5) 0.0473 Ц0.2164 0. Раунд 7 Ц0.2445 Ц0.2356 Ц0. Раунд 80.1153 0.1613 0. Раунд 9 Ц0.1972 Ц0.2598 Ц0. Constant 1.7435 1.4232 3. Observations 2273 510 Wald Chi2 276.30 77.76 74. Prob > Chi2 0.00 0.00 0. Pseudo R2 0.230 0.162 0. Log likelihood Ц491.608 Ц240.64 Ц216. Консорциум экономических исследований и образования, Россия и СНГ Таблица 3c. Probit-модель для зависимой переменной "родился ли ребенок в году Т+1" для совокупности жен щин, имевших детей в году Т.
Модель 1, Модель 2, для всех для замужних Параметры женщины Возраст/10 0.4298** 0.3887* Возраст/10 (в квадр.) Ц0.0920** Ц0.0852** Количество детей Ц0.4373** Ц0.4974** Количество детей (в квадр.) 0.0639** 0.0697** Высшее образование 0.1786 0.2604 * Среднее специальное образование 0.1849 0.2049* Наличие опыта работы 0.2840 0. Логарифм реальных доходов 0.0134 0. Наличие работы Ц0.1159 Ц0. Национальность 0.5571* 0.6153* Самооценка здоровья 0.0635 0. Частота потребления алкоголя в месяц Ц0.1130** Ц0.1356** Частота потребления алкоголя в месяц (в квадр.) 0.0048** 0.0059** Удовлетворенность материальным положением 0.2496** 0.2588** Желание еще родить ребенка 0.2497** 0.2269* Есть ли супруг (партнер) 0.5571** Параметры супруга Возраст/10 Ц0.0339 Ц0. Высшее образование Ц0.0347 Ц0. Среднее специальное образование Ц0.0089 0. Наличие работы 0.1159 0. Логарифм доходов (нет мужа = 0) 0.0073 0. Национальность 0.0701 0. Уровень здоровья Ц0.0336 Ц0. Консорциум экономических исследований и образования, Россия и СНГ Модель 1, Модель 2, для всех для замужних Параметры семьи Собственное жилье Ц0.0596 0. Количество бытовых удобств Ц0.0386 Ц0.0466* Количество предметов т.д.п. Ц0.0624 Ц0.0779* Сколько других взрослых в семье 0.1010** 0. Логарифм доходов остальных членов семьи Ц0.0169 Ц0. Региональные и поселенческие параметры Уровень безработицы женщин Ц0.0068 Ц0. Количество абортов на 1000 женщин 0.0125* 0.0118* Коэффициент брачности Ц0.0794 Ц0. Логарифм душ. доходов по региону Ц0.1706 Ц0. Число детей на 100 мест в детских садах Ц0.0014 Ц0. Малые города (база Ч обл. центр) 0.3008** 0.3642** Поселок, село 0.5744** 0.6350** Сев-Запад (база Ч Москва, С-Петербург) Ц0.5634* Ц0. Урал Ц0.6068* Ц0. Центральный, Ц-Черноземный Ц1.0019** Ц0.9475** Волга, Волго-Вятский Ц0.5325 Ц0. Северный Кавказ Ц0.9469** Ц0.9192* Западная Сибирь Ц0.5531* Ц0. Восточная Сибирь, Дальний Восток Ц0.9678** Ц0.9315* Раунд 6 (база Ч раунд 5) 0.1822 0. Раунд 7 0.0969 0. Раунд 80.1466 0. Раунд 9 0.0746 0. Constant Ц1.4903 Ц0. Observations 4835 Wald Chi2 227.29 205. Prob > Chi2 0.00 0. Pseudo R2 0.157 0. Log likelihood Ц476.57 Ц433. Консорциум экономических исследований и образования, Россия и СНГ Таблица 4c. Количественная регрессия для зависимой переменной "возраст при рождении ребенка".
Все рождения Только 1-й ребенок Параметры женщины Количество уже имеющихся детей 0.2660** Высшее образование 0.4654** 0.4896** Среднее специальное образование 0.2741** 0.2309* Логарифм реальных доходов жены Ц0.0010 Ц0. Есть ли работа (включая декрет и др.) 0.3203** 0.5041** Должность Ч управляющий Ц0.7805** Должность Ч специалист 0.0488 0. Национальность 0.2489 0. Самооценка здоровья Ц0.0319 Ц0. Частота потребления алкоголя в мес. 0.0326 Ц0. Частота потребления алкоголя в месяц (в квадр.) Ц0.0017 Ц0. Удовлетворенность материальным положением Ц0.0644 Ц0. Желание иметь еще ребенка Ц0.1399* Ц0. Есть ли супруг (партнер) 0.0643 0. Параметры мужа Высшее образование 0.0119 Ц0. Среднее специальное образование 0.0371 0. Ваше жилье?0.1096 0. Есть ли работа 0.2203 0.5094** Должность Ч управляющий 0.0795 Ц0. Должность Ч специалист Ц0.1580 Ц0. Логарифм доходов Ц0.0154 Ц0. Национальность Ц0.2335 Ц0. Самооценка здоровья Ц0.0798 Ц0. Консорциум экономических исследований и образования, Россия и СНГ Все рождения Только 1-й ребенок Параметры семьи Количество бытовых удобств Ц0.0050 0. Количество предметов т.д.п. 0.0292 Ц0. Сколько других взрослых в семье Ц0.0442* Ц0. Логарифм дополнительного дохода остальных Ц0.0036 0. членов семьи Региональные характеристики Уровень безработицы женщин по региону 0.00150. Логарифм дефл. дох. регион. 0.0661 0. Коэффициент брачности Ц0.0802 Ц0. Количество абортов на 1000 женщин 15 Ц0.0002 0. Число детей на 100 мест в детских садах 0.0056 0. Областной центр (база Ч село)0.0150 Ц0. Город Ц0.0143 Ц0. Москва, С-Петербург (база Ч В. Сибирь, Д. Восток)0.1603 0. Север, Северо-Запад Ц0.0200 Ц0. Центральный, Ц-Черноземный Ц0.1146 Ц0. Волга, В-Вятский 0.0265 Ц0. Северный Кавказ 0.0360 Ц0. Урал Ц0.1786 Ц0. Западная Сибирь Ц0.0246 Ц0. Раунд 6 Ц0.0846 Ц0. Раунд 7 Ц0.0853 Ц0. Раунд 8 Ц0.03150. Раунд 9 Ц0.0351 0. Constant 1.3169 1. Observations 307 R2 0.51 0. Консорциум экономических исследований и образования, Россия и СНГ Таблица 5c. Probit-модель для зависимой переменной "родился ли ребенок (= 0) или был аборт (= 1) в году Т+1", для всех раундов.
Для всей совокупности Для семейных Для несемейных Параметры женщины Возраст/10 Ц0.0355 0.0690 Ц0. Возраст/10 (в квадр.) Ц0.0423 Ц0.0012 0. Количество детей в данном раунде 1.8814** 2.6375** 1.5144** Количество детей (в квадр.) Ц0.3762** Ц0.5478** Высшее образование Ц0.4803* Ц0.4868 Ц0. Среднее специальное образование Ц0.0380 Ц0.2206 1.7816** Логарифм реальных доходов жены 0.0028 Ц0.0121 0. Есть ли работа (включая декрет и др.) Ц0.1003 Ц0.3382 0. Оценка здоровья Ц0.2548* Ц0.3623* Ц0. Частота потребления алкоголя в месяц 0.2277** 0.3616** 0. Частота потребления алкоголя в месяц (в квадр.) Ц0.0136** Ц0.0250** Ц0.0092* Удовлетворенность материальным положением Ц0.1907* Ц0.2905* Вы хотите иметь еще ребенка? Ц0.1169 1.0403** Есть ли супруг (партнер) Ц0.8934** Family parameters Логарифм доходов мужа (нет мужа = 0) 0.0696 0.1310** Ваше жилье? 0.0949 0. Количество бытовых удобств 0.0119 Ц0.3272** Количество предметов т.д.п. 0.0260 Ц0.4536** Сколько других взрослых в семье Ц0.1592* Ц0.1054 Ц0.4996** Логарифм дополнительного дохода остальных членов семьи Ц0.0019 0.0357 0. Консорциум экономических исследований и образования, Россия и СНГ Для всей совокупности Для семейных Для несемейных Параметры семьи и супруга Есть ли работа у мужа Ц0.9482* Ц1.6281** Возраст/10 мужа 0.1974 0. Высшее образование мужа 0.1508 0. Среднее специальное образование мужа 0.3282 0.5318* Национальность мужа Ц0. Оценка здоровья мужа 0. Региональные и поселенческие параметры Уровень безработицы женщин по региону Ц0. Количество абортов на 1000 женщин 0.0207* Коэфф. брачности Ч браков на 1000 0. Логарифм дефл. дох. регион. Ц0.9126* Число детей на 100 мест в дет. садах Ц0. Областной центр (база Ч село) 0.9687** 1.2255** 0. Город 0.3834 0.6487** Ц0. Москва, С. Петербург (база Ч В. Сибирь, Д. Восток) Ц0.3759 2.6403** Ц3.4767** Север, Северо-Запад Ц0.8578* Ц0.2406 Ц0. Центральный, Ц-Черноземный Ц0.7254* Ц0.5394 Ц2.0330* Волга, В-Вятский Ц0.3446 Ц0.4331 Ц1.8265* Северный Кавказ Ц0.4443 Ц0.2278 Ц0. Урал Ц0.2827 Ц0.2391 Ц1. Западная Сибирь Ц0.1336 0.4740 Ц1. Раунд 6 Ц0.0210 0.2207 Ц0. Раунд 9 0.0380 1.0015** Ц0. Constant 0.7162 3.9565 2. Observations 404 Pseudo R2 0.3745 0.4852 0. Log likelihood Ц174.703 Ц110.991 Ц30. Консорциум экономических исследований и образования, Россия и СНГ Таблица 6c. Мультиноминальная логистическая модель для зависимой переменной "родился ребенок (=2), был аборт (=1), не было (=0) в году Т+1", для всех раундов (база Ч не было родов или аборта).
Модель для исхода "аборт" Модель для исхода "рождение" Параметры женщины Возраст/10 0.7829 ** 0. Возраст/10 (в квадр.) Ц0.2042 ** Ц0.1602 ** Количество детей 0.9483 ** Ц1.815 ** Количество детей (в квадр.) Ц0.212 ** 0.23 ** Высшее образование Ц0.4512 0. Среднее специальное образование 0.1087 0. Логарифм реальных доходов Ц0.0109 Ц0. Наличие работы 0.0177 0. Уровень здоровья Ц0.0473 0. Частота потребления алкоголя в месяц 0.1574 ** Ц0.287 ** Частота потребления алкоголя в месяц (в квадр.) Ц0.0098 ** 0.0107 ** Удовлетворенность материальным положением 0.0452 0.2165 * Желание иметь детей 0.1102 0. Есть ли супруг (партнер) Ц0.0391 2.136 ** Параметры семьи и супруга Логарифм доходов мужа (нет мужа = 0) 0.0481 0. Собственное жилье 0.0612 Ц0.4480 * Количество бытовых удобств Ц0.0142 Ц0. Количество предметов т.д.п. Ц0.1993 ** Ц0. Сколько других взрослых в семье Ц0.0931 0. Логарифм доходов остальных членов семьи 0.0086 0. Консорциум экономических исследований и образования, Россия и СНГ Модель для исхода "аборт" Модель для исхода "рождение" Региональные и поселенческие параметры Уровень безработицы женщин по региону Ц0.026 Ц0.0942 * Количество абортов на 1000 женщин 0.0137 0. Коэффициент брачности Ц0.0228 Ц0. Логарифм дефлированного душевого дохода по региону Ц0.3717 Ц0. Число детей на 100 мест в детских садах 0.0031 0. Областной центр (база Ч село) 0.7124 ** Ц0.9630 ** Малый город 0.0916 Ц0.658 ** Москва, С-Петербург (база Ч В. Сибирь, Д. Восток) Ц0.2439 0. Север, Северо-Запад Ц0.49811. Центральный, Центр-Черноземный Ц0.7441 0. Волга, Волго-Вятский Ц0.4362 0. Северный Кавказ Ц0.1044 0. Урал Ц0.6156 Ц0. Западная Сибирь 0.0523 0. Раунд 6 0.2826 0. Раунд 9 0.3737 Ц0. Constant Ц1.797 Ц2. Observations Pseudo R2 0. Log likelihood Ц1407. Консорциум экономических исследований и образования, Россия и СНГ Таблица 7c. Probit-модель для зависимой переменной "хотите ли Вы родить ребенка?" Модель 1, Модель 2, Модель 3, для всех для семейных для одиноких Параметры женщины Возраст/10 0.2220** 0.0732 0.2380** Возраст/10 (в квадр.) Ц0.1167** Ц0.1310** Ц0.0825** Количество детей Ц0.9784** Ц1.1726** Ц0.4788** Количество детей (в квадр.) 0.0916** 0.1311** Ц0. Высшее образование 0.2056** 0.1911** 0. Среднее специальное образование 0.1600** 0.1082** 0.1850** Наличие опыта работы 0.3599** 0.2206** 0.2927** Наличие работы 0.0102* 0.0142* Ц0. Логарифм реальных доходов Ц0.0353 Ц0.0285 Ц0. Национальность Ц0.0561 Ц0.2711 0. Самооценка здоровья Ц0.0370 Ц0.0266 Ц0. Частота потребления алкоголя в месяц 0.0737** 0.0826** 0.0558** Частота потребления алкоголя (в квадр.) Ц0.0028** Ц0.0031** Ц0.0021* Удовлетворенность материальным 0.0965** 0.1348** 0.0553* положением Есть ли супруг (партнер) 0.5747** Параметры мужа Возраст/10 Ц0.1896** Ц0.0798** Высшее образование 0.1132* 0.1832** Среднее специальное образование 0.0981* 0.1264** Наличие работы 0.0002 Ц0. Логарифм доходов 0.0089 0. Национальность 0.2950** 0.4244** Самооценка здоровья 0.1450** 0.0652* Консорциум экономических исследований и образования, Россия и СНГ Модель 1, Модель 2, Модель 3, для всех для семейных для одиноких Параметры семьи Собственное жилье 0.0705* 0.0442 0. Количество бытовых удобств 0.0198* Ц0.0201 0.0812** Количество предметов т.д.п. Ц0.0423** Ц0.0227 Ц0. Количество др. взрос. в семье Ц0.0351** Ц0.0164 Ц0. Логарифм дохода других членов семьи 0.0094* 0.0182** Ц0. Региональные и поселенческие параметры Уровень безработицы женщин 0.0090 0.0040 0. Количество абортов на 1000 женщин Ц0.0086** Ц0.0076** Ц0.0077** Коэффициент брачности Ц0.0619* Ц0.0661* Ц0. Логарифм душ. дохода 0.0876* 0.0890 0. Число детей на 100 мест в детских садах 0.0064** 0.0073** 0.0051* Малый город Ц0.0866* Ц0.0450 Ц0.1201* Село Ц0.1598** Ц0.0557 Ц0.2471** Север, Сев-Запад (база Ч Москва, С-Петербург) 0.1350 0.19150. Урал Ц0.0188 Ц0.0591 Ц0. Центральный, Ц-Черноземный Ц0.0566 Ц0.0577 Ц0. Волга, Волго-Вятский 0.4672** 0.4222** 0.4446** Северный Кавказ 0.1169 0.0998 0. Западная Сибирь Ц0.0143 0.0886 Ц0. В. Сибирь, Д. Восток 0.1732 0.1343 0. Раунд 6 Ц0.1417** Ц0.1129** Ц0.2054** Раунд 7 Ц0.2304** Ц0.1706* Ц0.3413** Раунд 8 Ц0.3300** Ц0.2524** Ц0.4358** Раунд 9 Ц0.2354** Ц0.1533 Ц0.3211** Раунд 10 Ц0.1910** Ц0.1928* Ц0.1862* Constant Ц0.1269 0.9237 Ц0. Observations 10473 6600 Wald Chi2 2497.03 1832.52 545. Pseudo R2 0.244 0.328 0. Log likelihood Ц5369.71 Ц2926.53 Ц2322. Консорциум экономических исследований и образования, Россия и СНГ Таблица 8c. Probit-модель для зависимой переменной "хотите ли Вы родить ребенка?" (5) (6) (4) для замужних модель с фикс.
для имеющих детей имеющих детей эффектами Параметры женщины Возраст/10 Ц0.0091 0.0186 0.3175** Возраст /10 (в квадр.) Ц0.1073** Ц0.1231** Ц0.3452** Количество детей Ц1.3897** Ц1.3966** Ц1.5165** Количество детей (в квадр.) 0.1612** 0.1645** Ц0. Высшее образование 0.1515** 0.2205** 0. Среднее специальное образование 0.1191** 0.1049* 0.2828* Наличие опыта работы 0.3149** 0.2873** 0.4662** Наличие работы 0.0137* 0.0157* 0.0302* Логарифм реальных доходов Ц0.0740 Ц0.0484 0. Национальность Ц0.1147 Ц0. Самооценка здоровья Ц0.0529 Ц0.0381 Ц0. Частота потребления алкоголя в месяц 0.0795** 0.0888** 0.0930** Частота потребления алкоголя (в квадр.) Ц0.0026 Ц0.0035** Ц0.0039** Удовлетворенность материальным положением 0.1323** 0.1538** Ц0. Есть ли супруг (партнер) 0.2855** 0.9457** Параметры мужа Возраст/10 Ц0.1257** Ц0.0968** Ц0.2007* Высшее образование 0.1601** 0.1518** 0. Среднее специальное образование 0.0748 0.0798 Ц0. Наличие работы Ц0.0613 Ц0.0631 Ц0. Логарифм доходов 0.0125 0.0150 0. Национальность 0.3523* 0.4671** Самооценка здоровья 0.0954** 0.0716*0. Консорциум экономических исследований и образования, Россия и СНГ (5) (6) (4) для замужних модель с фикс.
для имеющих детей имеющих детей эффектами Параметры семьи Собственное жилье 0.0336 0.0341 0. Количество бытовых удобств Ц0.0125 Ц0.0237* Ц0. Количество предметов т.д.п. Ц0.0224 Ц0.0299 0. Количество других взрослых в семье Ц0.0340* Ц0.0134 Ц0.2234** Логарифм дохода других членов семьи 0.0144** 0.0196** 0.0391** Региональные и поселенческие параметры Уровень безработицы женщин 0.0047 0.0022 Ц0. Количество абортов на 1000 женщин Ц0.0078** Ц0.0074** Ц0.0249** Коэффициент брачности Ц0.1068** Ц0.1115** 0.1269* Логарифм душ. дохода 0.1468** 0.1200*0. Число детей на 100 мест в детских садах 0.0069** 0.0070** 0. Малый город (база Ч областной центр) Ц0.0465 Ц0. Село Ц0.0750 Ц0. Север, Сев-Запад (база Ч Москва, С-Петербург) 0.0579 0. Урал Ц0.1088 Ц0. Центральный, Ц-Черноземный Ц0.0805 Ц0. Волга, Волго-Вятский 0.4211** 0.3943** Северный Кавказ 0.0468 Ц0. Западная Сибирь 0.0214 0. В. Сибирь, Д. Восток 0.1272 0. Раунд 6 Ц0.1211* Ц0.1247* Раунд 7 Ц0.2802** Ц0.2691** Раунд 8 Ц0.2946** Ц0.2900** Раунд 9 Ц0.2764** Ц0.2445* Раунд 10 Ц0.2134* Ц0.1910* Constant 0.9946* 1.5029** Observations 6730 5658 Wald Chi2 1352.47 1240.51 346. Pseudo R2 0.233 0.258 0. Log likelihood Ц3109.67 Ц2539.87 Ц1252. Консорциум экономических исследований и образования, Россия и СНГ Таблица 9с. Средние значения переменных по совокупности женщин 16Ц39 лет, о которых есть информация в году Т+1.
Раунд Переменные Родился ли ребенок в году T+1 0.05 0.04 0.05 0.05 0.04 0. Возраст/10 женщины 2.82 2.81 2.78 2.76 2.70 2. Вы хотите иметь еще ребенка? 0.38 0.35 0.35 0.37 0.45 0. Удовлетворенность материальным положением (1 Ч низкая, 2 Ч средняя, 3 Ч высокая) 1.51 1.54 1.47 1.49 1.64 1. Наличие опыта работы (включая работающих сейчас) 0.86 0.85 0.83 0.81 0.80 0. Национальность (восточная = 1) 0.04 0.05 0.04 0.00 0.04 0. Частота потребления алкоголя в мес. 1.41 1.49 1.42 1.36 1.61 1. Оценка здоровья (1 Ч плохое, 2 Ч среднее, 3 Ч хорошее) 2.25 2.32 2.33 2.35 2.35 2. Среднее специальное образование 0.29 0.33 0.31 0.39 0.37 0. Высшее образование 0.17 0.16 0.15 0.15 0.15 0. Есть ли супруг (партнер) 0.67 0.65 0.64 0.64 0.61 0. Логарифм доходов мужа (нет мужа = 0) 4.42 4.05 3.85 3.64 3.69 3. Логарифм реальных доходов жены 5.77 5.52 5.33 4.80 4.90 5. Собственное жилье (да = 1) 0.88 0.88 0.87 0.87 0.86 0. Количество бытовых удобств 3.99 4.00 3.76 3.87 3.86 3. Количество предметов т.д.п.3.02 3.15 3.21 3.43 3.41 3. Количество детей 1.17 1.16 1.12 1.05 0.95 1. Количество других взрослых 1.12 1.17 1.18 1.27 1.27 1. Логарифм дохода остальных членов семьи 4.29 4.34 3.79 3.76 4.81 4. Областной центр 0.41 0.41 0.39 0.37 0.37 0. Малый город 0.29 0.29 0.29 0.29 0.27 0. Логарифм дефлированных среднедушевых доходов по региону 7.63 7.65 7.81 7.36 7.60 7. Уровень безработицы женщин по региону 8.23 9.11 9.60 14.19 10.51 10. Коэффициент брачности 7.39 7.39 5.92 5.81 6.14 6. Количество абортов 79.13 73.60 69.81 61.62 56.55 68. Число детей на 100 мест в детских садах 86.61 83.24 80.78 78.35 81.70 82. Всего 5 Ч 6 Ч 7 Ч 8 Ч 9 Ч Консорциум экономических исследований и образования, Россия и СНГ Раунд Переменные Только для имеющих супруга Возраст/10 мужа 3.27 3.25 3.24 3.24 3.20 3. Высшее образование мужа 0.19 0.18 0.16 0.17 0.16 0. Среднее специальное образование мужа 0.15 0.19 0.19 0.33 0.32 0. Национальность мужа 0.05 0.06 0.05 0.01 0.05 0. Есть ли работа у мужа 0.90 0.92 0.88 0.85 0.90 0. Оценка здоровья мужа 2.43 2.45 2.47 2.49 2.44 2. Таблица 10с. Средние значения переменных по всей совокупности женщин 16Ц39 лет.
Раунд Переменные Родился ли ребенок в году T+1 0.05 0.04 0.05 0.05 0.04 0. Возраст/10 женщины 2.79 2.79 2.76 2.72 2.67 2.67 2. Вы хотите иметь еще ребенка? 0.40 0.37 0.38 0.39 0.46 0.49 0. Удовлетворенность матер. положением (1 Ч низкая, 2 Ч средняя, 3 Ч высокая) 1.52 1.55 1.48 1.50 1.67 1.82 1. Наличие опыта работы (включая работающих сейчас) 0.86 0.85 0.82 0.80 0.79 0.79 0. Национальность (восточная = 1) 0.04 0.04 0.04 0.00 0.04 0.00 0. Частота потребления алкоголя в мес. 1.47 1.59 1.44 1.38 1.65 1.85 1. Оценка здоровья (1 Ч плохое, 2 Ч среднее, 3 Ч хорошее) 2.26 2.34 2.34 2.35 2.36 2.33 2. Среднее специальное образование 0.29 0.33 0.33 0.38 0.37 0.33 0. Высшее образование 0.18 0.16 0.15 0.16 0.15 0.17 0. Есть ли супруг (партнер) 0.66 0.65 0.64 0.63 0.60 0.59 0. Логарифм доходов мужа (нет мужа = 0) 4.40 4.09 3.83 3.56 3.61 3.58 3. Всего 5 Ч 6 Ч 7 Ч 8 Ч 9 Ч Всего 5 Ч 6 Ч 7 Ч 8 Ч 9 Ч 0 Ч Консорциум экономических исследований и образования, Россия и СНГ Раунд Переменные Логарифм реальных доходов жены 5.74 5.58 5.33 4.82 4.83 5.25 5. Собственное жилье (да = 1) 0.85 0.86 0.85 0.84 0.84 0.84 0. Количество бытовых удобств 4.10 4.11 3.82 3.94 3.94 4.16 4. Количество предметов т.д.п.3.02 3.15 3.21 3.38 3.41 3.50 3. Количество детей 1.11 1.11 1.06 0.99 0.90 0.85 1. Количество других взрослых 1.11 1.15 1.17 1.25 1.28 1.33 1. Логарифм дохода остальных членов семьи 4.31 4.31 3.85 3.84 4.81 5.19 4. Областной центр 0.44 0.44 0.41 0.39 0.39 0.44 0. Малый город 0.29 0.30 0.29 0.29 0.27 0.25 0. Логарифм дефлированных среднедушевых доходов по региону 7.65 7.68 7.84 7.39 7.63 7.90 7. Уровень безработицы женщин по региону 8.25 9.11 9.54 14.12 10.51 8.45 9. Коэффициент брачности 7.40 7.41 5.94 5.84 6.17 7.02 6. Количество абортов 79.20 73.59 69.92 61.62 56.61 51.61 64. Число детей на 100 мест в детских садах 86.69 83.38 80.89 78.33 81.91 82.01 82. Только для имеющих супруга:
Pages: | 1 | 2 | Книги, научные публикации