Факторы фертильности в современной России

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. — Москва: EERC, 2005.

В работе проводится эмпирический анализ экономических моделей фертильного поведения на данных RLMS 1994–2001 гг. Были оценены модели вероятностей рождения ребенка в семье в течение года после опроса, прерывания беременности, желания родить ребенка в будущем. Основными факторами, которые детерминируют репродуктивное поведение в современной России, являются демографические (возраст и количество уже рожденных 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 местностью (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 2002–2003 гг. за содержательную критику и рекомендации.

Яна Михайловна Рощина Андрей Вячеславович Бойков Факультет социологии Государственного Университета — Высшая школа экономики Кафедра экономической социологии Москва, Кочновский проезд, д. 3 Тел.: (095) 152 15 51 Факс: (095) 152 03 61 E-mail: [email protected]

 Я.М. Рощина, А.В. Бойков 2005

СОДЕРЖАНИЕ

ОСНОВНЫЕ ПРЕДПОСЫЛКИ И ВЫВОДЫ

4

1. ВВЕДЕНИЕ

5

2. ТРЕНДЫ РОЖДАЕМОСТИ В МИРЕ И В РОССИИ

6

3. ОБЗОР ЛИТЕРАТУРЫ

8

4. МЕТОДОЛОГИЯ

10

5. ЭМПИРИЧЕСКАЯ БАЗА И ПОДГОТОВКА ДАННЫХ. СПЕЦИФИКА ЗАВИСИМЫХ ПЕРЕМЕННЫХ И ДЕТЕРМИНАНТ МОДЕЛЕЙ

13

6. ОСНОВНЫЕ ТЕНДЕНЦИИ РОЖДАЕМОСТИ НА ОСНОВЕ ДАННЫХ RLMS

16

7. РЕЗУЛЬТАТЫ РЕГРЕССИОННОГО АНАЛИЗА

18

7.1. Решение о рождении ребенка 7.2. Отказ от рождения ребенка (прерывание беременности) 7.3. Репродуктивные намерения — желание родить ребенка в будущем

18 28 29

8. ЗАКЛЮЧЕНИЕ

32

ПРИЛОЖЕНИЯ

35

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

35 37 43 62

Консорциум экономических исследований и образования, Россия и СНГ

4

ОСНОВНЫЕ ПРЕДПОСЫЛКИ И ВЫВОДЫ Цель настоящего исследования — эмпирический анализ принятия решения о рождении ребенка как формы экономического поведения домашних хозяйств, а именно, выявление факторов, влияющих на это решение. Россия пережила сильное снижение численности населения в течение последних 10 лет, в значительной степени за счет падения рождаемости, что вызовет серьезные проблемы на Российском рынке труда и отрицательно повлияет на экономическую 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 экономики и здоровья (RLMS) за 1994–2001 гг. Были оценены модели вероятностей рождения ребенка в семье в течение года после опроса, прерывания беременности, желания родить ребенка в будущем. Основными факторами, которые детерминируют репродуктивное поведение, оказались демографические (возраст и количество уже рожденных детей) и культурно-ценностные (удовлетворенность 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 экономические факторы оказались незначимыми или значимыми только в моделях для отдельных совокупностей женщин (занятость, должность, уровень образования, доходы женщин и их супругов, условия жизни). Таким образом, не следует ожидать, что рост доходов населения приведет к увеличению рождаемости.

Консорциум экономических исследований и образования, Россия и СНГ

5

1. ВВЕДЕНИЕ Современный интерес ученых и политиков к проблеме рождаемости во многом вызван теми радикальными изменениями в характере демографического воспроизводства населения, которые наблюдались в мире за последние полвека. Это революционный скачок в росте численности населения, "сегрегация" рождаемости по странам с разным уровнем развития, изменение структуры населения Земли — во-первых, в региональном аспекте (рост доли развивающихся стран), и, во-вторых, в возрастном — рост доли лиц пенсионного возраста. Первая тенденция должна привести к изменениям в миграционной политике развитых стран, которые будут вынуждены импортировать трудовые ресурсы. Вторая тенденция угрожает крахом 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. Статистические данные показывают падение числа итоговых рождений на 1 женщину — от 1.89 в 1980 г. до самого низкого уровня — 1.17 в 1999 г. Этот факт, как считают эксперты, вызовет серьезные проблемы на Российском рынке труда и отрицательно повлияет на экономическую ситуацию в целом. В то же время демографы отмечают целую сеть взаимосвязанных тенденций, которые позволяют говорить о "втором демографическом переходе" (Вишневский, 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. Поэтому 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 воздействовать на демографическое поведение людей? В разное время демографы, экономисты и социологи разрабатывали различные модели демографического поведения, пытаясь понять причины его изменения, выявить, какие факторы — экономические, культурные, социальные, этнические — оказывают на него существенное влияние. В России исследований фертильности на основе эмпирических оценок эконометрических моделей до сих пор не было. В то же время многие процессы, наблюдаемые на макроуровне, требуют микроэкономического объяснения. Среди исследователей нет единого мнения о том, что в наибольшей степени оказало влияние на спад рождаемости в России — 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 данные свидетельствуют, что бедность и размер семьи связаны позитивно. Но мы не знаем, что важнее для родителей при решении о количестве детей — эффект дохода или рост ценности времени родителей.

Консорциум экономических исследований и образования, Россия и СНГ

6

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 — эмпирический анализ принятия решения о рождении ребенка как формы экономического поведения домашних хозяйств. Это предполагает решение следующих задач: •

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 беременность;

•

выявление зависимости возраста матери при рождении ребенка от этих социальнодемографических и экономических переменных;

•

определение детерминированности фертильных намерений (желания иметь детей в будущем) социально-демографическими (возраст, образование, семейный статус, количество детей) и экономическими (занятость доходы матери, отца и других членов семьи) параметрами семьи;

•

оценка влияния социально-экономической ситуации (безработица, доходы, и др.) в регионе 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 последний 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 поэтому 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. Переход на новую модель рождаемости является общим явлением для практических всех развитых стран западного мира. По сути, он означает сейчас переход к модели однодетной семьи. 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

7

Для Европейских постсоциалистических стран во многом были характерны те же социальноэкономические процессы, что и для России (падение доходов, рост безработицы, ломка социальной структуры и системы социально обеспечения), а тренды рождаемости в них полностью 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 политическую дезинтеграцию стран, усиление социально-экономических различий, различия в рождаемости постепенно нивелируются (рис. 3а Приложения). Важно, что в России современное снижение количества рождений на одну женщину невозможно рассматривать в отрыве от других демографических тенденций — изменения возраста, в котором рождается первенец и последующие дети, интервалов между детьми, доли детей, 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 достижения семьей экономической стабильности, то есть после завершения образования и перехода к устойчивым доходам, примерно после 27–29 лет. "Постарение" рождаемости, начавшееся примерно с середины 90-х годов, происходило за счет снижения вклада молодых возрастов в общую рождаемость. При этом наблюдается увеличение возраста при рождении детей разных очередностей, а средние интервалы между рождениями остаются примерно на одном уровне. О переходе на все более малодетную семью свидетельствует снижение средней очередности рождения. Тенденции увеличения возраста при рождении первенца могут быть также связаны с улучшением возможностей предотвращения беременности. Подтверждением 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" российского общества все еще остается двухдетная семья, а вот ожидаемое (планируемое) количество детей оказалось подвержено большим потрясениям — если в 1991 г. средняя семья собиралась родить 1.7 ребенка, то в 1994 г. — 1.1. К 1997 г. этот показатель перевалил за 1.7, а затем вновь упал в 2000–2001 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 очередь 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 параметрам, в том числе и демографическим. Наши расчеты на основе российских данных о региональном развитии (табл. 1а Приложения), показали, что общий уровень рождаемости имеет положительные 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

8

женщин и среди всего населения; коэффициент брачности; количество детей на 100 мест в детских садах. Отрицательная значимая взаимосвязь была найдена для уровня экономической активности женщин и уровня выбросов в атмосферу (на единицу площади региона).

3. ОБЗОР ЛИТЕРАТУРЫ Статическая модель. Основа современного экономического представления о демографическом 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 — нормальные блага, то число желаемых детей положительно зависит от дохода родителей. Еще одно из предположений модели — то, что каждый ребенок имеет " качество", и чем выше это качество, тем выше полезность ребенка для родителей. Качество "произведенных" в семье детей определяется "домашней производственной функцией" и положительно зависит от ресурсов (любовь, знания, товары, деньги, время и т.д.), затраченных родителями на детей. Таким образом, каждый ребенок имеет "цену" (в зависимости от сделанных затрат). Число детей растет с увеличением дохода и падает с увеличением "цены" детей. Бекер предположил, что дети — времяемкие блага. Если реальная ценность времени человека увеличивается, то цена детей увеличится относительно других благ, и эти последние частично вытеснят детей в оптимальном решении. Расширенная модель выбора — с учетом времени на рынке труда и на воспитание детей — 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 — то, что число детей зависит отрицательно от заработной 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 образования 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, рожденные 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-

1

Другие подходы к моделированию фертильности — модели последовательного принятия решения в условиях неопределенности и модели фертильности в течение жизненного цикла с учетом занятости (Montgomery, Trussel, 1986).

Консорциум экономических исследований и образования, Россия и СНГ

9

дения описывает выбор времени рождения как результата максимизации ожидаемого дисконтированного 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 рождения показывает, что при отсутствии различий в предпочтениях, оптимальным решением является как можно более позднее рождение ребенка в фертильном возрасте. Но необходимо объяснить, почему первое рождение имеет тенденцию следовать быстро после заключения брака. В этой модели два фактора действуют в противоположных направлениях — желание иметь детей сразу, чтобы получать полезность в течение более длинного периода, и возможные альтернативные издержки из-за потерь опыта работы и дохода, которые связаны со стратегией раннего рождения ребенка. Низкая заработная плата и уровень образования в начале работы, короткий период неучастия в рыночном труде, достаточно высокий 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" детей. 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 здравоохранения, а второй — 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 хозяйств, включая модель фертильности (Kooreman, Wunderink, 1997; Cigno, 1991 etc.). Превосходный обзор теоретических подходов был сделан Montgomery, Trussel (1986). Введение в эмпирические исследования, которые сосредотачиваются на заработной плате женщин, доходе 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: завершенный процесс рождения детей, бездетность, интервалы между рождениями, временные ряды ежегодных коэффициентов рождаемости для панельных данных. Данные оценок регрессии свидетельствуют, что заработная плата жены отрицательно влияет на фертильность, а мужа — положительно. Белые женщины по сравнению с черными чаще откладывают время

Консорциум экономических исследований и образования, Россия и СНГ

10

рождения первого ребенка. Работа Grossman and Joyce (1990) анализирует решение беременной женщины о рождении или об аборте. Из-за смещенности выборки авторы используют процедуру Хекмана. Один из полученных результатов — то, что черные женщины, для которых 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 Японии. Он находит, что уровень образования жены и мужа, занятость жены и возраста при вступлении в брак влияют на это число отрицательно, а продолжительность брака, религиозность жены, число комнат в доме — положительно. Aggararwal, Netanyahu, Romano (2001) использовали probit и tobit модели (по когортам) для оценки вероятности рождения в предыдущие 5 и 10 лет в зависимости от возраста женщины, образования, предсказанной смертности младенца, уровня расхода семьи, и доступности некоторых природных ресурсов (как вода, древесина и т.д.). Очень важный аспект проанализирован Wong and Levine (1992) — они оценивают влияние присутствия дополнительного члена семьи (могущего ухаживать за ребенком) в домашнем хозяйстве на вероятность рождения ребенка за последние 5 лет (никакие эффекты не найдены). Принятие решения о фертильности рассматривается в терминах стохастических динамических 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. Множество 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 фертильности, разработанные на Западе, применимы к российской ситуации 90-х годов. Гипотезы исследования 1. Эффект роста цены времени родителей преобладает над эффектом дохода. Исходя из модели "домашнего производства" семьи, можно ожидать, что уровень заработной платы женщины имеет негативный эффект на склонность к рождению ребенка, а доходы мужчины и других членов семьи — позитивный.

Консорциум экономических исследований и образования, Россия и СНГ

11

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, коммунальные 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 требований к качеству детей), уровень здоровья — позитивно. 5. Значимыми при принятии решения о рождении ребенка остаются ценностные и культурные 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 рождаемость. Позитивное влияние оказывают уровень жизни, экологии, здравоохранения, социальной инфраструктуры (детские сады), негативное — уровень занятости. В то же время доходы семьи оказывают влияние более существенное, чем средний уровень доходов в регионе. 7. Можно ожидать существенных различий между факторами, влияющими на решение о рождении первого ребенка, и влияющими на решения о последующих детях. Для первого ребенка значимы скорее ценностно-культурные факторы, для второго и следующих детей — экономические. 8. Ожидаются различия в моделях фертильного поведения в начале и в конце исследуемого периода (1994–2000 гг.) в связи с усилением рыночных факторов. Возрастает значимость индивидуальных характеристик женщины (заработная плата, образование), и уменьшается значение семейных (бытовые удобства и пр.) и региональных параметров. Увеличивается наиболее вероятный возраст матери при рождении ребенка и усиливается отрицательная взаимосвязь между количеством уже рожденных детей и вероятностью рождения, т.е. происходит 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, учитывая объем ожидаемого дохода в течение жизненного цикла;

Консорциум экономических исследований и образования, Россия и СНГ

12

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 количество 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 + ε, где yi — зависимая переменная, измеряющая склонность i-ой семьи к рождению ребенка, Xi — 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 Западе, 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 материальном 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 доходы, статус занятости и профессиональный статус, религиозность или вероисповедание, национальность; 3. состав семьи: число уже рожденных детей (по возрастам), наличие других взрослых членов семьи, доходы других взрослых членов семьи; 4. условия жизни: число комнат в жилище, площадь жилья, собственность на жилье, количество бытовых удобств (горячая вода, канализация, телефон и пр.), количество предметов 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 имеющих супруга; не имеющих детей; имеющих хотя бы одного ребенка; и их комбинации).

Консорциум экономических исследований и образования, Россия и СНГ

13

5. ЭМПИРИЧЕСКАЯ БАЗА И ПОДГОТОВКА ДАННЫХ. СПЕЦИФИКА ЗАВИСИМЫХ ПЕРЕМЕННЫХ И ДЕТЕРМИНАНТ МОДЕЛЕЙ Для эмпирических оценок мы используем данные RLMS (Российский Мониторинг экономики и здоровья) за 1994–2001 гг., которые содержат информацию о большом наборе социально-демографических параметров семьи и индивида и, что очень важно, набор данных о репродуктивном поведении женщин. Эта база данных содержит лучшую общедоступную информацию 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 16–39 лет (то есть в фертильном возрасте), опрошенных в каждом периоде. Вообще говоря, в демографии фертильный возраст рассматривается до 50 лет, однако среди опрошенных женщин 40–50 лет практически не наблюдалось случаев рождения детей (2 случая за 1995–2001 гг.), поэтому они были исключены из анализа. Кроме того, мы исключили женщин, не могущих иметь ребенка по медицинским соображениям (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 — 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 1994–1998 гг. фиксировалось общее количество детей, рожденных женщиной, но все равно не фиксировались годы их рождений. Поэтому для установления этой информации мы использовали семейную анкету, содержащую информацию о всех членах семьи, проживающих в данном домохозяйстве на момент опроса, их родственных 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 1994–1998 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 семейной анкеты были выявлены идентификационные номера супругов респонденток (для замужних), что позволило соединить данные о мужьях и женах в одном файле.

Консорциум экономических исследований и образования, Россия и СНГ

14

Отдельной сложной проблемой было выяснить, имело ли место рождение ребенка у каждой женщины в следующем периоде времени. Хотя в каждом раунде респондентке задавался вопрос 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 месяцах. 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 1995–1996, 1997–1998, 1999–2000 гг.. Однако, учитывая продолжительность лага между "принятием решения о рождении" (условно считая его зачатием), и фактом рождения — 9 месяцев, 2 года представляют довольно большой срок, так как, например, если ребенок родился осенью 1998 г., "решение" принималось 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 измениться. Особенно это касается молодых женщин, которые несут основную репродуктивную нагрузку. Второе соображение, заставившее нас отказаться от этого, самого легкого, пути — то обстоятельство, что, начиная с 1998 г., организаторы опроса стали активно разыскивать респондентов, которые сменили место жительства по сравнению с прошлым раундом, что позволило 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 1–2 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 последующий раунд опроса, учитывая, что мы можем восстановить все годы рождения детей (условно 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.) — это все дети, рожденные в 1995 г., и т.д. Это позволило получить единообразный механизм получения информации 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 периоде" не лишен недостатков, в частности, на момент опроса часть респонденток уже была беременна, и, следовательно, решение о рождении принималось ими раньше. Однако мы полагаем, 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 — в 2000 г.) ме-

Консорциум экономических исследований и образования, Россия и СНГ

15

сяцев до момента опроса, а при двухгодичных интервалах это фактически означает "потерю" 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 (1994 и 1998 гг.) и факт аборта в течение двух следующих лет. В этом случае надо также суммировать 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 собственных 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, измеряющих доходы и заработную плату. Во-первых, для занятого населения доходы, включающие заработную плату, рассчитывались как на основе реально полученных заработков, так и на основе так называемой "контрактной" заработной платы, включающей задержанные суммы 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 доходах, 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 1.25–1.5 (за разные годы для Москвы, Коми, Тюмени, и ряда других регионов) до примерно 0.75 (например, для многих регионов Центральной России). Оценки моделей показали, что такие преобразования переменных для доходов также не влияют на значимость коэффициентов. Поэтому в результате многочисленных проб нами было принято решение использовать в окончательных расчетах переменные для доходов, пересчитанные в цены 2001 г. на основе региональных дефляторов, но без дополнительных "ухищрений". Не исключено, что такие способы только привносят дополнительный "шум", в то время как региональные различия (в том числе ценовые), как правило, выражаются в коэффициентах при региональных дамми. Оценивались 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

16

Среди детерминант моделей прогноз потенциальной заработной платы для неработающих женщин был осуществлен на основе уравнения Минцера, рассчитанного для занятых женщин (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 число вариантов (например, для уровня здоровья). Национальности были объединены в две группы — "восточные" и остальные. Из списка детерминант была исключена переменная использования контрацепции, т.к., во-первых, часть респонденток на момент опроса их не использовала 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 16–44 года (табл. 1b, Приложение В), без учета ограничений на возможность родить по причине здоровья 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 соответствующем возрасте, по данным RLMS всегда ниже, чем по данным Госкомстата, но в начале периода (1994–1996 гг.) этот разрыв меньше, чем в конце (1998–2001 гг.). Тем не менее очевидно, что "профили" рождаемости по возрастам совпадают — они имеют квадратичную форму, а "пик" рождаемости приходится на возраст 20–24 года (рис. 1b). Что касается динамики, то рождаемость в самой младшей группе — до 19 лет — 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 (16–39 лет, могущие иметь детей), для которой мы будем тестировать наши гипотезы. В результате процедуры отбора выборочная совокупность женщин составила — с 5 по 9 раунды — 9371 чел., с 5 по 10 раунды — 11637 чел. В силу выбытия респонденток из панели данные о периоде Т+1 были восстановлены для 7853 чел. Это количество и представляет собой 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

17

В выбранной совокупности все возрастные группы представлены достаточно равномерно (табл. 3b). В момент опроса больше половины женщин состояли в браке (зарегистрированном 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 проведения опроса большинство из них имели детей, хотя со временем доля бездетных женщин возрастает (табл. 5b). Падает также доля женщин, имеющих 2 и более детей — т.е. наиболее типичной становится семья с одним ребенком. Что касается интенсивности рождений по возрастам (табл. 6b), то наблюдается та же тенденция, что и на макроуровне: чаще всего принимают решение о рождении ребенка женщины в возрастном интервале 20–24 года. По данным RLMS, рождаемость падала во всех возрастных группах (сильнее всего — в младшей, почти в 2 раза). В 1999 г., как казалось, наметился всплеск рождений для группы 25–29 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 — только 17.2%. Основной вклад в совокупность родившихся детей вносит возрастная группа 20–24 года. В 2001 г. почти половина детей была рождена женщинами в этом возрасте. Если обратиться 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 более, чем через 3 года после предыдущего ребенка, то в 2001 г. — менее 30%. Напротив, почти половина женщин, родивших не первенцев в 2001 г., сделали это после перерыва в 7 лет и более. Достаточно высока доля прерываний беременности — лишь менее 50% беременностей оканчиваются родами. Во всей совокупности женщин доля сделавших аборт в течение года составляет 4–5% (табл. 13b–16b). В опросе женщин спрашивали также, хотели бы они когда-либо в будущем родить ребенка — 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

18

чество бездетных женщин, то за это же время доля желающих иметь детей сначала снизилась, а потом стала расти. За рассматриваемый период среди тех женщин, у которых на момент опроса не было детей, 36.1% не высказали желания стать матерями. Это достаточно высокая доля — 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 — 90%, трех — 95%, четырех — 9.2%, пятерых — 8.3%, шестерых — 25%, семерых и больше — 100%. Эти доли очень мало колеблются по раундам, правда, многодетных семей достаточно мало. Таким образом, наиболее желательной моделью оказывается семья с одним-двумя детьми. В "особый случай" выделяются 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 1998–2001 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 двумя детьми. Если посмотреть на табл. 17b, можно обнаружить эмпирическую картину квадратичной зависимости 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 — 4.3%, а из имеющих двоих детей — всего 1.4%. А вот для пар, у которых больше двух детей, эта вероятность опять возрастает — 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 важная для уровня рождаемости — 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 наблюдений. Наилучшая модель (модель 1, табл. 1c Приложения C) была получена при включении квадратичных функций для возраста женщины и количества живущих с ней ее детей. Значимость большинства переменных при незначительных вариациях детерминант модели практически не менялась.

Консорциум экономических исследований и образования, Россия и СНГ

19

Первая группа детерминант, влияющая на решение о рождении ребенка, — демографические характеристики. Очевидно, что главная из них — наличие у женщины супруга (включая незарегистрированный брак). Среди женщин, бывших "одинокими" на момент опроса, рождаемость не так уж низка — 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 20–24 годам), а затем начинает постепенно падать. Это возраст, в котором упущенные заработки в связи с уходом за ребенком могут быть наиболее низки: как правило, в этот период завершается образование и начинается трудовая карьера, но заработная плата и профессиональный статус еще невысоки. Кроме того, издержки последующего выхода на рынок труда также ниже, чем в более позднем 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 аргументом в пользу рождения ребенка в молодом возрасте может быть то, что ребенок представляет собой семейный капитал, способствующий стабильности брака. Возраст 20–24 года — это, видимо, на настоящий момент компромисс между возросшим возрастом появления первого ребенка, связанным, скорее всего, с необходимостью накопления человеческого капитала, и названными выше факторами здоровья и семейного капитала. Этот возраст увеличился (ранее это было 18–20 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 1–2 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: 1–2-детной (наиболее распространенной) и многодетной (достаточно редкой). Вторая группа переменных — характеристики занятости и образования женщины. Как показали оценки, уровень образования не влияет на принятие решения о рождении. Небольшие отличия на уровне перекрестных распределений есть, но они статистически незначимы (среди женщин, имеющих высшее образование, родили 3.4%, имеющих среднее специальное образование — 4.5%, имеющих более низкий образовательный уровень — 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 силу более высоких требований, предъявляемых к качеству детей). Во-первых, для этого нужно посмотреть на итоговое количество детей, рожденных женщинами с разным уровнем образования (как уже отмечалось, на данных RLMS это сделать

Консорциум экономических исследований и образования, Россия и СНГ

20

практически невозможно, так как вопрос о количестве всех рожденных детей перестал задаваться, 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 — способствует положительному решению о рождении 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 незначительны. Переменные профессионального статуса (должность — менеджер, специалист, служащий, рабочий — при базовой переменной — 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 социальных 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) — фактическая для занятых женщин, и потенциальная (предсказанная на основе уравнения Минцера) — 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 видим результат одновременно двух тенденций — 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 была выше для "восточных" национальностей) и религиозности. Это может свидетельствовать о выравнивании модели рождаемости для разных национально-культурных групп. Влияние следующей характеристики женщины — уровня здоровья (точнее, оценка женщиной своего здоровья — хорошее, среднее, плохое) — на принятие решения о рождении неустойчиво. Оно оказалось значимым только в одной из спецификаций, не включающей характеристики мужа, для всей совокупности респонденток. Возможно, самооценка здоровья далеко 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 — он также имеет квадратичную форму, то есть рождаемость выше как среди совсем не употреблявших его в течение месяца перед опросом, так и среди пьющих довольно часто. Так, среди

Консорциум экономических исследований и образования, Россия и СНГ

21

совсем не употреблявших алкоголь в течение месяца рождаемость составила 6.1% (с 1995 по 2001 г.), среди пьющих 1–3 раза в месяц — 3.1%, среди пьющих 1–3 раза в неделю — 2.8%, среди пьющих чаще 4 раз в неделю (50 наблюдений) — 9.3%. Видимо, это отражение факта социальной дифференциации рождаемости, а также подтверждение гипотезы об обратной зависимости между количеством и качеством детей — 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 — обратная (за весь период наблюдений на более чем 200 случаев мужчин, пьющих чаще 4 раз в неделю — 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 решения о рождении ребенка, что противоречит выдвинутой нами гипотезе. (В некоторые промежуточные варианты модели включались также переменные "жилая площадь на человека", "количество комнат" — 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 — уровня урбанизации. Чем он выше, тем меньше вероятность рождения ребенка, то есть чаще всего дети появляются в селах (6.1% за 1995–2001 гг., по сравнению с 3.6% в областных центрах). А в сельских населенных пунктах как раз нет таких удобств, как центральное отопление, 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 — ее составом и доходами. Не отвергается гипотеза о том, что потенциальная помощь с уходом за малышом важна для будущей матери — 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 других членов семьи на решение не влияет. На решение о рождении ребенка влияет также восприятие экономического положения семьи женщиной — удовлетворенность (в 3-х балльной шкале) материальным положением. Конечно, между этим показателем и фактическими доходами на человека в семье существует определенная взаимосвязь, однако включение в модель 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 модели), не показала их значимого влияния на принятие решения о рождении ребенка. Видимо, в этом случае важнее психологическое восприятие уровня жизни, так как рациональные родители, 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 обзор). Возможно, однако, предположить, что в семьях с более высокими доходами (часто это

Консорциум экономических исследований и образования, Россия и СНГ

22

также семьи с более высоким уровнем образования супругов) существенно выше "цена детей", 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 моделей), 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 — для переменной "тип поселения". Это самая сильная связь после переменных "количество имеющихся детей" и "наличие супруга" — 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 — как культурноценностного плана (выше склонность к детям), так и социального — меньшая доступность контрацепции, и экономического — "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 — по сравнению с Москвой и СанктПетербургом 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 наиболее бедные семьи в России — это многодетные семьи), а коэффициента брачности — снижением ценности института зарегистрированного брака и большей терпимости к гражданскому браку. Не влияет на решение обеспеченность детей местами в детских садах — 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 набором переменных, но только для совокупности респонденток, имеющих супруга в году Т (как зарегистрированный, так и гражданский брак) (модель 2); для одиноких на момент опроса женщин (модель 3).

2

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

23

Первый вывод, который можно сделать на основании этих оценок — что характеристики мужа (возраст, образование, занятость, здоровье) не вносят значимого вклада в принятие решения 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 принимается женщиной самостоятельно, или принимается семьей только под влиянием характеристик 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 — только положительный коэффициент при переменной возраста. Скорее всего, одинокие женщины чаще решаются родить ребенка в старшем возрасте, под угрозой бездетности, тогда как для замужних оптимальный возраст — 20–24 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 доходов — чем выше доходы, тем с меньшей вероятностью женщина решится иметь ребенка. Таки 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 потребления алкоголя сохраняется только для замужних женщин, также как влияние наличия других 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 преимущественно женщинами, хотя и не состоящими в браке на момент опроса, но либо ожидающие этого события, либо, может быть, даже стимулирующими изменение семейного статуса 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 результаты по раундам свидетельствуют о неустойчивости оценок регрессий, которую мы объясняем слишком малым количеством "положительных" значений зависимой переменной. Основные зависимости, выявленные для модели на всей совокупности, подтвердились — это значимое влияние таких факторов, как количество детей (U-образная зависимость), наличие 3

Дипломная работа А. Демьяновой на кафедре экономической социологии ГУ-ВШЭ под руководством Я. Рощиной в 2004 г.

4

Результаты оценок не приводятся в силу нестабильности результатов и ограниченности объема отчета.

Консорциум экономических исследований и образования, Россия и СНГ

24

супруга, возраст (квадратичная зависимость). Мы полагаем, что полученные результаты говорят о том, что основной факт — смена модели рождаемости (переход к преобладанию семьи с 1 ребенком и максимумом рождаемости в возрасте 20–24 года) — произошел до изучаемого нами периода. Наконец, последняя модель — 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 переменные, не меняющиеся в течение периода наблюдения — регион, тип поселения, национальность мужа и жены. Зависимость от возраста и количества детей была включены в линейной форме. При интерпретации результатов оценки не будем забывать, что модель с фиксированными эффектами показывает вероятность рождения ребенка для изменения характеристик каждой женщины, а не по сравнению с другими, как это делается в кросссекционных моделях. Так, если значимость отрицательного влияния количества уже имеющихся 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 эффектами 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 образования, доходов и пр.). Значимых детерминант в модели с фиксированными эффектами немного: вероятность родить ребенка увеличивается для каждой конкретной женщины с ростом возраста. Увеличение 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 эффект сохраняет наличие опыта работы, удовлетворенность материальным положением. В то же время в динамике изменение в потреблении алкоголя не влияет на склонность к рождению ребенка. Становится значимым (чего не было в кросс-секционных моделях) влияние изменения жилищной ситуации. Если семья приобретает собственное жилье (не важно, каким способом), склонность к рождению ребенка возрастает. Это подтверждает наши гипотетические предположения, однако, как оказалось, важным оказывается на просто жилищный статус, а изменение этого статуса, то есть "положительный" шок. Именно поэтому так важна жилищная поддержка для молодых семей. Напротив, увеличение количества взрослых в семье не способно 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 коэффициента брачности подтверждает отрицательное влияние. Скорее всего, это свидетельство падения ценности института зарегистрированного брака, и все большему восприятию официаль-

Консорциум экономических исследований и образования, Россия и СНГ

25

ного и гражданского брака как одинаково социально одобряемых, что наблюдается также и на Западе. Влияние уровня абортов в динамике меняет знак с положительного на отрицательный. Мы предполагаем, что высокий уровень абортов среди женщин свидетельствует, возможно, о недостаточном уровне контрацепции (вследствие разных причин), т.е. более высоком уровне (в среднем) незапланированных беременностей. Вероятно также, что в условиях незапланированной беременности все же часть женщин принимает решение родить ребенка, что повышает рождаемость. Тем не менее, снижение уровня абортов может говорить о росте контрацептивной грамотности, что приводит к снижению склонности к рождению ребенка. Проверить это, к сожалению, невозможно, так как данных об использовании контрацептивов по регионам нет. Конечно, именно панельные модели позволяют оценить очень важный факт — влияние (или его отсутствие) изменения тех или иных параметров на поведение семьи. Например, это важный аргумент в пользу выплат пособий, если ставить цель при их помощи поднять рождаемость. Ведь именно изменение ситуации (в том числе материального положения семьи) может 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 семейный капитал, или блага длительного пользования, как это делал Г. Беккер, то можно попытаться применить логику рассуждений Дьюзенберри к рождаемости. Тогда, возможно, незначимость соотношения доходов разных семей (как это получается в кросс-секционных моделях) связано именно с тем, что семьи ориентируются на нормальный для них уровень доходов, 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 фактором детерминации рождаемости является материальная позиция семьи относительно той, которую 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 привело 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 позволяют проверить эту гипотезу. Динамика же за вторую половину 90-х годов отражает уже другую ситуацию.

Консорциум экономических исследований и образования, Россия и СНГ

26

Модели для женщин с разным количеством детей. Исследования российских демографов 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 — 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% — двоих, только 8.3% — троих и более, а 11.3% были пока бездетны (табл. 18b). Как можно заметить, двухдетная семья еще достаточно распространена, однако такое количество однодетных семей (каждая четвертая), при сохранении этого статуса, приведет к суженному воспроизводству населения и дальнейшей депопуляции 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. Наиболее низка вероятность рождения в семьях с двумя детьми. Многодетные семьи, как свидетельствуют данные кросс-таблиц, и рассчитанных выше моделей, имеют другой тип склонности к рождению детей — вероятно, у них выше ценностные ориентации на большую семью (ценность детей), однако, возможно, это также отражение более низких требований 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 беременности реже решаются на ее прерывание (из-за риска бесплодия), первый ребенок представляет собой более высокий предельный вклад в семейный капитал и стабильность брака, в молодом возрасте это возможность меньших издержек в связи с перерывом в занятости, а в более старшем — стремление успеть родить ребенка, пока это позволяет здоровье. Как предполагается, на решение о рождении второго и последующих детей большее влияние могут оказывать экономические факторы — доходы, образование, условия жизни, занятость и т.д. С целью проверки этой гипотезы мы рассчитали две серии моделей: первую — для женщин, не имевших на момент опроса детей (по всей совокупности, а также отдельно для семейных и одиноких — табл. 2с), вторую — 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 — табл. 3с). Хотя различия между моделями есть, они не касаются самых "проблемно-незначимых" переменных — 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 наличие работы у мужа. Для подвыборки незамужних, как и в модели для всей совокупности женщин, значимо влияние наличия опыта работы (позитивное) и доходов женщины (негативное). Эти результаты согласуются с теорией, и свидетельствуют о вполне "экономическирациональном" поведении одиноких (на момент опроса) женщин. Напомним, что мы не знаем их семейное положение ко времени рождения ребенка.

Консорциум экономических исследований и образования, Россия и СНГ

27

Что касается модели для женщин, имеющих не менее 1 ребенка, она была рассчитана в 2-х вариантах — 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), удовлетворенность материальным положением, наличие супруга, количество других взрослых (кроме замужних), 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 переменные "национальность", "желание родить ребенка", а также для совокупности замужних — уровень образования женщины (позитивное влияние, что противоречит предположениям), и условия жизни (негативное влияние, что также противоречит теории). Из региональных параметров сохранил свое влияние только уровень абортов, объяснение чему мы уже приводили выше (как аппроксимация уровня контрацепции). Таким образом, действительно, на решение о рождении первенца для замужних женщин оказывает влияние действительно очень небольшое количество факторов, в то время как второй и последующие дети — в значительной степени результат воздействия целого ряда детерминант. 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 рациональности (доходы, занятость, образование). Не исключено, что переход на иную модель рождаемости — преимущественно однодетную — все же в значительной степени был связан не только с шоками экономических потрясений 90-х годов, но и с перестройкой всей системы ценностей россиян (например, возрастание ценности индивидуализма, собственного досуга 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 родившемся 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 случае мы получим оценки лишь для тех женщин, которые приняли решение о рождении ребенка в следующем году, поэтому мы не можем распространить их на всю совокупность женщин 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 — позитивное влияние на возраст оказывало наличие у мужа работы, для остальных — наличие других детей и желание еще иметь детей. Все прочие факторы оказались незначимыми.

Консорциум экономических исследований и образования, Россия и СНГ

28

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 — 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 беременности (= 1) в течение следующих двух лет после опроса". Обе совокупности составили примерно по 450 человек. Расчеты проводились для обоих вариантов — для периода в 1 год и для двухлетнего периода после опроса. Оказалось, что различия в значимости переменных между двумя моделями несущественны. Мы ограничимся описанием модели для периода в 1 год. Модель была рассчитана в нескольких вариантах (табл. 5с): для всей совокупности женщин (модель 1); для женщин, имеющих супруга (модель 2); для женщин, не имевших супруга на момент опроса (модель 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 — наличие супруга (негативное влияние на вероятность аборта) и количество детей (квадратичное влияние). Т.е. реже прерывают беременность те, кто еще не имеет детей (среди замужних — 12%, среди одиноких — 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 кого оно слабее) и частота потребления алкоголя (перевернутая U — образная форма). Для одиноких женщин желание иметь детей позитивно связано с вероятностью не сохранить беременность, 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 незамужних 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 — 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, соответственно, 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 — если он имеет работу, более вероятно рождение ребенка по сравнению с прерывани-

Консорциум экономических исследований и образования, Россия и СНГ

29

ем беременности, хотя уровень его доход, напротив, оказывает позитивное влияние на вероятность аборта. Значимы также поселенческие факторы. Замужние женщины чаще прерывают беременность в областных центрах и малых городах, чем в селах (для одиноких — 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 (негативное) и средний уровень абортов (позитивное). Мы оценили также мультиноминальную логистическую регрессию вероятности родить ребенка (= 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 отражает разные уровни принятия решений — рождение ребенка чаще связано с осознанным решением, а прерывание беременности — с ее нежелательностью. Таким образом, ненаблюдаемым влияющим параметром здесь остается "запланированность беременности". Однако в целом модель также подтверждает сделанные ранее выводы — чаще принимают решение о рождении ребенка в семьях, где есть супруг и выше удовлетворенность материальным положением, реже в областных центрах и малых городах, чем в селах. Влияние уровня безработицы в регионе — негативное. Зависимость рождения и прерывания беременности от возраста, количества детей и потребления алкоголя — квадратичные (с противоположными, кроме для возраста, знаками для рождения и аборта). От рождения чаще отказываются в областных центрах, и реже — в семьях, лучше обеспеченных предметами длительного пользования. 7.3. Репродуктивные намерения — желание родить ребенка в будущем Для анализа репродуктивных намерений мы рассмотрели дихотомическую переменную — 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 "потребность 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 — для всех женщин, 2 — только для замужних женщин, 3 — для одиноких женщин. Наилучшая модель включает квадратичную зависимость 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 вероятность появления ребенка только для женщин, уже имеющих детей. Влияние многих па-

Консорциум экономических исследований и образования, Россия и СНГ

30

раметров на желание в будущем родить ребенка похоже на то, которое мы получили в модели для факта рождения ребенка. Так, положительное влияние отмечается для наличия супруга и опыта работы, удовлетворенности материальным положением, квадратичное — от возраста (П-образное) и наличия детей (U-образное), отрицательное — обеспеченности предметами длительного пользования, уровня брачности в регионе. В то же время некоторые параметры, важные в модели фактического рождения, оказались незначимы — большинство региональных дамми-переменных, уровень безработицы женщин в регионе. Напротив, не влияют на принятие решения о рождении, но влияют на желание иметь детей — уровень образования и доходы женщины и ее мужа, его национальность и самооценка здоровья, наличие собственного жилья и обеспеченность семьи бытовыми удобствами, доходы других членов семьи, обеспеченность региона местами в детских садах, дамми-переменные по раундам. Некоторые переменные имеют на фертильные установки противоположное влияние, по сравнению с фактом рождения: количество других взрослых в семье, региональные характеристики (уровень женской безработицы, количество абортов, уровень душевых доходов, уровень урбанизации), частота потребления алкоголя (П-образная зависимость вместо U-образной). Итак, отметим прежде всего неизменную важность демографических параметров для фертильных установок и фертильного поведения. Для замужних женщин желание родить ребенка выше. Как и для факта рождения ребенка, желание иметь детей с возрастом сначала растет, а потом начинает снижаться. Влияние количества детей имеет U-образную форму — желание родить в будущем ребенка выше среди не имеющих детей и среди многодетных, чем среди имеющих 1–3 детей. Это показывает наличие в обществе двух моделей ценностей детей — основной — малодетной, и редко встречающейся — 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 — 4.4%, а общее среднее — 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

31

Трудно объяснить также факт противоположного, по сравнению с моделью реальных рождений, влияния потребления алкоголя — желающих иметь еще детей выше среди тех, кто потребляет алкоголь умеренно, и ниже — среди малопьющих и сильно пьющих. Что касается сильно пьющих, здесь, как нам представляется, интерпретация проще — эта категория, возможно, 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 малопьющих 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 рождения. А вот наличие работы влияет на желание иметь детей положительно (на факт рождения не влияет). Не исключено, что здесь срабатывает тот же эффект "нереализованной потребности в детях". Должностной уровень занятых женщин и их заработная плата, как реальная, так и контрактная (включавшиеся в промежуточные расчеты) никак не связаны с фертильными намерениями. Среди параметров семьи обеспеченность бытовыми условиями и жильем оказывает положительное воздействие, что не удивительно, а предметами длительного пользования — отрицательное, что, скорее всего, связано с уровнем урбанизации — в областных центрах комфортность жилья выше. Правда, значимость коэффициентов для переменных "собственное жилье" 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 детей сильно влияют характеристики мужа — для всей совокупности, и только для замужних женщин (модели 2 и 3 табл. 7с). Так, желание женщины родить ребенка обратно пропорционально 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 образование, занятость, количество других членов семьи и их доходы не важны для незамужних, 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 семьи (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 ориентируются уже на имеющихся детей как на помощников, а не на других взрослых.

Консорциум экономических исследований и образования, Россия и СНГ

32

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 объема), 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 женщины родить ребенка увеличивается, если она выходит замуж; получает среднее специальное образование и опыт работы; если возрастают доходы других взрослых членов семьи. Напротив, это желание уменьшается, если в семье становится больше других взрослых; или если 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 измеритель намерений о фертильности в базе данных RLMS является очень несовершенным, в связи с чем результаты трудно интерпретируемы. Это касается формулировки вопроса, которая 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. Ответ на этот вопрос необходим как в теоретическом аспекте, так и для разработки эффективных мер демографической политики. В целом можно сказать, что, несмотря на чрезвычайно быстрое 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 экономических моделей рождаемости, включающих в качестве детерминант значительное число экономических факторов. Как показали наши расчеты, основными факторами, которые детерминируют репродуктивное поведение, остаются демографические; целый ряд экономических параметров, 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 одиноких 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

33

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 — 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 подтолкнула 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 — занятость и должностной уровень — не влияют ни на вероятность родить ребенка, ни на фертильные намерения. Это говорит о том, что издержки, связанные с перерывом в работе, не являются решающим фактором отказа от рождения ребенка. Не выявлена значимость доступности социальных пособий на уровне предприятия. И хотя, в самом деле, пик рождений приходится на возраст 20–24 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 детерминантами 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 вероятностью рождения еще одного ребенка. Обнаружено позитивное влияние образования на желание иметь детей — "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 склонность к родительству (как предполагалось в гипотезе 5). Значимое влияние оказывает удовлетворенность материальным положением, а также частота употребления алкоголя, что оказалось достаточно неожиданным, хотя и объяснимым, фактом. Уровень рождений несколько выше в сельской местности, чем в городах, однако связано это с традициями, низким уровнем 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

34

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 — а именно, доходов, занятости и образования. Это не позволяет ответить на главный вопрос, которым задаются демографы — возможно ли и каким образом стимулировать 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 нормы количества детей (1 или реже 2 ребенка на семью). Скорее всего, этот переход совершился 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 демографической структуры и стимулированного повышения рождаемости в конце 1980-х годов. Что касается детерминант решения о рождении, то сколько-нибудь явной тенденции в их смене за период 1994–2000 гг. не наблюдалось. Для потребности в детях мы находим факты, близкие к ожидаемым — усиление значимости индивидуальных характеристик по сравнению с семейными.

35

Консорциум экономических исследований и образования, Россия и СНГ

ПРИЛОЖЕНИЯ Приложение А. Динамика рождаемости в России: среднее число детей, рожденных одной женщиной

Ав стрия

3,5

Великобрит. Германия

3

Греция

2,5

Ирландия Италия

2

Канада Н.Зеландия

1,5

Россия США

2000

1999

1998

1997

1996

1995

1990

1985

1980

1975

1970

1965

1960

1

Франция Швеция Я

Рис. 1а. Россия и Западные страны. Построено по данным: http://demoscope.ru/weekly/app/app4007.php.

Болгария

3,5

Босн.и Герц.

3

Венгрия Македония

2,5

Польша

2

Россия Румыния

1,5

Слов акия

1 2000

1999

1998

1997

1996

1995

1990

1985

1980

1975

1970

1965

1960

Слов ения Хорв атия Чехия

Рис. 2а. Россия и Восточноевропейские страны. Построено по данным: http://demoscope.ru/weekly/app/app4007.php.

36

Консорциум экономических исследований и образования, Россия и СНГ

3 2,8 2,6 2,4 2,2 2 1,8 1,6 1,4 1,2 1

Белоруссия Латв ия Литв а Молдав ия Россия Украина

2000

1999

1998

1997

1996

1995

1990

1985

1980

1975

1970

1965

1960

Эстония

Рис. 3а. Россия и европейские страны бывшего СССР. Построено по данным: http://demoscope.ru/weekly/app/app4007.php. Таблица 1а. Коэффициенты корреляции между социально-экономическими характеристиками региона и уровнем рождаемости (1) и абортов (2). Построено на основе данных Госкомстата5.

5

1

2

Коэффициент рождаемости

1.000

0.306

Количество абортов на 1000 женщин 15–49 лет

0.306

**

1.000

Уровень безработицы женщин по региону

0.190

**

–0.217

**

Уровень безработицы всего по региону

0.194

**

–0.153

*

Средняя ЗП по регионам — дефлированная (в ценах 2001 г.)

0.224

**

0.052

Коэффициент брачности — браков на 1000 населения

0.242

**

0.009

Душевые доходы в ценах 2001 г. (дефлированные)

0.037

Число детей на 100 мест в детских садах

0.507

Число врачей на 1000 населения

**

–0.111 0.181

**

–0.083

–0.165

*

Заболеваемость — зарегистрированные больные с диагнозом, установленным впервые в жизни, на 1000 чел.

–0.128

0.006

Экология — выбросы в атмосферу, тыс. т. на кв. км в год

–0.196

**

0.057

Уровень экономической активности женщин, %

–0.413

**

0.150

Коэффициент младенческой смертности — количество детей, умерших до 1 года, на 1000 рожденных

0.124

Регионы России (2002) Социально-экономические показатели (М.: Госкомстат РФ).

**

0.278

**

37

Консорциум экономических исследований и образования, Россия и СНГ

Приложение В. Эмпирические факты о рождаемости в базе данных РМЭЗ

5 раунд (1994 г.)

6 раунд (1995 г.)

7 раунд (1996 г.)

8 раунд (1998 г.)

9 раунд (2000 г.)

10 раунд (2001 г.)

Всего

Таблица 1b. Уровни рождаемости по возрастам (данные Госкомстата и RLMS, вся панель, 28758 наблюдения).

15–19 (RLMS)

3.33

3.40

2.79

2.92

1.85

1.03

2.60

15–19 (ГКС)

4.99

4.56

3.97

3.4

2.81

2.81

20–24 (RLMS)

11.61

8.78

7.55

7.52

5.92

5.03

20–24 (ГКС)

12.03

11.35

10.64

9.9

9.53

9.54

25–29 (RLMS)

5.91

5.91

5.82

4.87

4.11

2.66

25–29 (ГКС)

6.72

6.72

6.65

6.8

6.87

7.15

30–34 (RLMS)

3.31

3.26

2.13

2.14

2.75

1.49

30–34 (ГСК)

2.96

2.97

3.03

3.34

3.6

3.92

35–39 (RLMS)

2.20

0.76

1.92

1.44

0.71

0.28

35–39 (ГКС)

1.06

1.07

1.08

1.15

1.2

1.31

40–44 (RLMS)

0.00

0.28

0.68

0.53

0.25

0.13

40–44 (ГКС)

0.23

0.22

0.23

0.23

0.24

0.24

Всего (RLMS)

4.58

3.87

3.63

3.41

2.74

1.90

3.35

Численность совокупности данных RLMS

4692

4752

4792

4832

4849

4841

28758

Возрастные группы женщин

7.71

4.76

2.51

1.24

0.31

7 раунд

8 раунд

9 раунд

1995

1996

1997

1999

2000

Всего женщин

1997

1761

1769

1876

1968

9371

Кол-во женщин, для которых есть информация о периоде Т+1

1641

1489

1469

1569

1685

7853

% миссингов

17.8

15.4

17.0

16.4

14.4

16.2

82

66

67

75

64

354

% женщин, родивших в году T+1

5.00

4.43

4.56

4.78

3.80

4.51

% родивших в годах T+1 и T+2

8.78

7.92

9.26

8.54

8.63

–

Количество рожденных детей в году T+1

Всего, 5–10 раунды

6 раунд

Родили в году

10 раунд

5 раунд

Всего, 5–9 раунды

Таблица 2b. Выборочная совокупность женщин 16–39 лет могущих иметь детей.

2001 2266

11637

38

Консорциум экономических исследований и образования, Россия и СНГ

14 12

1994

10

1995

8

1996

6

1998

4

2000 всего

2 43

41

39

37

35

33

31

29

27

25

23

21

19

17

15

0

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

16–19 лет

15.2

15.3

15.9

17.4

18.4

18.3

16.9

20–24 лет

20.5

20.7

23.1

22.8

24.3

24.4

22.7

25–29 лет

19.4

19.9

19.8

20.6

21.3

22.0

20.6

30–34 лет

22.2

19.6

19.3

17.3

18.0

18.1

19.1

35–39 лет

22.7

24.4

21.9

21.8

17.8

17.2

20.8

Итого

100.0

100.0

100.0

100.0

100.0

100.0

100.0

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

31.6

Разведены

8.6

9.2

8.7

7.4

8.5

8.6

Вдовы

1.4

1.0

1.2

1.0

1.1

1.1

Состоят в браке

65.2

63.0

61.9

63.0

59.1

58.7

Зарегистрированный брак

–

–

–

53.6

48.6

47.1

Незарегистрированный брак

–

–

–

9.4

10.5

11.6

100.0

100.0

100.0

100.0

100.0

100.0

В том числе

Итого

39

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

36.18

1 ребенок

32.70

32.42

33.63

35.23

36.79

37.29

34.79

2 детей

29.14

28.68

27.19

23.99

19.92

17.74

24.16

3 детей

4.51

4.43

3.67

3.57

3.40

3.05

3.75

4 и более детей

1.40

1.59

1.41

1.01

0.71

0.71

1.12

Всего

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

Родили в году

1995

1996

1997

1999

2001

16–19 лет

7.48

6.84

7.05

4.91

3.64

5.86

20–24 лет

10.32

6.27

7.96

8.62

7.97

8.25

25–29 лет

5.35

5.12

4.18

7.38

4.25

5.27

30–34 лет

3.74

2.75

3.20

2.78

2.15

2.95

35–39 лет

0.25

2.34

1.16

0.55

0

0.88

По всем возрастам

5.00

4.43

4.56

4.78

3.80

4.51

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

2001

16–19 лет

23.2

24.2

25.4

17.3

17.2

21.5

20–24 лет

39.0

27.3

37.3

37.3

48.4

37.9

25–29 лет

19.5

22.7

17.9

32.0

23.4

23.2

30–34 лет

17.1

12.1

13.4

10.7

10.9

13.0

35–39 лет

1.2

13.6

6.0

2.7

Итого

100

100

100

100

4.5 100

100

40

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

2001

1 — никогда в браке не состояли

21.5

21.9

22.4

16.0

23.8

4 — разведены и в браке не состоите

2.5

1.6

3.0

1.3

0

0

1.6

0

0

0

75.9

75.0

74.6

82.7

76.2

2 — состоите в зарегистрированном браке

–

–

–

72.0

49.2

3 — живете вместе, но не зарегистрированы

–

–

–

10.7

27.0

100

100

100

100

100

Всего

5 — вдовец (вдова) 6 — состоите в браке В том числе

Итого

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

Родили в году

1995

1996

1997

1999

2001

Первый ребенок

63.41

53.03

58.21

58.67

67.19

60.17

Второй ребенок

24.39

34.85

25.37

32.00

23.44

27.97

Третий ребенок

8.54

4.55

13.43

6.67

6.25

7.91

Четвертый и более ребенок

3.66

7.58

2.99

2.67

3.13

3.95

Всего

100

100

100

100

100

100

Рождено детей

82

66

67

75

64

354

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

2001

16–19 лет

94.7

87.5

100.0

92.3

90.9

93.4

20–24 лет

71.9

77.8

64.0

75.0

77.4

73.1

25–29 лет

50.0

33.3

33.3

41.7

60.0

43.9

30–34 лет

14.3

12.5

0

12.5

0

8.7

35–39 лет

100.0

11.1

50.0

0

0

25.0

По всем возрастам

63.4

53.0

58.2

58.7

67.2

60.2

41

Консорциум экономических исследований и образования, Россия и СНГ

Таблица 11b. Распределение времени, прошедшего с рождения предыдущего ребенка (для второго и более детей), % по каждому году. 5 раунд

6 раунд

7 раунд

8 раунд

9 раунд

Родили в году

1995

1996

1997

1999

2001

1–3 года

50.00

41.94

42.86

35.48

28.57

40.43

4–6 лет

26.67

32.26

35.71

38.71

23.81

31.91

Более 7 лет

23.33

25.81

21.43

25.81

47.62

27.66

100

100

100

100

100

100

Итого

Всего

Таблица 12b. Доля желающих иметь детей. 5 раунд

6 раунд

7 раунд

8 раунд

9 раунд

10 раунд

Всего

40.16

36.71

37.77

38.74

45.99

48.64

41.66

1 — <19

59.2

51.6

51.5

43.6

52.2

56.9

52.7

2 — 20–24

75.6

72.6

68.0

66.7

75.6

78.0

73.2

3 — 25–29

80.6

74.6

80.6

77.1

84.9

76.5

79.1

4 — 30–34

72.2

61.8

46.7

78.6

70.0

66.7

66.0

5 — 35–39

44.0

58.3

56.0

27.3

36.8

57.7

47.5

По всем возрастам

67.5

62.5

60.7

57.1

65.5

67.8

Среди всех женщин Среди женщин, не имеющих детей, по возрастам

Таблица 13b. Доля абортов году Т+1 (в течение года после опроса). 5 раунд

6 раунд

9 раунд

Всего

Год Т+1

1995

1996

2001

Всего родили или сделали аборт в году Т+1

163

134

147

444

Из них родили ребенка в году Т+1

82

64

66

212

Из них сделали аборт в году Т+1

81

70

81

232

Доля абортов среди беременностей (%)

50.31

44.90

47.76

47.75

Доля сделавших аборт среди всех женщин

5.85

6.14

4.22

5.31

42

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

1995, 1996

1999, 2000

Всего родили или сделали аборт в годах Т+1 и Т+2

247

237

484

Из них родили ребенка в годах Т+1 и Т+2

144

134

278

Из них сделали аборт в годах Т+1 и Т+2

103

103

206

Доля абортов среди беременностей (%)

41.7

43.5

42.56

Доля сделавших аборт среди всех женщин

8.78

7.24

7.95

Годы Т+1 и Т+2

Всего

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+1

1995

1996

2001

Сделали аборт (%)

4.94

5.44

4.15

4.82

Родили (%)

5.00

4.43

3.80

4.40

Остальные

90.07

90.13

92.05

90.78

Всего чел.

1641

1489

1685

4815

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

1995, 1996

1999, 2000

Сделали аборт (%)

6.28

6.56

6.42

Родили (%)

8.78

8.54

8.66

Остальные

84.95

84.89

84.92

Всего чел.

1641

1569

3210

Годы Т+1 и Т+2

Всего

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+1

Нет мужа

Есть муж

Нет мужа

Есть муж

Нет детей в году Т

1993

571

3.2

26.3

1 ребенок

603

2088

1.7

4.3

2 детей

200

1954

0.0

1.4

3 и более детей

24

419

4.16

3.1

43

Консорциум экономических исследований и образования, Россия и СНГ

Приложение С. Результаты регрессионного анализа 6 Таблица 1c. Probit-модель для зависимой переменной "родился ли ребенок в году Т+1", для всех раундов. Модель 1, для всех

Модель 2, для замужних

Модель 3, для одиноких

Модель 4, с фиксированным эффектом

0.1927 *

0.0606

0.3835*

1.3415*

Возраст/10 (в квадр.)

–0.0660**

–0.0579*

–0.0587

Количество детей

–0.8331**

–0.9078**

–0.4712**

Количество детей (в квадр.)

0.1127**

0.1204**

0.0733**

Высшее образование

0.0635

0.1353

–0.2724

–0.0334

Среднее специальное образование

0.0720

0.1445*

–0.2383

0.8590

Наличие опыта работы

0.2015*

–0.0525

0.4413**

1.4617*

Логарифм реальных доходов

–0.0003

0.0190

–0.0551**

0.0431

Есть ли работа

–0.0625

–0.0706

–0.0379

0.0866

Национальность

0.2052

0.3956

0.0400

Самооценка здоровья

0.0884

0.0761

0.0687

0.1863

Частота потребления алкоголя в месяц

–0.0990**

–0.1673**

–0.0009

–0.1502

Частота потребления алкоголя в месяц (в квадр.)

0.0044**

0.0065**

0.0012

0.0121

Удовлетворенность материальным положением

0.0971**

0.1589**

–0.0707

0.4769*

0.0923

0.1078

–0.0459

–0.3644

Параметры женщины Возраст/10

Желание еще родить ребенка Есть ли супруг (партнер)

0.9772**

–9.4590**

1.7102*

Параметры супруга

6

Возраст/10

–0.0754

–0.0120

1.1054**

Высшее образование

0.0337

0.0277

–0.7067

Среднее специальное образование

–0.1080

–0.1094

–0.2966

Наличие работы

0.1430

0.2021

0.0824

Логарифм доходов (нет мужа = 0)

0.0136

0.0135

0.1322

Национальность

0.2744

0.1500

Уровень здоровья

0.0269

–0.0313

–0.4971

Во всех моделях: * — значимый коэффициент при 5% уровне; ** — значимый коэффициент при 1% уровне.

44

Консорциум экономических исследований и образования, Россия и СНГ

Модель 1, для всех

Модель 2, для замужних

Модель 3, для одиноких

Модель 4, с фиксированным эффектом

Собственное жилье

–0.0646

–0.0784

–0.1591

1.4094*

Количество бытовых удобств

–0.0204

–0.0273

0.0059

–0.3644

Количество предметов т.д.п

–0.0346

–0.0488

0.0423

0.0756

Сколько других взрослых в семье

0.0537*

0.0517*

0.0647

0.2631

Логарифм доходов остальных членов семьи

–0.0042

–0.0073

0.0122

–0.0158

–0.0434**

–0.0221

–0.1193**

0.0190

Количество абортов на 1000 женщин

0.0068*

0.0088*

0.0024

–0.1431**

Коэффициент брачности

–0.1599*

–0.1496*

–0.2174

–1.1684**

Логарифм душ. доходов по региону

–0.1880*

–0.0614

–0.4350**

0.2591

Число детей на 100 мест в дет. садах

0.0031

0.0018

0.0075

–0.0365

Малые города (база — обл. центр)

0.1724*

0.2040*

0.1030

Поселок, село

0.4279**

0.4756**

0.4179*

Северо-Запад (база — Москва, С-Петербург)

–0.2728

–0.1183

–0.4752

Урал

–0.5360**

–0.3782

–0.9143**

Центральный, Ц-Черноземный

–0.7800**

–0.5660*

–1.1905**

–0.3601

–0.1390

–0.7347

Северный Кавказ

–0.7622**

–0.6575*

–0.9569*

Западная Сибирь

–0.3126

–0.1826

–0.5110

Восточная Сибирь, Дальний Восток

–0.4761*

–0.5503*

–0.3749

Раунд 6 (база — раунд 5)

0.0797

–0.0167

0.3869

Раунд 7

–0.1128

–0.1574

–0.0224

Раунд 8

0.0711

0.0432

0.2043

Раунд 9

–0.1330

–0.1866

–0.0020

Constant

0.2402

0.2718

2.8325

7108

4580

2528

863 (#)

385.08

406.00

119.4

443.21

0.00

0.00

0.00

0.00

0.188

0.240

0.127

0.745

–1021.5

–716.9

–260.36

–75.692

Параметры семьи

Региональные и поселенческие параметры Уровень безработицы женщин

Волга, Волго-Вятский

Observations Wald Chi2 2

Prob > Chi 2

Pseudo R

Log likelihood

45

Консорциум экономических исследований и образования, Россия и СНГ

Таблица 2c. Probit-модель для зависимой переменной "родился ли ребенок в году Т+1" для совокупности женщин, не имевших детей в году Т. Модель 1, для всех

Модель 2, для замужних

Модель 3, для одиноких

Возраст/10

0.0124

–0.3591

0.2927

Возраст/10 (в квадр.)

–0.0447

–0.0517

–0.0335

Высшее образование

–0.0967

–0.0287

–0.1009

Среднее специальное образование

–0.0484

0.0616

–0.2598

Наличие опыта работы

0.2189

–0.2684

0.4395**

–0.0326*

0.0022

–0.0750**

Наличие работы

0.0954

0.2167

–0.0247

Национальность

–0.1974

0.1352

–0.1252

Самооценка здоровья

0.1686*

0.0989

0.1532

Частота потребления алкоголя в месяц

–0.0936**

–0.2221**

0.0053

Частота потребления алкоголя в месяц (в квадр.)

0.0041**

0.0069**

0.0014

Удовлетворенность матер. положением

–0.0885

–0.0661

–0.1402*

Желание еще родить ребенка

–0.0971

–0.2447

–0.1028

Есть ли супруг (партнер)

1.1801**

Параметры женщины

Логарифм реальных доходов

Параметры супруга Возраст/10

–0.1805

–0.0199

Высшее образование

0.1695

0.2219

–0.2984*

–0.2542

Наличие работы

0.3214

0.4813*

Логарифм доходов (нет мужа = 0)

0.0297

0.0259

Национальность

0.2758

0.0956

Уровень здоровья

0.0776

–0.0453

Собственное жилье

–0.1449

–0.2849

–0.0184

Количество бытовых удобств

–0.0112

–0.0337

–0.0214

Количество предметов т.д.п.

0.0003

–0.0124

0.0582

Сколько других взрослых в семье

–0.0140

–0.0165

0.0080

Логарифм доходов остальных членов семьи

0.0085

0.0213

0.0034

Среднее специальное образование

Параметры семьи

46

Консорциум экономических исследований и образования, Россия и СНГ

Модель 1, для всех

Модель 2, для замужних

Модель 3, для одиноких

–0.0876**

–0.0619*

–0.1333**

0.0065

0.0118

–0.0019

Коэффициент брачности

–0.2498**

–0.1854

–0.3213*

Логарифм душ. доходов по региону

–0.2525*

–0.0234

–0.3606*

Число детей на 100 мест в детских садах

0.0090

0.0071

0.0097

Малые города (база — областной центр)

0.1291

0.0534

0.1395

Поселок, село

0.3800**

0.2953

0.4101*

Северо-Запад (база — Москва, С-Петербург)

–0.0854

0.4576

–0.3331

Урал

–0.5854*

–0.3068

–0.9280*

Центральный, Ц-Черноземный

–0.7695*

–0.2189

–1.2074*

Волга, Волго-Вятский

–0.4136

0.0032

–0.6618

Северный Кавказ

–0.7943*

–0.4832

–0.9914*

Западная Сибирь

–0.1884

0.2596

–0.5630

Восточная Сибирь, Дальний Восток

–0.2378

–0.1158

–0.2423

Раунд 6 (база — раунд 5)

0.0473

–0.2164

0.3184

Раунд 7

–0.2445

–0.2356

–0.2779

Раунд 8

0.1153

0.1613

0.0722

Раунд 9

–0.1972

–0.2598

–0.2111

Constant

1.7435

1.4232

3.4947

2273

510

1763

Wald Chi2

276.30

77.76

74.23

Prob > Chi2

0.00

0.00

0.00

Pseudo R2

0.230

0.162

0.126

–491.608

–240.64

–216.76

Региональные и поселенческие параметры Уровень безработицы женщин Количество абортов на 1000 женщин

Observations

Log likelihood

47

Консорциум экономических исследований и образования, Россия и СНГ

Таблица 3c. Probit-модель для зависимой переменной "родился ли ребенок в году Т+1" для совокупности женщин, имевших детей в году Т. Модель 1, для всех

Модель 2, для замужних

Возраст/10

0.4298**

0.3887*

Возраст/10 (в квадр.)

–0.0920**

–0.0852**

Количество детей

–0.4373**

–0.4974**

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

0.2257

Логарифм реальных доходов

0.0134

0.0070

Наличие работы

–0.1159

–0.0911

Национальность

0.5571*

0.6153*

Самооценка здоровья

0.0635

0.0898

Частота потребления алкоголя в месяц

–0.1130**

–0.1356**

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 женщины

Параметры супруга Возраст/10

–0.0339

–0.0356

Высшее образование

–0.0347

–0.0430

Среднее специальное образование

–0.0089

0.0011

Наличие работы

0.1159

0.1187

Логарифм доходов (нет мужа = 0)

0.0073

0.0085

Национальность

0.0701

0.0727

Уровень здоровья

–0.0336

–0.0457

48

Консорциум экономических исследований и образования, Россия и СНГ

Модель 1, для всех

Модель 2, для замужних

Собственное жилье

–0.0596

0.0157

Количество бытовых удобств

–0.0386

–0.0466*

Количество предметов т.д.п.

–0.0624

–0.0779*

Сколько других взрослых в семье

0.1010**

0.0621

Логарифм доходов остальных членов семьи

–0.0169

–0.0196

Уровень безработицы женщин

–0.0068

–0.0086

Количество абортов на 1000 женщин

0.0125*

0.0118*

Коэффициент брачности

–0.0794

–0.1053

Логарифм душ. доходов по региону

–0.1706

–0.1250

Число детей на 100 мест в детских садах

–0.0014

–0.0008

Малые города (база — обл. центр)

0.3008**

0.3642**

Поселок, село

0.5744**

0.6350**

Сев-Запад (база — Москва, С-Петербург)

–0.5634*

–0.4498

Урал

–0.6068*

–0.5185

Центральный, Ц-Черноземный

–1.0019**

–0.9475**

–0.5325

–0.4084

Северный Кавказ

–0.9469**

–0.9192*

Западная Сибирь

–0.5531*

–0.5070

Восточная Сибирь, Дальний Восток

–0.9678**

–0.9315*

Раунд 6 (база — раунд 5)

0.1822

0.1300

Раунд 7

0.0969

0.0298

Раунд 8

0.1466

0.1227

Раунд 9

0.0746

0.0101

Constant

–1.4903

–0.9658

4835

4070

Wald Chi2

227.29

205.29

Prob > Chi2

0.00

0.00

Pseudo R2

0.157

0.160

–476.57

–433.45

Параметры семьи

Региональные и поселенческие параметры

Волга, Волго-Вятский

Observations

Log likelihood

49

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

–0.0010

–0.0300

Есть ли работа (включая декрет и др.)

0.3203**

0.5041**

Должность — управляющий

–0.7805**

Должность — специалист

0.0488

0.0869

Национальность

0.2489

0.0678

Самооценка здоровья

–0.0319

–0.0511

Частота потребления алкоголя в мес.

0.0326

–0.0133

Частота потребления алкоголя в месяц (в квадр.)

–0.0017

–0.0004

Удовлетворенность материальным положением

–0.0644

–0.0754

Желание иметь еще ребенка

–0.1399*

–0.1272

0.0643

0.0806

Высшее образование

0.0119

–0.0281

Среднее специальное образование

0.0371

0.0163

Ваше жилье?

0.1096

0.1629

Есть ли работа

0.2203

0.5094**

Должность — управляющий

0.0795

–0.1964

Должность — специалист

–0.1580

–0.2201

Логарифм доходов

–0.0154

–0.0349

Национальность

–0.2335

–0.3310

Самооценка здоровья

–0.0798

–0.0872

Есть ли супруг (партнер) Параметры мужа

50

Консорциум экономических исследований и образования, Россия и СНГ

Все рождения

Только 1-й ребенок

Количество бытовых удобств

–0.0050

0.0155

Количество предметов т.д.п.

0.0292

–0.0440

Сколько других взрослых в семье

–0.0442*

–0.0039

Логарифм дополнительного дохода остальных членов семьи

–0.0036

0.0114

Уровень безработицы женщин по региону

0.0015

0.0126

Логарифм дефл. дох. регион.

0.0661

0.0961

Коэффициент брачности

–0.0802

–0.0229

Количество абортов на 1000 женщин 15

–0.0002

0.0001

Число детей на 100 мест в детских садах

0.0056

0.0010

Областной центр (база — село)

0.0150

–0.0613

Город

–0.0143

–0.0734

Москва, С-Петербург (база — В. Сибирь, Д. Восток)

0.1603

0.0906

Север, Северо-Запад

–0.0200

–0.0298

Центральный, Ц-Черноземный

–0.1146

–0.1094

Волга, В-Вятский

0.0265

–0.0318

Северный Кавказ

0.0360

–0.0386

Урал

–0.1786

–0.2574

Западная Сибирь

–0.0246

–0.2575

Раунд 6

–0.0846

–0.0857

Раунд 7

–0.0853

–0.0251

Раунд 8

–0.0315

0.0120

Раунд 9

–0.0351

0.0854

Constant

1.3169

1.0179

Observations

307

184

R2

0.51

0.41

Параметры семьи

Региональные характеристики

51

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

Возраст/10

–0.0355

0.0690

–0.0221

Возраст/10 (в квадр.)

–0.0423

–0.0012

0.0571

Количество детей в данном раунде

1.8814**

2.6375**

1.5144**

Количество детей (в квадр.)

–0.3762**

–0.5478**

Высшее образование

–0.4803*

–0.4868

–0.1056

Среднее специальное образование

–0.0380

–0.2206

1.7816**

Логарифм реальных доходов жены

0.0028

–0.0121

0.0116

Есть ли работа (включая декрет и др.)

–0.1003

–0.3382

0.1038

Оценка здоровья

–0.2548*

–0.3623*

–0.1662

Частота потребления алкоголя в месяц

0.2277**

0.3616**

0.1940

Частота потребления алкоголя в месяц (в квадр.)

–0.0136**

–0.0250**

–0.0092*

Удовлетворенность материальным положением

–0.1907*

–0.2905*

Вы хотите иметь еще ребенка?

–0.1169

Параметры женщины

Есть ли супруг (партнер)

1.0403**

–0.8934**

Family parameters Логарифм доходов мужа (нет мужа = 0)

0.0696

Ваше жилье?

0.0949

0.5517

Количество бытовых удобств

0.0119

–0.3272**

Количество предметов т.д.п.

0.0260

–0.4536**

0.1310**

Сколько других взрослых в семье

–0.1592*

–0.1054

–0.4996**

Логарифм дополнительного дохода остальных членов семьи

–0.0019

0.0357

0.0597

52

Консорциум экономических исследований и образования, Россия и СНГ

Для всей совокупности

Для семейных

–0.9482*

–1.6281**

Возраст/10 мужа

0.1974

0.0919

Высшее образование мужа

0.1508

0.2046

Среднее специальное образование мужа

0.3282

0.5318*

Для несемейных

Параметры семьи и супруга Есть ли работа у мужа

Национальность мужа

–0.2183

Оценка здоровья мужа

0.1219

Региональные и поселенческие параметры Уровень безработицы женщин по региону

–0.0121

Количество абортов на 1000 женщин

0.0207*

Коэфф. брачности — браков на 1000

0.1699

Логарифм дефл. дох. регион.

–0.9126*

Число детей на 100 мест в дет. садах

–0.0147

Областной центр (база — село)

0.9687**

1.2255**

0.6912

Город

0.3834

0.6487**

–0.0137

Москва, С. Петербург (база — В. Сибирь, Д. Восток)

–0.3759

2.6403**

–3.4767**

Север, Северо-Запад

–0.8578*

–0.2406

–0.7944

Центральный, Ц-Черноземный

–0.7254*

–0.5394

–2.0330*

Волга, В-Вятский

–0.3446

–0.4331

–1.8265*

Северный Кавказ

–0.4443

–0.2278

–0.9813

Урал

–0.2827

–0.2391

–1.1209

Западная Сибирь

–0.1336

0.4740

–1.4648

Раунд 6

–0.0210

0.2207

–0.7070

Раунд 9

0.0380

1.0015**

–0.0277

Constant

0.7162

3.9565

2.5596

404

312

93

0.3745

0.4852

0.5190

–174.703

–110.991

–30.798

Observations Pseudo R2 Log likelihood

53

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 — не было родов или аборта). Модель для исхода "аборт"

Модель для исхода "рождение"

Возраст/10

0.7829 **

0.3814

Возраст/10 (в квадр.)

–0.2042 **

–0.1602 **

Количество детей

0.9483 **

–1.815 **

Количество детей (в квадр.)

–0.212 **

0.23 **

Высшее образование

–0.4512

0.3565

Среднее специальное образование

0.1087

0.1285

Логарифм реальных доходов

–0.0109

–0.006

Наличие работы

0.0177

0.3343

Уровень здоровья

–0.0473

0.2408

Частота потребления алкоголя в месяц

0.1574 **

–0.287 **

Частота потребления алкоголя в месяц (в квадр.)

–0.0098 **

0.0107 **

Удовлетворенность материальным положением

0.0452

0.2165 *

Желание иметь детей

0.1102

0.1205

Есть ли супруг (партнер)

–0.0391

2.136 **

Логарифм доходов мужа (нет мужа = 0)

0.0481

0.0242

Собственное жилье

0.0612

–0.4480 *

Количество бытовых удобств

–0.0142

–0.042

Количество предметов т.д.п.

–0.1993 **

–0.0424

Сколько других взрослых в семье

–0.0931

0.0694

Логарифм доходов остальных членов семьи

0.0086

0.0063

Параметры женщины

Параметры семьи и супруга

54

Консорциум экономических исследований и образования, Россия и СНГ

Модель для исхода "аборт"

Модель для исхода "рождение"

Уровень безработицы женщин по региону

–0.026

–0.0942 *

Количество абортов на 1000 женщин

0.0137

0.0106

Коэффициент брачности

–0.0228

–0.1989

Логарифм дефлированного душевого дохода по региону

–0.3717

–0.1913

Число детей на 100 мест в детских садах

0.0031

0.0211

0.7124 **

–0.9630 **

Малый город

0.0916

–0.658 **

Москва, С-Петербург (база — В. Сибирь, Д. Восток)

–0.2439

0.9609

Север, Северо-Запад

–0.4981

1.000

Центральный, Центр-Черноземный

–0.7441

0.1036

Волга, Волго-Вятский

–0.4362

0.0726

Северный Кавказ

–0.1044

0.444

Урал

–0.6156

–0.1761

Западная Сибирь

0.0523

0.3806

Раунд 6

0.2826

0.0920

Раунд 9

0.3737

–0.2892

Constant

–1.797

–2.368

Региональные и поселенческие параметры

Областной центр (база — село)

Observations Pseudo R2 Log likelihood

4369 0.1345 –1407.302

55

Консорциум экономических исследований и образования, Россия и СНГ

Таблица 7c. Probit-модель для зависимой переменной "хотите ли Вы родить ребенка?" Модель 1, для всех

Модель 2, для семейных

Модель 3, для одиноких

Возраст/10

0.2220**

0.0732

0.2380**

Возраст/10 (в квадр.)

–0.1167**

–0.1310**

–0.0825**

Количество детей

–0.9784**

–1.1726**

–0.4788**

Количество детей (в квадр.)

0.0916**

0.1311**

–0.1346

Высшее образование

0.2056**

0.1911**

0.1057

Среднее специальное образование

0.1600**

0.1082**

0.1850**

Наличие опыта работы

0.3599**

0.2206**

0.2927**

Наличие работы

0.0102*

0.0142*

–0.0009

Логарифм реальных доходов

–0.0353

–0.0285

–0.0547

Национальность

–0.0561

–0.2711

0.1378

Самооценка здоровья

–0.0370

–0.0266

–0.0279

Частота потребления алкоголя в месяц

0.0737**

0.0826**

0.0558**

Частота потребления алкоголя (в квадр.)

–0.0028**

–0.0031**

–0.0021*

Удовлетворенность материальным положением

0.0965**

0.1348**

0.0553*

Есть ли супруг (партнер)

0.5747**

Параметры женщины

Параметры мужа Возраст/10

–0.1896**

–0.0798**

Высшее образование

0.1132*

0.1832**

Среднее специальное образование

0.0981*

0.1264**

Наличие работы

0.0002

–0.0417

Логарифм доходов

0.0089

0.0151

Национальность

0.2950**

0.4244**

Самооценка здоровья

0.1450**

0.0652*

56

Консорциум экономических исследований и образования, Россия и СНГ

Модель 1, для всех

Модель 2, для семейных

Модель 3, для одиноких

Собственное жилье

0.0705*

0.0442

0.0794

Количество бытовых удобств

0.0198*

–0.0201

0.0812**

Количество предметов т.д.п.

–0.0423**

–0.0227

–0.0316

Количество др. взрос. в семье

–0.0351**

–0.0164

–0.0079

0.0094*

0.0182**

–0.0034

0.0090

0.0040

0.0132

Количество абортов на 1000 женщин

–0.0086**

–0.0076**

–0.0077**

Коэффициент брачности

–0.0619*

–0.0661*

–0.0636

Логарифм душ. дохода

0.0876*

0.0890

0.0743

Число детей на 100 мест в детских садах

0.0064**

0.0073**

0.0051*

Малый город

–0.0866*

–0.0450

–0.1201*

Село

–0.1598**

–0.0557

–0.2471**

Север, Сев-Запад (база — Москва, С-Петербург)

0.1350

0.1915

0.0192

Урал

–0.0188

–0.0591

–0.0054

Центральный, Ц-Черноземный

–0.0566

–0.0577

–0.0982

Волга, Волго-Вятский

0.4672**

0.4222**

0.4446**

Северный Кавказ

0.1169

0.0998

0.0838

Западная Сибирь

–0.0143

0.0886

–0.1966

В. Сибирь, Д. Восток

0.1732

0.1343

0.1261

Раунд 6

–0.1417**

–0.1129**

–0.2054**

Раунд 7

–0.2304**

–0.1706*

–0.3413**

Раунд 8

–0.3300**

–0.2524**

–0.4358**

Раунд 9

–0.2354**

–0.1533

–0.3211**

Раунд 10

–0.1910**

–0.1928*

–0.1862*

Constant

–0.1269

0.9237

–0.2602

10473

6600

3873

2497.03

1832.52

545.9

0.244

0.328

0.134

–5369.71

–2926.53

–2322.483

Параметры семьи

Логарифм дохода других членов семьи Региональные и поселенческие параметры Уровень безработицы женщин

Observations Wald Chi2 2

Pseudo R

Log likelihood

57

Консорциум экономических исследований и образования, Россия и СНГ

Таблица 8c. Probit-модель для зависимой переменной "хотите ли Вы родить ребенка?" (4) для имеющих детей

(5) для замужних имеющих детей

(6) модель с фикс. эффектами

–0.0091

0.0186

0.3175**

Возраст /10 (в квадр.)

–0.1073**

–0.1231**

–0.3452**

Количество детей

–1.3897**

–1.3966**

–1.5165**

Количество детей (в квадр.)

0.1612**

0.1645**

–0.1007

Высшее образование

0.1515**

0.2205**

0.4172

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

–0.0740

–0.0484

0.0461

Национальность

–0.1147

–0.2963

Самооценка здоровья

–0.0529

–0.0381

–0.0988

Частота потребления алкоголя в месяц

0.0795**

0.0888**

0.0930**

Частота потребления алкоголя (в квадр.)

–0.0026

–0.0035**

–0.0039**

Удовлетворенность материальным положением

0.1323**

0.1538**

–0.0310

Есть ли супруг (партнер)

0.2855**

Параметры женщины Возраст/10

0.9457**

Параметры мужа Возраст/10

–0.1257**

–0.0968**

–0.2007*

Высшее образование

0.1601**

0.1518**

0.0304

Среднее специальное образование

0.0748

0.0798

–0.0798

Наличие работы

–0.0613

–0.0631

–0.1951

Логарифм доходов

0.0125

0.0150

0.0344

Национальность

0.3523*

0.4671**

Самооценка здоровья

0.0954**

0.0716*

0.1070

58

Консорциум экономических исследований и образования, Россия и СНГ

(4) для имеющих детей

(5) для замужних имеющих детей

(6) модель с фикс. эффектами

Собственное жилье

0.0336

0.0341

0.0308

Количество бытовых удобств

–0.0125

–0.0237*

–0.0249

Количество предметов т.д.п.

–0.0224

–0.0299

0.0113

Количество других взрослых в семье

–0.0340*

–0.0134

–0.2234**

Логарифм дохода других членов семьи

0.0144**

0.0196**

0.0391**

0.0047

0.0022

–0.0159

Количество абортов на 1000 женщин

–0.0078**

–0.0074**

–0.0249**

Коэффициент брачности

–0.1068**

–0.1115**

0.1269*

Логарифм душ. дохода

0.1468**

0.1200*

0.1407

Число детей на 100 мест в детских садах

0.0069**

0.0070**

0.0054

Малый город (база — областной центр)

–0.0465

–0.0470

Село

–0.0750

–0.0656

Север, Сев-Запад (база — Москва, С-Петербург)

0.0579

0.0940

Урал

–0.1088

–0.1397

Центральный, Ц-Черноземный

–0.0805

–0.1665

Волга, Волго-Вятский

0.4211**

0.3943**

Северный Кавказ

0.0468

–0.0170

Западная Сибирь

0.0214

0.0243

В. Сибирь, Д. Восток

0.1272

0.0865

Раунд 6

–0.1211*

–0.1247*

Раунд 7

–0.2802**

–0.2691**

Раунд 8

–0.2946**

–0.2900**

Раунд 9

–0.2764**

–0.2445*

Раунд 10

–0.2134*

–0.1910*

Constant

0.9946*

1.5029**

6730

5658

3767

1352.47

1240.51

346.19

0.233

0.258

0.121

–3109.67

–2539.87

–1252.39

Параметры семьи

Региональные и поселенческие параметры Уровень безработицы женщин

Observations Wald Chi2 2

Pseudo R

Log likelihood

59

Консорциум экономических исследований и образования, Россия и СНГ

Таблица 9с. Средние значения переменных по совокупности женщин 16–39 лет, о которых есть информация в году Т+1. Раунд 5 —1994

6 —1995

7 —1996

8 —1998

9 —2000

Всего

Переменные

Родился ли ребенок в году T+1

0.05

0.04

0.05

0.05

0.04

0.05

Возраст/10 женщины

2.82

2.81

2.78

2.76

2.70

2.77

Вы хотите иметь еще ребенка?

0.38

0.35

0.35

0.37

0.45

0.38

Удовлетворенность материальным положением (1 — низкая, 2 — средняя, 3 — высокая)

1.51

1.54

1.47

1.49

1.64

1.53

Наличие опыта работы (включая работающих сейчас)

0.86

0.85

0.83

0.81

0.80

0.83

Национальность (восточная = 1)

0.04

0.05

0.04

0.00

0.04

0.04

Частота потребления алкоголя в мес.

1.41

1.49

1.42

1.36

1.61

1.46

Оценка здоровья (1 — плохое, 2 — среднее, 3 — хорошее)

2.25

2.32

2.33

2.35

2.35

2.32

Среднее специальное образование

0.29

0.33

0.31

0.39

0.37

0.34

Высшее образование

0.17

0.16

0.15

0.15

0.15

0.16

Есть ли супруг (партнер)

0.67

0.65

0.64

0.64

0.61

0.64

Логарифм доходов мужа (нет мужа = 0)

4.42

4.05

3.85

3.64

3.69

3.93

Логарифм реальных доходов жены

5.77

5.52

5.33

4.80

4.90

5.26

Собственное жилье (да = 1)

0.88

0.88

0.87

0.87

0.86

0.87

Количество бытовых удобств

3.99

4.00

3.76

3.87

3.86

3.90

Количество предметов т.д.п.

3.02

3.15

3.21

3.43

3.41

3.25

Количество детей

1.17

1.16

1.12

1.05

0.95

1.09

Количество других взрослых

1.12

1.17

1.18

1.27

1.27

1.20

Логарифм дохода остальных членов семьи

4.29

4.34

3.79

3.76

4.81

4.21

Областной центр

0.41

0.41

0.39

0.37

0.37

0.39

Малый город

0.29

0.29

0.29

0.29

0.27

0.29

Логарифм дефлированных среднедушевых доходов по региону

7.63

7.65

7.81

7.36

7.60

7.61

Уровень безработицы женщин по региону

8.23

9.11

9.60

14.19

10.51

10.33

Коэффициент брачности

7.39

7.39

5.92

5.81

6.14

6.53

Количество абортов

79.13

73.60

69.81

61.62

56.55

68.00

Число детей на 100 мест в детских садах

86.61

83.24

80.78

78.35

81.70

82.18

60

Консорциум экономических исследований и образования, Россия и СНГ

Раунд 5 —1994

6 —1995

7 —1996

8 —1998

9 —2000

Всего

Переменные

Возраст/10 мужа

3.27

3.25

3.24

3.24

3.20

3.24

Высшее образование мужа

0.19

0.18

0.16

0.17

0.16

0.17

Среднее специальное образование мужа

0.15

0.19

0.19

0.33

0.32

0.24

Национальность мужа

0.05

0.06

0.05

0.01

0.05

0.04

Есть ли работа у мужа

0.90

0.92

0.88

0.85

0.90

0.89

Оценка здоровья мужа

2.43

2.45

2.47

2.49

2.44

2.46

Только для имеющих супруга

Таблица 10с. Средние значения переменных по всей совокупности женщин 16–39 лет.

6 — 1995

7 — 1996

8 — 1998

9 — 2000

Родился ли ребенок в году T+1

0.05

0.04

0.05

0.05

0.04

Возраст/10 женщины

2.79

2.79

2.76

2.72

2.67

2.67

2.73

Вы хотите иметь еще ребенка?

0.40

0.37

0.38

0.39

0.46

0.49

0.42

Удовлетворенность матер. положением (1 — низкая, 2 — средняя, 3 — высокая)

1.52

1.55

1.48

1.50

1.67

1.82

1.60

Наличие опыта работы (включая работающих сейчас)

0.86

0.85

0.82

0.80

0.79

0.79

0.82

Национальность (восточная = 1)

0.04

0.04

0.04

0.00

0.04

0.00

0.03

Частота потребления алкоголя в мес.

1.47

1.59

1.44

1.38

1.65

1.85

1.57

Оценка здоровья (1 — плохое, 2 — среднее, 3 — хорошее)

2.26

2.34

2.34

2.35

2.36

2.33

2.33

Среднее специальное образование

0.29

0.33

0.33

0.38

0.37

0.33

0.34

Высшее образование

0.18

0.16

0.15

0.16

0.15

0.17

0.16

Есть ли супруг (партнер)

0.66

0.65

0.64

0.63

0.60

0.59

0.63

Логарифм доходов мужа (нет мужа = 0)

4.40

4.09

3.83

3.56

3.61

3.58

3.84

Переменные

Всего

5 — 1994

10 — 2001

Раунд

0.05

61

Консорциум экономических исследований и образования, Россия и СНГ

5 — 1994

6 — 1995

7 — 1996

8 — 1998

9 — 2000

10 — 2001

Всего

Раунд

Логарифм реальных доходов жены

5.74

5.58

5.33

4.82

4.83

5.25

5.25

Собственное жилье (да = 1)

0.85

0.86

0.85

0.84

0.84

0.84

0.85

Количество бытовых удобств

4.10

4.11

3.82

3.94

3.94

4.16

4.02

Количество предметов т.д.п.

3.02

3.15

3.21

3.38

3.41

3.50

3.29

Количество детей

1.11

1.11

1.06

0.99

0.90

0.85

1.00

Количество других взрослых

1.11

1.15

1.17

1.25

1.28

1.33

1.22

Логарифм дохода остальных членов семьи

4.31

4.31

3.85

3.84

4.81

5.19

4.42

Областной центр

0.44

0.44

0.41

0.39

0.39

0.44

0.42

Малый город

0.29

0.30

0.29

0.29

0.27

0.25

0.28

Логарифм дефлированных среднедушевых доходов по региону

7.65

7.68

7.84

7.39

7.63

7.90

7.69

Уровень безработицы женщин по региону

8.25

9.11

9.54

14.12

10.51

8.45

9.94

Коэффициент брачности

7.40

7.41

5.94

5.84

6.17

7.02

6.65

Количество абортов

79.20

73.59

69.92

61.62

56.61

51.61

64.91

Число детей на 100 мест в детских садах

86.69

83.38

80.89

78.33

81.91

82.01

82.24

Возраст/10 мужа

3.25

3.23

3.21

3.22

3.18

3.19

3.21

Высшее образование мужа

0.21

0.19

0.18

0.18

0.17

0.18

0.18

Среднее специальное образование мужа

0.15

0.19

0.20

0.32

0.32

0.30

0.25

Национальность мужа

0.05

0.05

0.05

0.01

0.05

0.01

0.04

Есть ли работа у мужа

0.90

0.92

0.88

0.85

0.90

0.90

0.89

Оценка здоровья мужа

2.44

2.47

2.46

2.48

2.46

2.47

2.46

Переменные

Только для имеющих супруга:

Консорциум экономических исследований и образования, Россия и СНГ

62

СПИСОК ЛИТЕРАТУРЫ Антонов А.И. (1980) Социология рождаемости (Москва). Антонов А.И., Медков В.М., Архангельский В.Н. (2002) Демографические процессы в России 21 века (Москва: Грааль). Бодрова В.В. (1999). Репродуктивные установки россиян как барометр социально-экономических процессов, Мониторинг общественного мнения, № 4 (ВЦИОМ-Интерцентр-АНХ) 35–36. Бодрова В.В. (2002). Сколько детей хотят иметь россияне? http://demoscope.ru/weekly/2002/081/tema01.php. Вишневский А. (1998) Смертность и рождаемость в европейских постсоветских государствах, Население и общество, Информационный бюллетень Центра демографии и экологии человека ИНП РАН, № 30. Вишневский А.Г., Андреев Е. М., Трейвиш А. И. (2003) Перспективы развития России: роль демографического фактора, WP ИЭПП (Москва), http://www.iet.ru/papers/53/index.htm. Вишневский А.Г., ред. (2001) Население России 2000, 8-й ежегодный демографический доклад (Москва: ИНП РАН, ЦДЭЧ). Гайдар Е.Т. (2003) Современный экономический рост и динамика населения России, http://www.iet.ru/slovar/index.htm. Дарский Л.Е. (1979) Рождаемость и репродуктивная функция семьи, под ред. А.Г. Волкова, Демографическое развитие семьи (Москва). Дарский Л.Е. (1995) Современная рождаемость: переход к однодетной семье или временный кризис двухдетной? Семья в России (Научный общественно-политический журнал), № 1–2. Демоскоп-уикли (2001) В 2000 году в России родилось больше детей, чем в 1999, http://demoscope.ru/weekly/013/strimir01.php. Демоскоп-уикли (2002-01) Долгосрочные тренды рождаемости в странах СНГ и Балтии, http://demoscope.ru/weekly/2002/063/e_barom01.php. Демоскоп-уикли (2002-02) 90-е годы — различия в рождаемости сокращаются, http://demoscope.ru/weekly/2002/063/e_barom02.php. Демоскоп-уикли (2002-02) Рождаемость в странах Содружества снижается, http://demoscope.ru/weekly/047/e_barom02.php. Демоскоп-уикли (2002-03) Небольшой рост числа рождений объясняется, скорее всего, структурными факторами, http://demoscope.ru/weekly/2002/077/barom03.php. Демоскоп-уикли (2002-03) При одинаковой рождаемости в России делают в 15 раз больше абортов на 100 родов, чем в Германии. http://demoscope.ru/weekly/003/tema01.html. Демоскоп-уикли (2002-03) Рождаемость на Украине еще ниже, чем в России, http://demoscope.ru/weekly/2002/073/barom03.php. Демоскоп-уикли (2002-03) Рождаемость обнаруживает тенденцию к стабилизации на низком уровне, http://demoscope.ru/weekly/2002/071/e_barom03.php. Демоскоп-уикли (2002-03) Стареет ли материнство в Белоруссии? http://demoscope.ru/weekly/2002/087/barom03.php.

Консорциум экономических исследований и образования, Россия и СНГ

63

Демоскоп-уикли (2002-05) Рождаемость: рассчитывать можно только на Кипр и Мальту, http://demoscope.ru/weekly/2002/075/barom05.php. Демоскоп-уикли (2003-02) Детей рождается все меньше, http://demoscope.ru/weekly/2003/095/e_barom02.php. Демоскоп-уикли (2003-04) Кривые естественного прироста идут вниз, население стареет, http://demoscope.ru/weekly/2003/095/e_barom04.php. Демоскоп-уикли (2003-06) Как может изменяться рождаемость? http://demoscope.ru/weekly/006/tema02.php. Захаров С. (2002) Растет ли российская рождаемость? http://demoscope.ru/weekly/2002/085/tema01.php. Захаров С.В. (2002) Рождаемость в России: первый и второй демографический переход, Демографическая модернизация, частная жизнь и идентичность в России, тезисы докладов научной конференции, Москва, 27–28 февраля 2002 г. (Москва: ЦДЭЧ РАН). Камсюк Л. (1999) Репродуктивное health self-estimation населения России, Население и общество, Информационный бюллетень Центра демографии и экологии человека ИНП РАН, № 40. Кваша Е., Харькова Т. (2000) Аборты в России, Население и общество, Информационный бюллетень Центра демографии и экологии человека ИНП РАН, № 48. Концепция демографического развития Российской Федерации на период до 2015 года (2001) Распоряжение Правительства Российской Федерации № 1270-р, http://demoscope.ru/weekly/knigi/koncepciya/koncepciya.html. Aggararwal R., Netanyahu S., Romano C. (2001) Access to natural Resources and the Fertility Decision of Women: the Cases of South Africa, Environment and Development Economics 6, 209–236. Ahn N. (1995) Measuring the Value of Children by Sex and Age Using a Dynamic Programming Model, Review of Economic Studies, No 62, 361–379. Becker G. (1974) Interaction between Quantity and Quality of Children, in: Th.W. Schultz, ed., Economics of the Family (NBER, The University of Chicago Press). Becker G. (1976) An Economic Analysis of Fertility, in: The Economic Approach to Human Behavior (Chicago and London: The University of Chicago Press). Becker Gary S., Barro Robert J. (1986) Altruism and the Economic Theory of Fertility, Below-Replacement Fertility in Industrial Societies, Population and Development Review, A Supplement to vol. 12. Cigno A. (1991) Economics of the family (Oxford: Clarendon Press). Easterlin, R.A., Pollak, R., and Wacher M.L. (1980) Toward a More General Model of Fertility Determination: Endogenous Preferences and Natural Fertility, in: R.A. Easterlin, ed., Population and Economics Change in Less Developped Countries (Chicago: University of Chicago Press). Fertility Behavior in the Context of Development: Evidence from the World Fertility Survey (1987) Population Studies, No. 100 (United Nations). Gronau R. (1974) The effect of Children on the Housewife's Value of Time, in: Th.W. Schultz, ed., Economics of the Family (NBER, The University of Chicago Press). Grossman M., Joyce T.J. (1990) Unobservables, Pregnancy Resolutions, and Birth Weight Production Functions in New York City, Journal of Political Economy 98 (5). Heckman J.J., Walker J.R. (1990) The Relationship between Wages and Income and the Timing and Spacing of Births: Evidence from Swedish Longitudional Data, Econometrica 58 (6). Kooreman P., Wunderink S. (1997) The economics of household behaviour (London: The Macmillan Press Ltd.).

Консорциум экономических исследований и образования, Россия и СНГ

64

Montgomery M., Trussel J. (1986) Models of Marital Status and Childbearing, Handbook of Labour Economics 1, Chap. 3 (Elsevier Science Publishers BV). Otani K. (1996) The Cigno Model and Cumulative Fertility in Canada and Japan: the Effects of Wife's Education and Work Experience, Kansai University Review of Economics and Business 24 (1–2), 1–26. Schultz T.P. (1986) The Value and Allocation of Time in High-Income Countries: Implications for Fertility, BelowReplacement Fertility in Industrial Societies, Population and Development Review, A Supplement to vol. 12. Schultz T.P. (1969) An economic model of Family planning and Fertility, Journal of Political Economy 77 (2), 153–180. Schultz T.P. (1981) The Economics of Population. Reading (Mass.: Addison-Wesley). Willis R.J. (1974) Economic Theory of Fertility Behavior, in:. Th.W. Schultz, ed., Economics of the Family (NBER, The University of Chicago Press). Wong R., Levine R.E. (1992) The effect of Household Structure on Women's Economic Activity and Fertility: Evidence from Recent Mothers in Urban Mexico, Economic Development and Cultural Change. World Population Data Sheet (2002) Population Reference Bureau, http://www.prb.org.