WWW.DISSERS.RU

БЕСПЛАТНАЯ ЭЛЕКТРОННАЯ БИБЛИОТЕКА

   Добро пожаловать!


Pages:     || 2 | 3 | 4 |
ВОЗВРАЩАЯСЬ К ТЕМЕ: РОЖДАЕМОСТЬ ДИФФЕРЕНЦИАЦИЯ ФАКТОРОВ РОЖДАЕМОСТИ ДЛЯ РАЗЛИЧНЫХ СОЦИАЛЬНО-ЭКОНОМИЧЕСКИХ КАТЕГОРИЙ РОССИЙСКИХ ЖЕНЩИН Рощина Я.М., к.э.н., доцент кафедры экономической социологии ГУ-ВШЭ Черкасова А. Г., выпускница факультета социологии ГУ-ВШЭ в 2008 г.

Главным результатом исследования, проведенного на основе данных РМЭЗ за 2000–2005 гг., является наличие существенной дифференциации влияния социально-экономических факторов на склонность к рождению для различных категорий женщин. Таким образом, необходимо давать точную оценку, на какие именно социальные группы может оказать влияние та или иная мера стимулирования рождаемости.

Оценки регрессионных моделей показали, что большинство выявленных факторов оказывает влияние на рождаемость для таких групп женщин, как среднедоходная категория, женщины с детьми, женщины без высшего образования. Можно ожидать, что именно для них разработанные меры социальной политики будут наиболее эффективны, в то время как для групп с высокими доходами и уровнем образования более важными, возможно, окажутся нематериальные стимулы.

В настоящее время демографическая ситуация в России занимает одно из ведущих мест в ряду социально-экономических проблем государства. Демографическая ситуация в стране оценивается как неблагоприятная, в первую очередь в силу крайне низких показателей фертильности при высоких смертности. Хотя после снижения рождаемости до уровня 1,171 в 1999 г., с 2000 г. этот показатель медленно, но устойчиво растет, его уровень пока не достиг даже величины, необходимой для простого воспроизводства населения. Поэтому, несмотря на то, что за последние годы в России появился целый ряд работ, тестирующих значимость различных факторов для склонности семьи к рождению ребенка [Рощина Я. М., 2006; Малева Т. М., Синявская О. В., 2006; Синявская О. В., 2009 и др.], выявление стимулов повышения рождаемости остается актуальным.

Надо отметить, что проводившиеся до сих пор в России исследования детерминант рождаемости, имеют, на наш взгляд, один существенный недостаток: их объектом была вся совокупность женщин фертильного возраста, что неявно предполагает принятие предпосылки о том, что влияние тех или иных характеристик самой женщины и ее семьи на склонность к рождению ребенка одинаково как для совсем молодых женщин, так и для женщин в возрасте, как для горожанок, так и для проживающих в сельской местности, и т. д. Следствием такого подхода является недифференцированная социальная политика, направленная на повышение рождаемости. Однако если, например, для разных подгрупп женщин влияние какого-либо фактора разнонаправлено, для всей совокупности модель покажет отсутствие зависимости. Тестирование же моделей на отдельных группах женщин, возможно, позволит выявить пока неизвестные закономерности.

Среднее количество детей, рожденных одной женщиной.

SPERO | №10 Весна—Лето Таким образом, основной гипотезой данного исследования является предположение о наличии дифференцированного влияния тех или иных факторов на склонность к рождению ребенка для различных групп российских женщин. Подтверждение этой гипотезы будет важным свидетельством необходимости дифференцированной социальной политики стимулирования рождаемости с учетом особенностей каждой группы женщин. Выявление различий между степенью влияния социально-экономических и демографических факторов на рождаемость в различных категориях женщин является целью настоящего исследования, которое в той или иной мере продолжает наши предыдущие работы [Рощина Я. М., 2006].

Мы будем анализировать модели фертильного поведения для социальноэкономических категорий женщин, различающихся следующими параметрами:

1. местом проживания: а) в городе, б) на селе;

2. уровнем среднедушевого дохода семьи: а) высокодоходная, б) среднедоходная, в) низкодоходная группы;

3. возрастом: а) до 30 лет, б) 31 год и старше;

4. уровнем образования: а) с высшим образованием, б) без высшего образования;

5. количеством уже имеющихся детей: а) с детьми, б) без детей.

МЕТОДОЛОГИЯ ИССЛЕДОВАНИЯ Данное исследование, как и наши предыдущие работы, в теоретическом аспекте опирается на экономический подход к моделированию рождаемости, основы которого были заложены Г. Беккером [Becker G., 1976]. Его главная идея состоит в том, что решение о рождении ребенка принимается семьей на основе максимизации целевой функции, включающей в том числе «ценность детей», при имеющихся бюджетных ограничениях (на доходы, время, здоровье и др.). Принципиальная ценность экономического анализа рождаемости заключается в том, что он позволяет на основе теоретических моделей предсказать влияние тех или иных факторов на склонность семьи к рождению ребенка. Основные идеи экономического подхода были изложены в нашей предыдущей работе [Рощина Я. М., 2006]; обзор основных концепций можно найти также в [Montgomery, Trussel, 1986]. Однако надо подчеркнуть, что приоритет экономической теории не означает тестирования влияния исключительно экономических факторов: так как ценность детей в наибольшей степени зависит от социально-культурных и психологических факторов, они также оказывают сильное влияние на рождаемость. Многочисленные западные исследования, а также некоторые работы на российских данных [Рощина Я. М., 2006; Малева Т. М., Синявская О. В., 2006] позволили подтвердить большинство гипотез, выдвинутых на основе экономической теории.



Тестируемая в работе эмпирическая модель в основных чертах повторяет наш подход, использованный в предыдущей работе [Рощина Я. М., 2006], однако принципиальной особенностью данного исследования является проверка значимости коэффициентов на разных подвыборках респондентов, а также другой период анализа, а именно — некоторого роста рождаемости (2000–2006 гг.). Очень важно, мы полагаем, использование модели с лагом, то есть основные характеристики женщины и ее семьи измеряются в году Т, а факт рождения ребенка — в году Т+1. Это связано с тем, что, как правило, некоторые важнейшие характеристики (в частности, занятость и доходы женВОЗВРАЩАЯСЬ К ТЕМЕ: РОЖДАЕМОСТЬ Я.М. Рощина, А.Г. Черкасова | Дифференциация факторов рождаемости… щины) после рождения изменяются в силу ухода за ребенком, поэтому некорректно использовать зависимую и независимые переменные за один и тот же год, или, более того, рассматривать факт рождения в прошлые годы.

Таким образом, как и в наших прошлых исследованиях, нами будут использованы следующие детерминанты моделей (значения для года T), которые были отобраны на основе теоретических подходов и результатов эмпирических исследований:

— характеристики женщины: возраст, уровень образования, занятость и профессиональный статус, доход, самооценка здоровья, курение и употребление алкоголя, национальность, количество уже имеющихся детей, ожидания изменений благосостояния семьи в ближайшие 12 месяцев, форма брака (зарегистрирован или нет) и др.;

— характеристики партнера женщины: уровень образования, доходы, занятость и профессиональный статус, самооценка здоровья, стаж курения и употребление алкоголя, религия и национальность;

— параметры домохозяйства: наличие других взрослых членов семьи, доходы родственников, жилищные условия (количество квадратных метров на человека, наличие жилья в собственности, количество бытовых удобств и предметов длительного пользования), место жительства (город или село);

— поселение и ситуация в регионе: средние душевые доходы, уровень безработицы женщин и число детей на 100 мест в детских садах.

Хотя между характеристиками женщины и ее партнера, как правило, имеется значимая взаимосвязь, однако тест на мультиколлинеарность не показал ее наличия; правда, для моделей бинарной регрессии отсутствие мультиколлинеарности вообще не является обязательным условием хороших характеристик оценок коэффициентов.

Зависимая переменная принимает значение 1, если у женщины в следующем году родился ребенок, и 0 в противоположном случае; метод оценки — модель бинарной логистической регрессии. Регрессионные модели были оценены для всей совокупности женщин и для каждой категории женщин (см. выше) в отдельности. В силу того, что за исследуемый период (6 лет) могла смениться та группа, к которой принадлежал объект исследования (в данном случае — женщина), например, перейти в другую возрастную или доходную группу, получить более высокое образование, мы не использовали панельные регрессии, так как в этом случае в выборке остались бы только женщины, не сменившие свой статус.

В исследовании используются данные российского мониторинга экономического положения и здоровья населения (РМЭЗ2) за 2000–2006 гг.

Выбранный период времени обусловлен тем, что на более ранних данных исследования рождаемости нами уже проводились [Рощина Я. М., 2006], и, кроме того, именно с 2000 г. в России наблюдается рост рождаемости, так что правомерно было бы ожидать обнаружения каких-либо новых тенденций.

Панельный характер данных позволил использовать предикторы модели за период Т (за 2000–2005 гг.), а зависимую переменную — за период Т+(2001–2006 гг.). Объектом анализа являются женщины репродуктивного возраста (16–45 лет), проживавшие в период Т в одном домохозяйстве с партнером, то есть состоявшие в зарегистрированном или незарегистрированном браке.

Мы хотим подчеркнуть данное обстоятельство, так как оно, безусловно, имеет Подробное описание исследования РМЭЗ (RLMS) см. http://www.cpc.unc.edu/rlms.

ВОЗВРАЩАЯСЬ К ТЕМЕ: РОЖДАЕМОСТЬ SPERO | №10 Весна—Лето существенное влияние на полученные нами результаты. В то же время отбор женщин, фактически имевших супруга, был обусловлен несколькими соображениями: во-первых, нас интересовали именно семейные решения о рождении, а для женщин, не состоящих в браке (включая незарегистрированный), мы не располагаем данными о ее партнере; во-вторых, среди женщин, имеющих партнера «вне домохозяйства», гораздо выше доля непланируемых беременностей, что, скорее всего, повлечет влияние принципиально других факторов на принятие решения о рождении или отказе от него; в-третьих, как показали наши предыдущие исследования, наличие супруга — самый сильный фактор, влияющий на склонность женщины к рождению ребенка.

В итоге были отобраны 8914 женщин (в возрасте 16–45 лет, состоящих в браке, информация о которых есть в году Т+1), совокупность которых представляет базу для оценивания моделей. В то же время в силу пропущенных значений по некоторым подгруппам женщин анализируемая совокупность будет меньше (табл. Приложения).

РЕЗУЛЬТАТЫ ОЦЕНКИ ЭМПИРИЧЕСКИХ МОДЕЛЕЙ Коэффициенты моделей, оцененных для всей совокупности и для различных категорий женщин, приведены в табл. Приложения. Все оцененные модели статистически значимы, то есть содержат коэффициенты, не равные нулю.





Модели для полной совокупности женщин Рассмотрим сначала результаты регрессионного анализа для всей совокупности замужних женщин: это позволит нам сравнить их с нашими ранними исследованиями (за 1994–2003 гг.), а также оценить различия во влиянии факторов на всей выборке и на выделенных нами подгруппах.

Оценки модели для всей выборки замужних женщин фертильного возраста показали, что основными параметрами, детерминирующими фертильное поведение, являются демографические (возраст женщины, количество детей, уровень здоровья). Целый ряд экономических параметров, которые мы включили в модель исследования (занятость и профессиональный статус женщины, доходы супруга и родственников, положительная оценка уровня материального благосостояния и среднедушевые доходы семьи), не оказал ожидаемого влияния на репродуктивные установки женщин.

Вероятность рождения ребенка в году Т+1 находится в обратной зависимости от такой характеристики женщины, как возраст (рис. 1). Это свидетельствует о том, что замужние женщины более склонны к рождению ребенка в начале своего репродуктивного периода, когда упущенные заработки, в связи с уходом за ребенком, наиболее низки, поскольку профессиональный статус и заработная плата женщины еще невысоки. Более того, трудовая карьера многих женщин начинается после 20 лет. Издержки же выхода на рынок труда после рождения ребенка также ниже вследствие отсутствия специфического стажа и опыта работы. Также в более позднем возрасте родов возрастают сложности со здоровьем как матери, так и ребенка. Вероятность рождения ребенка женщиной в более раннем возрасте подтверждает и позицию сторонников экономического подхода о том, что семьи желают завести детей раньше, чтобы продлить срок, в течение которого можно получать отдачу от детей (в виде материальной, физической помощи или удовлетворения эмоционально-психологических потребностей).

ВОЗВРАЩАЯСЬ К ТЕМЕ: РОЖДАЕМОСТЬ Я.М. Рощина, А.Г. Черкасова | Дифференциация факторов рождаемости… Рисунок 1. Доля родивших ребенка в году Т+1 в различных возрастных группах замужних женщин, % 16–20 21–25 26–30 31–35 36–40 41–Возрастные группы Источник: Здесь и далее: если не указано иное, использованы данные РМЭЗ (2000–2005 гг.).

Хотя на первый взгляд отсутствие квадратичной зависимости рождаемости от возраста противоречит нашим более ранним исследованиям [Рощина Я. М., 2006] и статистически наблюдаемому «постарению» рождаемости, такой результат является следствием отбора именно замужних женщин. Так как в возрастной группе 16–20 лет только около 13% женщин живут вместе со своим партнером, вполне объяснимо, что именно имеющие супруга более склонны к рождению ребенка. Кроме того, молодые партнеры могут решить жить вместе именно в том случае, если они имеют намерение родить ребенка. Хотя в раннем возрасте количество рожденных детей невелико, однако склонность к рождению ребенка выше среди замужних женщин: на их долю приходится половина фактов рождений в этом возрасте (табл. 1). Поскольку наш объект — женщины, состоящие в зарегистрированном или незарегистрированном браке, этим и объясняется высокая доля рождений в самой молодой возрастной группе. В то же время данные, приведенные в табл. 1, наглядно свидетельствует о том, что в самой младшей и, особенно, самой старшей возрастной группе наиболее высоки доли детей, чьи матери в предыдущем периоде не проживали со своим партнером. Правда, к моменту рождения ребенка, возможно, их семейный статус уже изменился, так как известно, что нередко решение о браке принимается по факту незапланированной беременности.

Склонность к рождению ребенка находится в обратной зависимости от уже имеющегося у женщины количества детей в возрасте до 18 лет, проживающих в домохозяйстве, причем, как показали оценки предельных значений, данная переменная оказывает самое сильное негативное влияние на факт рождения ребенка в будущем. Таким образом, вероятность рождения ребенка в следующем году наиболее высока для бездетных женщин (иметь первого реТаблица 1. Доля замужних женщин от общего числа всех женщин репродуктивного возраста, % Возрастные группы, % замужних % детей, рожденных замужними женщинами, от общего лет женщин числа детей, рожденных в данном возрасте 16–20 12,8 51,21–25 53,2 75,26–30 65,8 80,31–35 67,3 77,36–40 67,1 61,41–45 70,9 33,% родивших в году Т+ВОЗВРАЩАЯСЬ К ТЕМЕ: РОЖДАЕМОСТЬ SPERO | №10 Весна—Лето бенка, с точки зрения существующих норм детности, является обязательным).

Отрицательный коэффициент при переменной «квадрат количества детей» не совпадает с полученными нами ранее результатами [Рощина Я. М., 2006] и означает возрастающее падение склонности к рождению в семьях с увеличением количества детей, в то время как ранее мы наблюдали более высокую вероятность рождения в бездетных семьях и в многодетных. Однако табл. показывает, что на самом деле вероятность рождения очередного ребенка в семьях с тремя и более детьми выше, чем в двудетных семьях; скорее всего, данная зависимость не проявляется в регрессионной модели в силу низкой совокупности многодетных семей (3% выборки). В то же время, как мы увидим ниже, коэффициент при переменной «квадрат количества детей» незначим для отдельных категорий женщин.

Pages:     || 2 | 3 | 4 |










© 2011 www.dissers.ru - «Бесплатная электронная библиотека»

Материалы этого сайта размещены для ознакомления, все права принадлежат их авторам.
Если Вы не согласны с тем, что Ваш материал размещён на этом сайте, пожалуйста, напишите нам, мы в течении 1-2 рабочих дней удалим его.