Анализ факторов рождаемости в России: что говорят данные РМЭЗ НИУ ВШЭ? Текст научной статьи по специальности «Социологические науки»

Экономический журнал ВШЭ. 2017. Т. 21. № 1. С. 145-187.

HSE Economic Journal, 2017, vol. 21, no 1, pp. 145-187.

Анализ факторов рождаемости в России: что говорят данные РМЭЗ НИУ ВШЭ?

Журавлева Т.Л., Гаврилова Я.А.

На протяжении длительного периода времени рождаемость в России не достигает уровня простого воспроизводства населения. Мы изучаем проблему рождаемости, используя данные РМЭЗ НИУ ВШЭ за период 1994-2014 гг. На основании приведенного анализа мы приходим к выводу, что ценности в отношении семьи в обществе изменились, в нашей стране происходит переход к европейским ценностям, где для женщины важна работа и карьера, что приводит к откладыванию рождения детей на более поздние возраста и сокращению количества детей в семье. Все больше распространяются сожительства и внебрачные дети. Демографические факторы оказывают основополагающее и стабильное влияние на рождаемость. В ходе регрессионного анализа мы выяснили, что рождаемость стимулируют наличие партнера, отсутствие детей, отсутствие разнополых детей, проживание в сельской местности, проживание с другими родственниками. Социально-экономические характеристики партнера оказываются незначимыми при принятии женщиной решения о рождении ребенка. Результаты анализа взаимосвязи между образованием и занятостью женщины и ее репродуктивным поведением позволяют предположить, что работающие женщины с высшим образованием не успевают реализовать свои репродуктивные планы. В этой связи государство может стимулировать рождаемость, реформируя рынок труда и создавая более гибкие условия работы для женщин. Необходимо понять, существует ли разрыв между репродуктивными намерениями людей в начале жизни и реализованной рождаемостью к концу жизни, и если да, то в каких социальных слоях он наивысший - именно на это должны быть направлены будущие исследования.

Выражаем благодарность Максиму Леонову за неоценимую помощь в подготовке базы данных. Высказываем признательность анонимному рецензенту за его важные и конструктивные замечания, позволившие нам повысить качество работы.

Журавлева Татьяна Леонидовна - к.э.н., ст. научный сотрудник лаборатории макроэкономических исследований института прикладных экономических исследований Российской академии народного хозяйства и государственной службы при президенте РФ. E-mail: GuravlevaT@ranepa.ru Гаврилова Яна Андреевна - студентка IV курса Экономического факультета Российской академии народного хозяйства и государственной службы при президенте РФ. E-mail: yana.gavrilova95@gmail.com

Статья поступила: 10.01.2017/Статья принята: 02.02.2017.

Ключевые слова: рождаемость; факторы рождаемости; Россия; репродуктивное поведение; репродуктивные намерения; РМЭЗ НИУ ВШЭ.

1. Введение

На протяжении уже почти полувека рождаемость в России находится на уровне ниже простого воспроизводства населения. Коэффициент рождаемости составляет 1,7 ребенка на одну женщину, и наряду с высокой, хоть и уменьшающейся, смертностью сегодняшняя ситуация грозит привести страну к демографическому кризису.

Низкий уровень рождаемости не является специфической чертой российской действительности, но характерен также и для европейских стран. Уровень рождаемости, замещающий поколения в обществе, составляет 2,1 ребенка на одну женщину. На сегодняшний день не существует ни одной страны ЕС, где рождаемость достигала бы этого уровня. Лидером выступает Франция с уровнем рождаемости, равным двум. Во многих европейских странах, таких как Португалия, Испания, Греция, Румыния, суммарный коэффициент рождаемости стремится к единице, что беспокоит демографов и заставляет политиков задуматься о мерах стимулирования прироста населения. Изучается, в какой мере индивидуальные - возраст, уровень образования, дохода - и макроэкономические факторы - будь то безработица, неопределенность на рынке труда, институциональная среда - определяют принятие женщиной решения о рождении ребенка.

Проблема рождаемости продолжает беспокоить и российских политиков, о чем свидетельствуют утверждение в 2007 г. Концепции демографической политики РФ до 2025 г. и введение в 2006 г. программы материнского капитала, призванной к повышению рождаемости в стране. Научных же исследований, изучающих факторы рождаемости в России, эффективность тех или иных мер ее стимулирования, немного. Настоящей работой мы стремимся представить обзор современной литературы, анализирующей экономические факторы рождаемости, и затем провести микроанализ факторов рождаемости на основе данных РМЭЗ НИУ ВШЭ за последние годы, дабы подвести черту под тем, что мы знаем о рождаемости в России и мире на сегодняшний день, какие существуют пробелы в этих знаниях и в какую сторону должны быть направлены будущие исследования.

Статья состоит из введения, пяти разделов и заключения. В разделе 2 мы проводим подробный обзор современной экономической литературы, изучающей проблему рождаемости. В разделе 3 представлен анализ источников данных, доступных для изучения рождаемости в России, и описаны данные, на основе которых нами проводится последующий эконометрический анализ. В разделе 4 на основе данных РМЭЗ НИУ ВШЭ мы анализируем факторы рождаемости в России за период 1994-2014гг. В разделе 5 изучаются репродуктивные намерения российских женщин. В заключении мы подводим итог и делаем выводы.

2. Экономические факторы рождаемости: обзор литературы

С распространением в мире контрацепции рождение ребенка стало рассматриваться как результат осознанного решения индивида. Если раньше проблемой рождаемости

занимались только демографы, то в последние десятилетия этой темой заинтересовались и представители других наук - социологи, медики, психологи и, конечно же, экономисты. Экономисты стали моделировать решение о рождении ребенка точно так же, как моделируется принятие решения об инвестициях и потреблении. Одним из первых к моделированию решения о рождении приступил Гарри Беккер [Becker, 1960]. Он рассматривал детей как товары длительного пользования и полагал, что при принятии решения о рождении ребенка родители делают выбор между детьми и другим товарами, действуя на бюджетном ограничении и имея определенную функцию полезности, определяемую культурой, религией, возрастом и т.д. В более поздних работах Беккер [Becker, Lewis, 1973] развил эту теорию и предположил, что дети также имеют «качество», определяемое затраченными на них ресурсами (деньгами и временем родителей) и увеличивающее полезность детей для родителей. Таким образом, каждый ребенок имеет «цену» в зависимости от произведенных на него затрат. Модель Беккера предполагает, что если ценность времени женщины увеличивается (рынок труда предлагает более высокую заработную плату), то в оптимальном решении модели дети будут вытесняться другими товарами. Отсюда следует наиболее важный результат модели: число детей в семье может зависеть от дохода семьи как положительно (доход позволяет увеличивать «качество» детей и, следовательно, увеличивает «полезность» родителей), так и отрицательно (альтернативная стоимость времени родителей, особенно женщины, высока, и дети «отнимают» доход, позволяющий приобретать другие товары и увеличивать «качество» уже рожденных детей) -все зависит от места детей в функции полезности родителей. В дальнейшем большинство исследователей опирались на модель Беккера при анализе рождаемости.

В эмпирической литературе сделана попытка рассчитать альтернативную стоимость ребенка в терминах упущенного дохода. Например, Миллер [Miller, 2010] показывает, что откладывание женщиной рождения ребенка на один год увеличивает ее опыт работы на 6%, а доходы на 9%. Исследователи также задаются вопросом о взаимосвязи между образованием и занятостью женщины и временем рождения ребенка и единодушны в том, что чем выше уровень человеческого капитала женщины и ее доходы, тем на более поздний срок она откладывает рождение ребенка: такие результаты получены для США [Miller, 2010], Великобритании [Kneale, Joshi, 2008], Швеции [Gustafsson, 2005], Италии [Rondinelli et al., 2010].

В литературе развернулась интересная дискуссия о взаимосвязи между образованием женщины и рождаемостью. С одной стороны, по теории Беккера, у образованных женщин более высоки альтернативные издержки ребенка, поэтому они должны откладывать на более поздний срок замужество и рождение детей по экономическим причинам. С другой стороны, у высокообразованных женщин велики шансы встретить высокообразованного мужчину [Oppenheimer, 1994; Behrman, Rosenzweig, 2002], что увеличивает вероятность завести ребенка сразу после окончания обучения, поскольку, во-первых, образование партнера обеспечивает высокий доход, во-вторых, женщины с высшим образованием имеют власть в семье и имеют возможность более равномерно распределять домашние обязанности, наконец, высокий доход мужа позволяет перекладывать часть домашнего труда на нанятых извне работников. В эмпирической литературе не существует солидарности относительно связи между образованием женщины и рождаемостью. Как было упомянуто выше, во многих работах показывается, что образование женщины приводит к более поздним рождениям. Тем не менее некоторые исследования [Sobotka, 2004;

Kravdal, Rindfuss, 2008] показывают, что образованные женщины «нагоняют» своих необразованных сограждан в более поздние возраста и суммарные коэффициенты рождаемости между этими двумя категориями не различаются. Авторы работы [McCrary, Royer, 2011] также приходят к выводу об отсутствии значимой связи между образованием и рождаемостью. В последние годы активно обсуждается вопрос причинно-следственной связи между образованием и рождаемостью. Существует ряд работ [Martin-Garcia, Baizan, 2006] по Испании; [Neyer, Hoem, 2008] по Австрии; [McDonald, Kippen, 2009] по Австралии; [Begall, Mills, 2012] по Нидерландам, демонстрирующий, что женщины, рожающие рано, имеют более «женские» профессии (сектор образования, здравоохранения). Это объясняется самоотбором: женщины, для которых семья и рождение детей более важны, чем карьера, изначально, еще на этапе выбора вуза, отдают предпочтение профессиям, позволяющим совмещать работу и родительство.

При анализе рождаемости изучаются не только факторы сдвига бюджетного ограничения семьи, но и функция ее полезности как таковая. Почему для одних дети - это большое счастье с нулевой эластичностью по цене, а для других предпочтительнее приобрести новый автомобиль вместо ребенка? Какими факторами определяется «полезность» детей для родителей? Большинство исследователей склоняются к точке зрения, что предпочтения индивидов относительно количества детей и возраста их рождения закладываются в детстве и юношестве [Hendershot, 1969; Murphy, Wang, 2001]. В. Бойко (1985) указывает на то, что потребность в детях обусловлена опытом личности, контактами с младенцами в родительской семье. В массе работ показана сильная корреляция между количеством детей в семье индивида и количеством его собственных детей [Berent, 1953; Duncan et al., 1965; Anderton et al., 1987; Axinn et al., 1994; Murphy, Wang, 2001]. В литературе также подчеркивается, что женщины, рожденные молодыми матерями, сами с большей вероятностью родят в молодом возрасте [Furstenberg et al., 1990; Horwitz et al., 1991; Kahn, Anderson, 1992; Manlove, 1997]. Наблюдается отрицательная взаимосвязь между уровнем образования родителей индивида и возрастом, в котором он заводит собственных детей [Michael, Tuma, 1985], а также их количеством [Murphy, Wang, 2001; Rijken, Liefbroer, 2009]. Доход родителей индивида также значимо повышает возраст появления ребенка в его собственной семье и уменьшает их (желаемое) количество [Murphy, Wang, 2001; Rijken, Liefbroer, 2009]. Все эти факты еще раз свидетельствуют в пользу того, что в образованных семьях с высоким экономическим и социальным статусом дети вытесняются потреблением прочих благ, и эта философия передается из поколения в поколение. В заключение отметим ряд исследований [Andersson et al., 2006a, b; Mills, Begall, 2010], демонстрирующих предпочтения семей в пользу разнополых детей, т.е. вероятность рождения третьего ребенка выше в семьях, где есть два мальчика или две девочки.

Если Беккер при построении модели рождаемости рассматривал семью как стабильную ячейку общества, то в последние десятилетия мир столкнулся с существенными изменениями института брака и семьи, выражающимися, во-первых, в откладывании создания семьи и рождения детей на более поздние возраста [Corijn, Klijzing, 2001; Mills, 2005], что уже обсуждалось, и, во-вторых, в распространении внебрачных союзов/сожи-тельств [Bumpass et al., 1991; Mills, 2004]. Ученые анализируют влияние этих феноменов на рождаемость и приходят к выводу, что нестабильный союз существенно снижает вероятность появления ребенка [Schoen et al., 1999; Thomson, 2002]. При этом оценка рождаемости в сожительствах против официальных браков неоднозначна и варьируется в

зависимости от страны [Heuveline, Timberlake, 2004]. Например, во Франции сожительствующие пары имеют ту же вероятность рождения детей, что и семьи, состоящие в официальном браке [Toulemon, Testa, 2005], в то время как в США у первых вероятность завести ребенка существенно ниже [Heaton et al., 1999]. С распространением в мире разводов ученые обратились к изучению влияния стабильности брачных союзов на рождаемость. Многие авторы приходят к выводу, что нестабильный союз уменьшает вероятность рождения ребенка, что объясняется редкими встречами партнеров [Cohen, Sweet, 1974] и тем фактом, что появление ребенка увеличит издержки расставания для них [Lillard, Waite, 1993]. С другой стороны, некоторые авторы доказывают, что нестабильные пары рассматривают детей как инвестицию в укрепление их отношений [Friedman et al., 1994; Rijken, Liefbroer, 2009; Rijken, Thomson, 2011].

Еще один фактор низкой рождаемости, выявленный в литературе, - это несправедливое разделения домашнего труда в семье. Как утверждает известный экономист Голдин [Goldin, 2006], низкая рождаемость есть результат «неполноты» революции, которая изменила роль женщины в обществе. Большинство исследователей приходят к выводу, что перекладывание домашней работы на женщину снижает вероятность появления второго ребенка ([Olah, 2003] для Венгрии; [Cooke, 2009] для Италии и Испании; [Goldin, 2006] для США). Интересны результаты работы [Torr, 2004], находящие U-образ-ную взаимосвязь: вероятность появления второго ребенка выше в семьях с наибольшим и наименьшим гендерным неравенством в распределении семейных обязанностей.

Большой пласт мировой литературы сосредоточен на том, как институциональная среда влияет на рождаемость. Показано, что высокий уровень безработицы ассоциирован со снижением суммарных коэффициентов рождаемости и откладыванием рождений [Ad-sera, 2004; 2010; Orsal, Goldstein, 2010]. Очень большое количество литературы посвящено анализу эффективности стимулирующей рождаемость политики государства. Результаты этих исследований неоднозначны, но большинство сходятся к тому, что меры государства сдвигают календарь рождений, но не влияют на суммарный коэффициент рождаемости [Gauthier, 2007; Hoem, 2008; Mills et al., 2011]. В частности, что касается обеспечения ухода за детьми (ясли, детские сады), Кравдал и Роузен [Kravdal, 1996; Rosen, 2004], изучая данные по Норвегии и Финляндии, приходят к выводу, что в регионах с худшими условиями обеспечения ухода за детьми рождаемость выше. При этом есть и другие исследования, доказывающие, напротив, что предоставление государством услуг по уходу за детьми повышает рождаемость [Del Boca, 2002; Rindfuss et al., 2010]. Испокон веков детей рожали для обеспечения старости, и сейчас в литературе обсуждается взаимосвязь пенсионной системы и рождаемости. Например, авторы работы [Galasso et al., 2009] показывают, что, действительно, высокие пенсии понижают рождаемость. Литература не обходит стороной и взаимосвязь между рождаемостью и предоставлением отпусков и пособий по уходу за ребенком. В статье [Ermisch, 1999] демонстрируется, что высокие пособия при рождении ребенка в Великобритании способствуют повышению рождаемости среди молодых женщин, а исследователи [Hoem, 2005; Andersson et al., 2006a, b] приходят к схожим выводам, анализируя шведские данные.

Если подвести итог вышесказанному и вкратце обозначить тренды рождаемости в мире после «второго демографического перехода» [Van de Kaa, 1987], то их можно определить следующими тремя стилизованными фактами. Во-первых, в развитых странах закрепилась устойчивая тенденция сокращения числа детей в семье. Если еще в конце XIX в.

женщины зачастую рожали по 10-12 детей, то на сегодняшний день семьи более чем с двумя детьми - это скорее редкость, а многие женщины не имеют детей вовсе. Столь резкое падение числа детей в семье объясняется развитием здравоохранения и снижением детской и младенческой смертности, распространением контрацепции, а также развитием пенсионной системы, при которой дети перестали быть обеспечением старости. Во-вторых, в развитых странах наблюдается яркая тенденция откладывания рождения детей на более поздние возраста. В течение последнего столетия усилилось распространение высшего образования среди женщин, изменилось положение женщины на рынке труда и величина ее доходов, что, по разным оценкам, приводит к сокращению общего числа детей, рожденных женщиной, и «старению» рождаемости, при этом связь между образованием и занятостью женщин и реализацией их репродуктивных намерений до конца не изучена. В-третьих, в мире происходит отход от традиционного уклада семьи и набирают обороты такие неформальные союзы, как сожительства, однополые браки и пр., что также нельзя игнорировать при анализе рождаемости.

Большинство общемировых тенденций наблюдаются и в России: женская занятость растет, число детей в семье падает, возраст деторождения увеличивается, набирают популярность внебрачные союзы. При этом в российской экономической литературе не существует устоявшегося подхода к анализу репродуктивного поведения. На фоне массы социологических и демографических исследований [Кваша, Харькова, 2002; Антонов, 2002; Архангельский, 2006; Вишневский, 2006; Захаров, 2011] экономические труды в этой области на российских данных, в частности анализ влияния образования и занятости на рождаемость, единичны. К слову, в монографии Архангелького (2006) «Факторы рождаемости» поднимается масса важных вопросов, будь то этническая и религиозная дифференциация рождаемости, репродуктивное поведение, влияние матримониального статуса на репродуктивное поведение и т.д., но все эти вопросы освещаются на уровне анализа агрегированных данных, предоставленных Росстатом и другими обследованиями, анализ причинно-следственных связей отсутствует.

В работе [Рощина, Бойков, 2005] впервые проводится микроанализ факторов фер-тильности в России на основе данных РМЭЗ НИУ ВШЭ за 1994-2001 гг. Авторы приходят к выводу, что репродуктивное поведение определяется демографическими (возраст, наличие детей) и культурно-ценностными факторами, а экономические факторы (уровень образования, наличие работы, должность, величина дохода) не играют значимой роли. В дальнейшие годы последовала серия публикаций по рождаемости на основе трех волн обследования «Родители и дети, мужчины и женщины в семье и обществе», проведенных в 2004, 2007 и 2011 гг. Среди них стоит отметить работу [Малева, Синявская, 2006], в которой авторы выявляют потенциал увеличения рождаемости в России и утверждают, что барьером на пути роста рождаемости в России стоит плохая жилищная обеспеченность граждан. В этой и других работах подтверждаются результаты о том, что позиция женщины на рынке труда (занятость, должность) не влияет ни на фактическую рождаемость, ни на ее репродуктивные намерения, а индивидуальные характеристики мужа также незначимы. Примечательна работа [Тындик, 2012], в которой исследуется не реализованная рождаемость, а установки населения в отношении числа желаемых детей и их трансформация в фактическое поведение. На основе данных РиДМиЖ за 2007 г. автор показывает, что доминирующим для россиян остается двухдетный идеал семьи. Что касается репродуктивных намерений и их реализации, то наибольший разрыв наблюдается у группы

респондентов с высшим образованием, из чего автор делает вывод, что курс поддержки рождаемости должен быть переориентирован с материальных мер на меры, способствующие совмещению родительства и занятости. Стоит отметить, что в научной среде ведется настоящая дискуссия на тему оценки эффективности мер стимулирования рождаемости в России. Часть исследователей доказывают, что любое материальное вознаграждение способствует принятию решения о рождении ребенка [Ломакина, 2011; Гурко, Орлова, 2013]. Есть и такие, которые, напротив, делают выводы о неэффективности политики материнского капитала и других материальных мер стимулирования рождаемости [Быст-ров, 2008]. В исследовании [Slonimczyk, Yurko, 2014] авторы оценивают влияние политики материнского капитала на рождаемость с помощью динамической структурной модели на основе данных РМЭЗ НИУ ВШЭ. Авторы приходят к выводу, что введенная программа увеличила рождаемость в среднем на 0,15 ребенка на женщину, при этом наибольший эффект программы состоял в сдвиге календаря рождений, нежели в увеличении суммарного коэффициента рождаемости.

Как мы видим, российские работы по рождаемости довольно ограничены, и не только количеством, но и содержанием. С методологической точки зрения существующие исследования1 заключаются в статистическом анализе, максимум - оценке МНК моделей, где в качестве объясняющих переменных выступают различные демографические и социально-экономические факторы. Подобный подход игнорирует самоотбор, в частности, возможную эндогенность выбора женщинами образования и профессии. Гипотеза о том, что предрасположенные к рождениям большого числа детей женщины изначально выбирают профессии, позволяющие совмещать работу и родительство, довольно правдоподобна. А, следовательно, полученные путем МНК-моделей оценки будут смещенными - как пример, отрицательный коэффициент при занятости женщины не обязательно свидетельствует о том, что наличие работы снижает рождаемость, а может лишь указывать на то, что работающие женщины, в принципе, не хотят иметь детей, и в данном случае меры государства по реформированию рынка труда для возможности совмещения воспитания детей и работы не возымеют силы. А в российских исследованиях по рождаемости такая сложная и разносторонняя проблема, как взаимосвязь занятости и образования женщины с ее репродуктивным поведением, практически не освещается либо освещается на уровне корреляции, не учитывающей эндогенность. Российские работы также лишены анализа влияния институциональной среды на рождаемость: доступность яслей и детских садов, величина пенсий, размеры пособий и сроки отпусков по уходу за ребенком - влияние этих и других институциональных факторов на рождаемость не изучено. Без должного внимания в литературе остаются все вопросы, связанные с влиянием распространения сожительств на рождаемость, а также доля и факторы внебрачной рождаемости. В литературе лишь констатируется переход от института официального брака к партнерскому союзу [Захаров, 2007; Попова, 2007; Тихомиров, 2009] и упоминается, что неофициальные браки должны быть приняты во внимание при разработке семейной политики [Малева, Синявская, 2006]. Попова (2007), используя данные демографических ежегодников по республике Коми, показывает, что распространение сожительств ведет к снижению рождаемости, к схожим выводам приходит Тихомиров (2009) на основе проведенного в Москве и Казани социологического опроса в 2009 г. Однако сущест-

1 Из вышеупомянутых исключение составляет лишь работа [Slonimczyk, Yurko, 2014].

вуют и исследования, демонстрирующие прямо противоположные результаты [Гурко, 2011; Миронова, Тырнова, 2014].

Настоящей работой мы не претендуем дать ответы на все эти вопросы. Цель нашего исследования - провести микроанализ факторов рождаемости на основе данных РМЭЗ НИУ ВШЭ за 1994-2015 гг., выявить вопросы, ответы на которые не очевидны, и обозначить направления будущих исследований.

3. Описание данных и построение переменных

Приведем для начала обзор доступных источников данных, на основе которых возможно изучение различных аспектов рождаемости в России.

Росстат публикует агрегированные показатели рождаемости по России в целом и в разбивке по возрастным и образовательным группам и семейному положению женщины. Эти данные позволяют понять общую картину происходящего в России, но на их основе не возможен микроанализ факторов рождаемости. Более подробную информацию можно получить на основании выборочных негосударственных обследований. В 2004 г. было запущено обследование «Родители и дети, мужчины и женщины в семье и обществе», являющееся российским вариантом мировой программы «Поколение и гендер», нацеленной на лонгитюдное изучение проблем рождаемости, гендерных отношений в семье и выработку на основе полученных результатов социальной политики, направленной на увеличение рождаемости. Обследование имеет панельную структуру, т.е. позволяет наблюдать за одним и тем же домохозяйством во времени. В России всего было проведено три волны, в 2004, 2007 и 2011 гг. Существуют также единовременные обследования, например, Росстатом в 2011 г. при поддержке Министерства здравоохранения было проведено обследование репродуктивного здоровья женщин. Целью обследования было изучение репродуктивного здоровья и выявление репродуктивных установок российских женщин. Осенью 2012 г. Росстат провел выборочное обследование репродуктивных планов населения, опросив женщин возраста 18-44 и мужчин в возрасте 18-60 лет и собрав информацию о браках, разводах, реальном и планируемом рождении детей и т.д. Такого рода единовременные обследования очень полезны для уточнения различных аспектов процесса рождаемости в стране, но не позволяют анализировать поведение индивидов в динамике, поскольку все время опрашиваются разные индивиды и сами опросники также разнятся.

На наш взгляд, наиболее подходящим для микроанализа факторов рождаемости в России является проводимый с 1992 г. и до сегодняшнего дня единственный в России мониторинг социально-экономического положения и здоровья населения (РМЭЗ НИУ ВШЭ). Он и будет использован в нашей работе. Преимущества этого источника данных, покрывающего 38 регионов России, состоят, во-первых, в его панельной структуре и возможности прослеживать поведение индивида в течение долгого периода времени и, во-вторых, в очень полной информации о демографических, социально-экономических характеристиках, а также показателях состояния здоровья индивида и членов его семьи. Данные РМЭЗ НИУ ВШЭ позволяют выявлять момент появления ребенка в семье, также в анкете имеются опросы о репродуктивных намерениях индивидов.

Для нашего анализа мы используем данные РМЭЗ НИУ ВШЭ за период 1994-2015 гг. Основная зависимая переменная в нашем анализе «В течение года принимается решение

о рождении ребенка». Мы с точностью до месяца рассчитываем эту переменную на основе информации о месяце рождения ребенка и месяце проведения интервью. Считаем, переменную «Ребенок родится в следующем году», использованную в предыдущих исследованиях, некорректной, поскольку ребенок может родиться как в январе, и тогда женщина, опрашиваемая в сентябре, будет уже беременной, так и в декабре, и тогда принимается решение о его рождении только через полгода после опроса. В году t переменной «В течение года принимается решение о рождении ребенка» присваивается единица, если ребенок рожден в течение 9-21 месяца, следующих за опросом. При отсутствии данных о месяце рождения ребенка в конкретной волне мы подтягивали эту информацию из других волн, в которых эта женщина была опрошена, если же эта информация отсутствовала во всех волнах, то этой переменной было присвоено значение «июнь». Точно так же, если отсутствуют данные о месяце проведения интервью, то присваиваем значение «сентябрь». Для расчета нашей основной зависимой переменной мы используем информацию о ребенке не только в год, следующий за годом проведения опроса, но и за все последующие годы. Таким образом, если женщина опрошена в году ^ а в следующий раз только в году t + 7 (событие довольно вероятное, так как панель сильно не сбалансирована), а ребенок у нее рожден в течение 9-21 месяца после опроса в году ^ то эта информация восстановится на основе данных о месяцах рождения ребенка из опроса t + 7 года. Отметим также, что если было принято решение о рождении ребенка, но был выкидыш или ребенок родился мертвым или умер в первые недели жизни, то эти данные теряются, точно так же как и данные о тех детях, которые по тем или иным причинам не фигурируют в семейных опросниках последующих лет. Мы останавливаемся на формулировке «Примет решение о рождении ребенка», хотя это включает и ситуации, когда ребенок был зачат случайно. Для построения этой переменной используются вся выборка РМЭЗ НИУ ВШЭ, но в дальнейшем в регрессиях использованы только репрезентативные данные.

Помимо реализованной рождаемости мы также изучаем репродуктивные намерения российских женщин на основе вопроса из анкеты РМЭЗ НИУ ВШЭ «Хотите ли вы родить (еще) ребенка?». Этот вопрос задавался всем женщинам репродуктивного возраста вплоть до 2010 г., соответственно, анализ репродуктивных намерений проведен для периода 1994-2010 гг.

Мы ограничиваем выборку возрастом 15-49 лет, при этом отметим, что в течение всего периода наблюдений 1994-2014 гг. не было ни одного случая рождения женщиной 45-49 лет и лишь 17 принятых решений о рождении ребенка женщинам возраста 40-44 лет. Панель сильно не сбалансирована: за все годы были опрошены 13171 разная женщина, и в сумме за период 1994-2014 гг. мы имеем 50038 наблюдений, из них 1501 рождение, т.е. 3% опрошенных женщин репродуктивного возраста приняли решение о рождении ребенка. В качестве объясняющих переменных использованы блоки демографических и социально-экономических характеристик женщин и их мужей (при наличии).

Средний возраст женщин репродуктивного возраста в нашей выборке составил 30 лет. Для определения семейного положения женщины, следуя устоявшейся тенденции, было использовано понятие партнерства, т.е. мы создали дамми-переменную, равную единице, если женщина состоит в официальном браке или сожительствует с мужчиной без его заключения. За период 1994-2014 гг. 48% опрошенных состояли в зарегистрированном браке, 30% никогда не состояли в браке, 11% сожительствовали. Вопрос о количестве детей в индивидуальных анкетах стал задаваться с 2004 г., до 2004 г. мы использова-

ли данные семейных опросников для определения количества детей у женщины, что приводило к занижению количества детей, если данные о них отсутствовали в семейных анкетах. В среднем, опрошенные женщины имели одного ребенка: 38% не имели детей вовсе, 34% имели одного ребенка, 23% имели двоих детей, оставшиеся семьи были многодетными. Максимальное количество детей среди опрошенных составило восемь человек, за все годы наблюдений нашлось шесть таковых различных женщин. Для построения переменной «доход» мы использовали среднюю заработную плату индивида в течение последних 12 месяцев и рассчитывали ее в ценах 2000 г., используя ИПЦ. Городскими жителями мы считали тех, кто проживает в областных центрах и городах, таковых во всей выборке оказалось 69%, проживающих в поселках городского типа и селе мы отнесли к сельской местности. Мы построили дамми-переменную «самооценка здоровья индивида», равную единице, если на вопрос о здоровье респонденты отвечали, что оно у них хорошее или очень хорошее - во всей выборке таковых было 44% женщин. Аналогичным образом мы построили дамми-переменные для самооценки бедности и богатства, если индивид выставлял 1-2 и 8-9 баллов, соответственно, на лестнице благосостояния. Во всей выборке оказалось 15%, считающих себя самыми бедными, и 6%, считающих себя самыми богатыми.

Если сравнить средние значения используемых переменных с данными Росстата, то мы увидим, что выборка РМЭЗ НИУ ВШЭ смещена в сторону низкодоходных групп, причем разрыв заработных плат с годами увеличивается и на 2014 г. составил 50%. Это известный факт, сложно мотивировать на проведение опроса людей с высоким доходом. При этом остальные используемые нами переменные - количество детей, статус занятости, доля городского населения, доля населения с высшим образованием и т.д. - совпадают с генеральной совокупностью. Стоит отметить, что число рождений женщинами возраста 15-49 лет в среднем на один процентный пункт ниже по сравнению с данными Росстата (см. Приложение 1)2. Скорее всего, это связано с тем, что не все рожденные дети сразу попадают в семейный опросник. Тем не менее нет оснований полагать, что эти дети «выпадают» из семейной анкеты неслучайно и что анализ оставшихся не отражает поведения в генеральной совокупности.

Основываясь на проведенном анализе литературы, мы формулируем следующие гипотезы нашего исследования.

1. Переход на западную модель семьи, характеризующуюся увеличением возраста матери при рождении ребенка и снижением числа детей в семье. Эта модель в большей степени присуща большим городам, чем сельской местности.

2. Образование, занятость и доходы женщины отрицательно влияют на рождаемость; образование, занятость и доходы ее партнера - положительно.

3. Факторы, влияющие на рождение первого и последующих детей, различаются. Для второго и последующих детей влияние экономических факторов (доход женщины, доход ее партнера, размер жилой площади) с каждым последующим ребенком увеличивается.

4. Репродуктивные намерения у работающих и образованных женщин ниже. Позитивное влияние на репродуктивные намерения оказывают факторы, снижающие

2 То, что в последние годы, 2013-2014 гг., этот разрыв увеличивается, связано лишь с построением переменной. Если принято решение о рождении в течение года после опроса 2014 г., то к опросу 2015 г. ребенок мог еще не родиться.

время ухода за ребенком - наличие мужа, его доход, совместное проживание с другими родственниками.

4. Кто рожает в России: анализ факторов рождаемости

В данном разделе мы проводим микроанализ факторов рождаемости в России и пытаемся проверить сформулированные выше гипотезы. Мы тестируем модели принятия решения о рождении ребенка для всей совокупности женщин и для различных подгрупп (замужних, одиноких, бездетных), а также модели возраста, в котором женщина принимает решение о рождении.

Прежде чем перейти к эконометрическому анализу, проиллюстрируем наблюдаемые в мире тренды рождаемости на российских данных за последние десятилетия. На рис. 1 приведена информация о среднем возрасте женщины при рождении первого и последующих детей, построенная на данных Росстата и РМЭЗ НИУ ВШЭ. Очевидна яркая и непрекращающаяся тенденция увеличения возраста матери. Если в 1994 г. первенца рожали 19-20 летние женщины, то в 2004 г. это 23-летние, а в 2014 г. средний возраст женщины при рождении первого ребенка превысил 26-летний рубеж.

^т^чоооо^с^со^г^'ог^оос^о^с^со^г с^с^с^с^оооооооооо^^^^^ с^с^с^с^ооооооооооооооо

---Средний возраст матери при рождении первого ребенка (РМЭЗ НИУ ВШЭ)

— ■ — - Средний возраст матери при рождении детей (РМЭЗ НИУ ВШЭ) ------ Средний возраст матери при рождении детей (РОССТАТ)

-Средний возраст матери при рождении первого ребенка (РОССТАТ)

Рис. 1. Средний возраст матери при рождении ребенка

Вклад различных возрастных групп также сильно меняется во времени: если в 1994 г. 40% рождений осуществлялись 20-24-летними женщинами, 25% рождений женщинами моложе 20 лет, а вклад 30-34-летних был незначителен (9%), то к 2014 г. ситуация кар-

динально поменялась - теперь рождения делятся поровну между 20-24-летними и 30-34-летними женщинами, по 20% на каждую группу, и еще 34% на 25-29-летних, вклад молодых матерей лишь 8%.

Если посмотреть на распределение числа детей в семьях (рис. 2), то наблюдается переход от двудетной модели семьи к однодетной. Если поколения 1940-1950-х годов рожали по двое (50%) и более (18%) детей, а количество бездетных было минимально (5%), то среди женщин, рожденных в 1970-х годах, почти половина имеет только одного ребенка, а 10% не имеют детей вовсе. У поколения 1980-х годов наблюдается еще более сильный сдвиг в сторону однодетности и бездетности, хотя это поколение еще не вышло из репродуктивного возраста и эти цифры могут измениться.

Примечание. На диаграмме представлено распределение числа детей у индивидов (мужчин и женщин), состоящих в браке (включая сожительство), рожденных, соответственно, ранее 1960 г., в периоды 1960-1970-х, 1970-1980, 1980-1990-х годов.

Рис. 2. Распределение числа детей в семьях по когортам Источник: РМЗЭ НИУ ВШЭ, данные за 1994-2015 гг., репрезентативная выборка. Расчеты авторов.

Мы проанализировали распределение семейного положения женщин, которые в течение следующих за опросом двенадцати месяцев примут решение о рождении ребенка, и увидели, что больше трети из них не состоят в браке и не имеют партнера (см. табл. 1). Эти результаты отличаются завидной стабильностью в течение всего рассмотренного периода 1994-2015 гг. При этом, среди женщин, имеющих детей младше года, лишь 10% не состоят в браке. Таким образом, за 12 месяцев женщины успевают и выйти замуж, и родить ребенка, что свидетельствует о том, что беременность наступает очень быстро после заключения брака либо уже наступившая беременность является причиной заключения этого брака. Что касается рождений детей от незарегистрированных браков, то на их долю приходится 12-16% от всех рождений.

Таблица 1. Распределение рождений в зависимости от семейного положения женщины, %

Число женщин, принимающих решение о рождении ребенка в течение 12 месяцев Число женщин, имеющих детей в возрасте до года

Семейное положение

не замужем 31 7

зарегистрированный брак 49 78

сожительство 15 14

разведена 5 1

Источник: РМЭЗ НИУ ВШЭ, 1994-2015 гг., репрезентативная выборка женщин возраста 15-49 лет. Расчеты авторов.

В заключение отметим, что рождение ребенка - событие редкое. В течение года рожают 2-3% женщин репродуктивного возраста, и их доля с течением времени не меняется (см. Приложение 1). А если учесть, что количество женщин репродуктивного возраста в последние годы падает (численность женщин возраста 15-39 лет за последние пять лет сократилась на миллион человек, см. Приложение 1), то ожидать бума рождаемости в России в ближайшее время точно не стоит. Посмотрим теперь, какие же факторы толкают женщину на принятие столь ответственного решения.

В эмпирической части работы зависимой переменной выступает бинарная переменная (Yi), равная единице, если принимается решение о рождении ребенка в течение года после интервью. Оценивается модель логистической регрессии

Prob (( = 1 Xi ) = л(х').

Коэффициенты оцениваются методом максимального правдоподобия. В роли объясняемых переменных ( X i ) выступают демографические (возраст, семейное положение, количество и пол детей) и социально-экономические (образование, работа, должность, зарплата) характеристики женщины и ее мужа/партнера (при наличии). Результаты оценки приведены в табл. 2. Мы оцениваем обычную пробит-модель и модель со случайными эффектами, полагая, что на принятие женщиной решения о рождении ребенка могут влиять случайные факторы.

Наблюдается значимое влияние демографических характеристик на рождаемость. Зависимость вероятности рождения ребенка от возраста квадратичная: сначала эта вероятность растет, достигает пика в определенном интервале (этот интервал ежегодно сдвигается вправо), а затем начинает падать. Наличие партнера, включая сожителей, значимо повышает вероятность рождения ребенка, что кажется довольно логичным. При этом

треть из опрошенных женщин принимает решение о рождении, не будучи замужем, но, как мы увидели выше, к моменту рождения в большинстве случаев отец уже становится членом семьи. Регрессионный анализ также выявляет квадратичную зависимость от количества уже рожденных детей: вероятность рождения высока для бездетных, затем она падает при появлении ребенка, а потом вновь растет. По всей видимости, этот результат отражает факт отличия ценностей в многодетных семьях (желание родить как можно больше детей, отказ от контрацепции и т.д.). Наличие разнополых детей значимо снижает вероятность рождения третьего ребенка, что говорит о желании родителей иметь в семье мальчика и девочку и о готовности рожать третьего ребенка, если двое первых одного пола.

Таблица 2.

Факторы рождаемости: результаты пробит-регрессии

Зависимая переменная: в течение года принимается решение о рождении ребенка

Модель пробит

Модель RE

Объясняющие переменные Возраст женщины

Квадрат возраста женщины

Наличие партнера (включая сожительство)

Количество имеющихся детей

Квадрат количества имеющихся детей

Разнополые дети Аборт(дамми)

Количество членов домохозяйства

Наличие высшего образования у женщины

Наличие работы у женщины Площадь жилья

0,012*** (0,001)

-0,0003*** (0,000)

0,023*** (0,002)

-0,019*** (0,002)

0,004*** (0,000)

-0,006* (0,004)

0,003 (0,002)

0,001** (0,000)

0,009*** (0,002)

0,012*** (0,002)

-0,00001 (0,000)

0,211*** (0,018)

-0,004*** (0,000)

0,379*** (0,034)

-0,343*** (0,038)

0,067*** (0,007)

-0,103* (0,06)

0,057 (0,0375)

0,022** (0,001)

0,151*** (0,033)

0,2*** (0,032)

-0,0001* (0,001)

Окончание табл. 2.

Модель пробит

Модель RE

Самооценка благосостояния (бедный)

Самооценка благосостояния (богатый)

Самооценка здоровья

г. Санкт-Петербург

г. Москва

г. Казань

Городской житель

0,002 (0,002)

-0,01** (0,004)

0,0008 (0,002)

-0,009* (0,005)

-0,009*** (0,003)

0,01*** (0,031)

-0,01*** (0,002)

0,032 (0,039)

-0,166** (0,068)

0,012 (0,027)

-0,153* (0,079)

-0,151*** (0,055)

0,16*** (0,031)

-0,169*** (0,031)

Количество наблюдений Псевдо R2

46125 0,1086

46125

Примечание. Выборка женщин возраста 15-49 лет. В таблице приведены маржинальные эффекты, в скобках указаны стандартные отклонения. В модель включены ежегодные дамми за 19942014 гг. *** - р < 0,01; ** - р < 0,05; * - р < 0,1.

Наличие у женщины высшего образования и работы значимо повышают вероятность рождения ребенка этой женщиной при прочих равных условиях. Этот результат противоречит ранее полученным результатам на российских данных [Рощина, Бойков, 2005; Малева, Синявская, 2006], где зависимость между образованием и занятостью женщины и рождаемостью не выявлена. Для возможности сопоставления с предыдущими результатами мы протестировали нашу модель для периода 1994-2004 гг. и, действительно, высшее образование женщины оказалось незначимой переменной, хотя наличие работы по-прежнему увеличивало вероятность рождений. Оценка модели для различных временных интервалов приведена в Приложении 4, влияние остальных факторов, помимо образования женщины, постоянно во времени. Профессиональная группа женщины не влияет на принятие ею решения о рождении ребенка и не включена в окончательную модель. Одновременное включение наличия работы и заработной платы женщины в модель недопустимо, мы протестировали отдельные модели с заработной платой вместо занятости и выяснили3, что она значимо повышает вероятность рождения ребенка, при-

3 Мы проверили множество регрессий, результаты не представлены в статье в целях экономии места, все результаты доступны по запросу.

чем этот результат стабилен на различных временных интервалах, что опять же противоречит ранее полученным результатам [Рощина, Бойков, 2005].

Оценка женщиной своего здоровья оказалась незначимой переменной ни в одной из спецификаций. А вот оценка уровня благосостояния значима, женщины, считающие себя богатыми (ступени 7-9 по девятибалльной шкале), в меньшей степени склонны заводить ребенка. Другие характеристики, отражающие благосостояние домохозяйства -собственность на жилье, площадь жилья, число комнат, обеспеченность бытовыми удобствами, наличие автомобиля, - ведут себя нестабильно и в большинстве спецификаций незначимы. А вот количество членов домохозяйства значимо повышает вероятность рождений, что говорит о том, что потенциальная помощь по уходу за ребенком важна для женщины при принятии решения о его рождении.

Мы не включили в окончательную модель различные льготы, доступные женщине на работе, в том числе предоставление декретного отпуска и отпуска по уходу за ребенком, поскольку этот вопрос задавался лишь до 2010 г. и существенно снизил бы количество наблюдений. Тем не менее мы протестировали модели с включением социальных льгот и выяснили, что предоставление отпуска по уходу за ребенком иногда повышает вероятность рождений, но поведение этой переменной нестабильно, если проводить анализ по подвыборкам женщин. В одну из моделей была включена переменная «желание родить ребенка в течение двух лет» (она не включена в окончательную модель, так как данные доступны только до 2010 г. и существенно сужают размер выборки) и найдена стабильная значимая взаимосвязь с зависимой переменной во всех спецификациях, что свидетельствует в пользу последовательности респондентов и адекватности выборки.

Мы также выявили, что в Москве и Санкт-Петербурге рождаемость ниже, точно так же как и во всех городах по сравнению с сельской местностью. Это один из наиболее значимых и стабильных результатов, наряду с наличием партнера и количеством детей. Этот вывод согласуется с результатами предыдущих исследований и легко обоснуем в теории: в сельской местности дети воспринимаются более как рабочая сила, а не как инвестиция, и семьи больше заботятся об их количестве, а не «качестве». В Казани вероятность родить ребенка выше, при прочих равных условиях, чем в других регионах, это отражает более высокий уровень рождаемости в регионах с преобладающей долей мусульманского населения, показанный в литературе [Казенин, Козлов, 2016]. Результат регрессионного анализа показывает положительную взаимосвязь между рождаемостью и очередями в детские сады в регионе, а также отрицательную между рождаемостью и уровнем женской безработицы в регионе. В рамках данной модели говорить о причинно-следственной связи не приходится, а связь между вероятностью рождений и институциональными факторами требует дополнительного, более скрупулезного, исследования.

Мы оценили те же модели принятия решения о рождаемости по отдельности для одиноких женщин и женщин, проживающих с партнером, а также для бездетных женщин и женщин, имеющих детей. Результаты4 приведены в табл. 3.

Наиболее значимый вывод, который бросается в глаза, - это то, что характеристики мужчины (образование, должность, зарплата) незначимы ни в одной из спецификаций модели. Эти выводы согласуются с ранее полученными результатами [Рощина,

4 Мы также оценили модели со случайными и фиксированными эффектами и получили те же самые направления влияния. В целях экономии места результаты оценки в статье не приведены.

Бойков, 2005; Малева, Синявская, 2006]. Наличие партнера, действительно, значимо повышает вероятность рождений, при этом его социально-экономические характеристики незначимы при принятии женщиной решения о рождении ребенка. Что касается остальных детерминант модели, то направление их влияния не изменилось. Для всех групп мы наблюдаем квадратичную зависимость от возраста и количества имеющихся детей. Наличие у женщины высшего образования и работы повышает вероятность рождения ребенка. Количество проживающих под одной крышей родственников значимо только для одиноких женщин, так же как и самооценка благосостояния. Все категории женщин, проживающих в сельской местности, рожают чаще.

Таблица 3.

Факторы рождаемости: результаты пробит-регрессии для разных категорий женщин

Зависимая переменная: в течение года принимается решение о рождении ребенка

Женщины без партнера Женщины с партнером

все без детей с детьми

Объясняющие переменные

Возраст женщины

Квадрат возраста женщины

Количество имеющихся детей

Квадрат количества имеющихся детей

Разнополые дети

Аборт(дамми)

Количество членов домохозяйства

Наличие высшего образования у женщины

Наличие работы у женщины

Площадь жилья

Самооценка благосостояния (бедный)

0,014*** (-0,002)

-0,0003*** (-0,00)

-0,0133*** (0,001)

0,0045*** (0,001)

-0,002 (0,010)

-0,007 (0,004)

0,003*** (0,001)

0,006* (0,003)

0,014*** (0,003)

-0,0002** (0,000)

0,006*** (0,003)

0,007*** (0,002)

-0,0002*** (0,000)

-0,022*** (0,003)

0,004*** (0,000)

-0,004 (0,005)

0,0095 ** (0,004)

0,00002 (0,001)

0,011*** (0,003)

0,012*** (0,003)

0,0001 (0,000)

-0,004 (0,005)

0,021** (0,010)

-0,0005*** (0,000)

0,027* (0,014)

-0,0005 (0,004)

0,032** (0,014)

0,028** (0,014)

0,0007** (0,0004)

-0,022 (0,021)

0,006*** (0,002)

-0,0001*** (0,000)

-0,014*** (0,005)

0,003*** (0,001)

-0,004 (0,004)

0,008* (0,005)

-0,0004 (0,001)

0,0075** (0,003)

0,008*** (0,003)

0,000 (0,000)

-0,001 (0,004)

Окончание табл. 3.

Женщины без партнера Женщины с партнером

все без детей с детьми

Самооценка благо- -0,023*** -0,003 -0,017 -0,001

состояния (богатый) (0,008) (0,006) (0,026) (0,006)

Самооценка здоровья -0,001 0,002 -0,003 0,002

(0,002) (0,003) (0,012) (0,003)

г. Санкт-Петербург -0,001* -0,015* -0,013 -0,023*

(0,006) (0,009) (0,029) (0,012)

г. Москва -0,01** -0,001 -0,013 -0,0004

(0,005) (0,006) (0,021) (0,005)

Городской житель 0 01*** -0,014*** -0,04*** 0 01***

(0,003) (0,003) (0,015) (0,003)

Наличие высшего об- 0,003 0,0106 0,002

разования у партнера (0,003) (0,014) (0,003)

Наличие работы 0,021 0,0945 0,006

у партнера (0,019) (0,082) (0,017)

Зарплата партнера -0,002 -0,006 -0,0006

(0,002) (0,010) (0,002)

Количество наблюдений Псевдо R2 18663 0,0867 17418 0,1466 2476 0,1061 15107 0,1220

Примечание. Выборка женщин возраста 15-49 лет. В таблице приведены маржинальные эффекты, в скобках указаны стандартные отклонения. В модель включены ежегодные дамми за 19942014 гг.*** р < 0,01; ** р < 0,05; * р < 0,1.

Существует мнение, что принятие решения о рождении первого ребенка и последующих основывается на разных факторах, в частности, считается, что на второго и последующих детей экономические факторы оказывают большее влияние, чем на первого. Для проверки этой гипотезы мы оценили модель для бездетных женщин и женщин, имеющих хотя бы одного ребенка, и выявили противоположную тенденцию: наличие высшего образования и работы у женщины в большей степени повышают вероятность рождения первенца, чем последующих детей.

Наконец, мы оценили модель возраста женщины при рождении ребенка. Уже был проиллюстрирован сдвиг рождаемости в сторону более старших возрастов в течение всего рассмотренного периода 1994-2014 гг., тем не менее интересно посмотреть, что же все-таки толкает женщину откладывать рождение ребенка на индивидуальном уровне.

Результаты, представленные в табл. 4, довольно ожидаемы. Позже рожают женщины, имеющие высшее образование, работу, высокую зарплату и проживающие в больших

городах. Диплом о высшем образовании сдвигает роды на 3-4 года, наличие работы - на 2-3 года. Величина заработной платы (в таблице не приведена) также отодвигает рождение ребенка: дополнительные 1000 руб. в месяц в ценах 2000 г.5 сдвигают рождение ребенка на 3 года. Все характеристики мужчин незначимы, так же как и в пробит-моделях принятия решения о рождении.

Таблица 4.

Возраст женщины при рождении: результаты МНК-регрессии

Зависимая переменная: возраст женщины при рождении ребенка

Все женщины Имеющие партнера Одинокие

Объясняющие переменные

Наличие партнера 0,781***

(0,253)

Количество имеющихся детей 3,821*** 3,83*** 3,935***

(0,291) (0,355) (0,690)

Квадрат количества имеющихся -0,305*** -0,286*** -0,445***

детей (0,056) (0,064) (0,160)

Разнополые дети 1,009* 1,348** 0,118

(0,589) (0,685) (2,097)

Аборт (дамми) -1,502*** -1,443*** -2,034***

(0,313) (0,421) (0,620)

Количество членов домохозяйства -0,498*** -0,675*** -0,27**

(0,077) (0,112) (0,116)

Наличие высшего образования 2,909*** 2,172*** 4,088***

у женщины (0,263) (0,362) (0,474)

Наличие работы у женщины 2,343*** 1,523*** 3,33***

(0,252) (0,355) (0,38)

Площадь жилья 0,031*** 0,034*** 0,01

(0,007) (0,009) (0,013)

Самооценка благосостояния 0,216 0,36 0,245

(бедный) (0,331) (0,514) (0,469)

Самооценка благосостояния -0,177 -0,029 -0,317

(богатый) (0,588) (0,697) (1,178)

Самооценка здоровья -0,403* -0 797*** 0,096

(0,22) (0,302) (0,350)

г. Санкт-Петербург 1,412** 1,814* 0,064

(0,689) (1,096) (0,100)

5 Средняя заработная плата женщины за весь период наблюдений в ценах 2000 г. составила 3500 руб.

Окончание табл. 4.

Все женщины Имеющие партнера Одинокие

г. Москва 0,615 1,03 -0,272

(0,473) (0,648) (0,755)

Городской житель 0,418* 0,577* 0,329

(0,253) (0,154) (0,404)

Наличие высшего образования 0,386

у партнера (0,384)

Наличие работы у партнера -0,341

(0,451)

Количество наблюдений 1370 786 409

R2 0,5001 0,4282 0,5817

Примечание. Выборка женщин возраста 15-49 лет. В таблице приведены маржинальные эффекты, в скобках указаны стандартные отклонения. В модель включены ежегодные дамми за 19942014 гг. *** р < 0,01; ** р < 0,05; * р < 0,1.

Подведем итог проведенному анализу. Первая выдвинутая нами гипотеза полностью подтвердилась. Действительно, средний возраст родов непрерывно растет, а число детей в семье падает. В сельской местности женщины рожают раньше и большее число детей. Что касается второй гипотезы, то она не подтвердилась: экономические факторы мужчин вообще не оказывают влияния на вероятность появления ребенка в семье, а образование, занятость и доходы женщины, напротив, увеличивают вероятность наступления этого события. Третья гипотеза также не подтвердилась, и на основе полученных результатов сделать вывод о том, что экономическое благосостояние семьи способствует появлению второго и последующих детей, нельзя. Доход мужа оказывается незначимым ни для первого, ни для последующих детей; доход женщины значим в обоих случаях, но по абсолютной величине выше для первого ребенка; размер жилой площади и другие индикаторы, отражающие благосостояние семьи (наличие автомобиля, бытовой техники, не включены в окончательную модель) оказались незначимыми.

Отметим еще раз, что используемая нами пробит-модель не позволяет выявлять причинно-следственную связь, а указывает только на значимую взаимозависимость, определение направления этой зависимости требует дальнейших исследований, учитывающих эндогенность и самоотбор женщин в замужество и профессию.

5. Анализ репродуктивных намерений российских женщин

В предыдущем разделе мы проанализировали факторы реализованной рождаемости, а теперь рассмотрим репродуктивные намерения женщин в России. Вопрос в РМЭЗ НИУ ВШЭ сформулирован следующим образом: «Хотите ли Вы родить (еще одного) ребенка». Этот вопрос задавался женщинам репродуктивного возраста всех возрастов, имеющим и не имеющим детей. Вопрос задавался до 2010 г., соответственно весь последующий анализ проведен для временного интервала 1994-2010 гг. Начнем с описательных статистик.

Таблица 5.

Репродуктивные намерения женщин 20-30 лет: описательные статистики, %

Все женщины Бездетные Имеющие одного ребенка

Хотите ли вы родить (еще) детей? Если да, то сколько?

Все женщины возраста 20-30 лет

нет 37 23 39

одного 28 20 44

двух 18 32 6

больше двух 2 4 1

затрудняюсь ответить, нет ответа 15 21 11

Все женщины возраста 20-30 лет, рожденные до 1985 г.

нет 39 24 40

одного 31 23 45

двух 17 35 5

больше двух 2 5 1

затрудняюсь ответить, нет ответа 11 14 9

Все женщины возраста 20-30 лет, рожденные в 1985 г. и позже

нет 26 20 35

одного 15 12 28

двух 20 24 7

больше двух 3 3 1

затрудняюсь ответить, нет ответа 37 41 29

Источник: РМЭЗ НИУ ВШЭ, 1994-2010гг., репрезентативная выборка. Расчеты авторов.

Представленные в табл. 6 результаты довольно удручающие: если четверть молодых женщин в обществе не хочет иметь детей вовсе и только треть хотят иметь двух де-

тей, то оставшимся необходимо рожать по 10-12 детей, чтобы обеспечить обществу простое воспроизводство населения. В противном случае за сотню лет численность населения сократится более чем вдвое. Остается надеяться только на то, что ответ может быть смещен. Мы полагаем, что некоторые респонденты, особенно молодые, предполагали, что вопрос относится к ближайшему будущему, а не ко всей жизни. Хотя отметим, мы не первые, кто получает такие результаты, согласно расчетам Горелкиной (2007) по выборке 1994-2004 гг., треть женщин репродуктивного возраста указали, что они не собираются (больше) рожать детей6. В 2015 г. был проведен социально-политический мониторинг РАНХиГС, в ходе которого 63% опрошенных женщин заявили, что не планируют рожать (больше) детей, и лишь 11% женщин, состоящих в браке, хотят иметь ребенка. Все эти результаты сильно расходятся с данными Росстата, согласно которым менее одного процента женщин не желают иметь детей вовсе, более половины хотят иметь двух детей и четверть - трех и более. Подобные расхождения должны быть уточнены.

Мы оценили пробит-модель желания родить ребенка для всех женщин и по отдельности для бездетных и уже имеющих детей. Хотелось бы с самого начала отметить, что интерпретация желания родить ребенка может быть двоякой. В сложившейся в последние годы практике изучения рождаемости принято разделять вопросы на ожидаемое и желаемое число детей для возможности более корректной интерпретации результатов. В обследовании РМЭЗ НИУ ВШЭ подобное разделение отсутствует, вопрос формулируется просто: «Хотите ли вы родить ребенка?». Поскольку мы опрашиваем не 15-летних девушек, а женщин всех возрастов, то ответ на вопрос можно рассматривать не только как намерение, но и как нереализованное намерение. Другими словами, коэффициенты можно интерпретировать не только как «кто больше хочет» (хочет больше детей, чем другие), но и как «кто все еще хочет» (изначально хотел столько же, но другие уже родили, а он еще нет). Результаты оценки приведены в табл. 6.

Обратим, прежде всего, внимание на неизменное и ожидаемое влияние демографических характеристик на репродуктивные намерения женщин. Количество уже имеющихся детей снижает репродуктивные намерения женщин, причем эта зависимость квадратичная: желание родить ребенка выше у бездетной женщины, чем у женщины, имеющей одного ребенка, при этом желание родить ребенка ниже у женщины, имеющей трех детей по сравнению с той, у которой их уже четверо. Этот результат отражает факт различия ценностей в многодетных и малодетных семьях, который уже обсуждался при анализе реализованной рождаемости. Репродуктивные намерения растут с возрастом замедляющимися темпами, желание родить ребенка выше у женщин, имеющих партнера, и ниже у женщин, имеющих разнополых детей. Обратим внимание на то, что в Санкт-Петербурге, Москве и, в целом, в городах по сравнению с сельской местностью желание родить ребенка существенно выше. Оно также выше у женщин с высшим образованием, при этом если сдвигать выборку женщин в сторону увеличения возраста, то коэффициент при образовании будет увеличиваться, то же будет происходить и с коэффициентом при городском жителе. Вряд стоит интерпретировать этот результат как то, что городские образованные женщины изначально хотят родить больше детей и с возрастом это жела-

6 Мы также проанализировали желание мужчин иметь детей. Результаты не приводятся в целях экономии места, но на словах отметим, что мужчины всех возрастов и категорий в большей степени желают иметь детей, чем женщины.

ние только увеличивается. Мы считаем, что этот результат следует интерпретировать как тот факт, что женщины, проживающие в городе и имеющие высшее образование, к определенному возрасту (30-40 лет) еще не успевают воплотить в жизнь все свои репродуктивные намерения, в то время как необразованные сельские жительницы уже успевают это сделать. Это предположение вполне согласуется с тем, что проживание в городе и наличие высшего образования значимо повышают возраст, в котором женщина рожает ребенка (результат, полученный в предыдущем разделе). Что касается репродуктивных намерений одиноких и бездетных женщин, то мы не находим существенной разницы между двумя группами, за исключением того, что слабое здоровье понижает репродуктивные планы женщин с детьми, но не влияет на бездетных женщин.

Таблица 6.

Репродуктивные намерения женщин

Зависимая переменная: желание женщины родить (еще) ребенка

Модель пробит

Модель RE

Бездетные

С детьми

Объясняющие переменные

Возраст женщины 0,076*** 0,416*** 0,100*** 0,040***

(0,002) (0,017) (0,005) (0,004)

Квадрат возраста -0,001*** -0,008*** -0,002*** -0,001***

женщины (0,000) (0,000) (0,000) (0,000)

Наличие партнера 0,106*** 0,575*** 0,152*** 0,062***

(0,006) (0,043) (0,014) (0,008)

Количество -0,238*** -1,247*** -0,271***

имеющихся детей (0,008) (0,061) (0,013)

Квадрат количества 0,023*** 0,112*** 0,032***

имеющихся детей (0,002) (0,020) (0,002)

Разнополые дети -0,075*** -0,550*** -0,036***

(0,011) (0,078) (0,011)

Аборт(дамми) 0,000 0,007 -0,005 0,013*

(0,007) (0,041) (0,018) (0,008)

Количество членов -0,005*** -0,036*** -0,005 -0,005*

домохозяйства (0,001) (0,014) (0,003) (0,003)

Наличие высшего

образования 0,056*** 0,262*** 0,068*** 0,047***

у женщины (0,006) (0,046) (0,016) (0,007)

Наличие работы 0,002 0,047 0,011 -0,006

у женщины (0,006) (0,035) (0,012) (0,007)

Площадь жилья 0,000 -0,002* -0,001** 0,001***

(0,000) (0,001) (0,000) (0,000)

Окончание табл. 6.

Модель пробит Модель RE Бездетные С детьми

Самооценка благо- -0,046*** -0,167*** -0,045*** -0,054***

состояния (бедный) (0,007) (0,040) (0,014) (0,008)

Самооценка благо- 0,051*** 0,227*** 0,081*** 0,036**

состояния (богатый) (0,012) (0,068) (0,023) (0,016)

Самооценка здоровья -0,010** -0,036 0,003 -0,017***

(0,005) (0,030) (0,009) (0,006)

г. Санкт-Петербург 0,085*** 0,512*** 0,105*** 0,074***

(0,013) (0,098) (0,026) (0,015)

г. Москва 0,045*** 0,272*** 0,001 0,067***

(0,009) (0,070) (0,017) (0,011)

Городской житель 0,046*** 0,241*** 0,097*** 0,020***

(0,006) (0,048) (0,011) (0,007)

Родит ребенка 0,118*** 0,490*** 0,064*** 0 149***

в следующем году (0,014) (0,071) (0,023) (0,018)

Количество 24 24 8 15

наблюдений 557 557 930 625

R2 0,3152 0,1413 0,2877

Примечание. Выборка женщин возраста 15-49 лет. В таблице приведены маржинальные эффекты, в скобках указаны стандартные отклонения. В модель включены ежегодные дамми за 19942010 гг. *** р < 0,01; ** р < 0,05; * р < 0,1.

Таким образом, выдвинутая нами четвертая гипотеза подтвердилась лишь частично. Наличие партнера, действительно, повышает желание женщины родить ребенка, а вот его доход (результаты оценки модели для женщин с партнером не представлены в целях экономии места) и проживание с другими родственниками оказываются незначимыми факторами. Репродуктивные намерения у работающих и образованных женщин, напротив, выше, тем не менее трактовать этот результат нужно с осторожностью.

6. Выводы и направления будущих исследований

На фоне снижающегося уровня рождаемости в России и мире основной вопрос, который должен стоять перед исследователями и политиками, - это то, в какой мере причины сокращения рождаемости заключаются в изменении общих ценностей и устоев общества, когда у людей снижается потребность в детях, а в какой - в существовании барьеров, которые не позволяют людям полностью реализовать свои репродуктивные намерения. В первом случае, когда «дети не нужны», стимулирование рождаемости кажется невозможным, по крайней мере, в краткосрочной перспективе, во втором же государство вполне может разрабатывать социальную политику, направленную на повышение рождаемости.

Полученные результаты довольно красноречиво говорят о том, что в России происходит переход к европейской модели семьи. Возраст, в котором женщины рожают детей, непрерывно растет; распространяются внебрачные союзы и внебрачные дети; количество детей в семьях падает. И дело здесь, как мы увидели, не столько в существовании каких-либо барьеров, а в том, что женщины не намерены заводить большие семьи: лишь треть опрошенных женщин хотят иметь двух и более детей, многие не хотят иметь детей вовсе. Во всех оцененных моделях при контроле на многие социально-экономические характеристики количество уже рожденных детей отрицательно влияет на вероятность рождения последующих. При этом мужчины не играют роли при принятии женщиной решения о рождении ребенка, все их характеристики оказываются незначимыми во всех спецификациях. Все эти факты свидетельствуют в пользу того, что в России произошел отход от традиционного уклада семьи, где мужчина «добытчик», а женщина «хранительница очага».

Хотелось бы сделать акцент на том, что во всех рассмотренных нами моделях чисто экзогенной переменной можно назвать только возраст. Поэтому интерпретировать полученные результаты нужно с осторожностью. Согласно нашим результатам, наличие высшего образования у женщины повышает вероятность рождения ребенка, но это отнюдь не означает, что если все женщины поголовно получат высшее образование, то это приведет к буму рождаемости в стране. А если вспомнить о том, что образование также повышает возраст родов и репродуктивные намерения, особенно женщин более старших возрастов, то вкупе все эти выводы свидетельствуют о том, что, скорее всего, образованные женщины просто не успевают реализовать свои репродуктивные намерения. В целом, решения женщины о замужестве, рождении детей, образовании и карьере взаимосвязаны, на эти решения влияют одни и те же характеристики женщин, как правило, ненаблюдаемые. Еще в юношестве женщина определяется, хочет ли она быть домохозяйкой и растить детей либо получать высшее образование и строить карьеру. Эти два типа женщин могут различаться по многим параметрам, в том числе и по репродуктивным намерениям. Принято считать, что у ориентированных на карьеру женщин репродуктивные намерения ниже, но наши результаты эту гипотезу не подтверждают. Во всех регрессиях высшее образование, наличие работы и доход женщины повышают реализованную рождаемость, но это может быть связано как с тем, что они не успевают реализовать свои репродуктивные намерения, так и с тем, что эти намерения у них изначально выше. Единственный неоспоримый факт, следующий из наших результатов, это то, что образованные и работающие женщины рожают позже.

Взаимосвязь между образованием, работой и рождаемостью нетривиальна и должна быть исследована с помощью продвинутых эконометрических методов, учитывающих эндогенность выбора женщины, для того чтобы вывести причинно-следственную взаимосвязь. Это свободное поле для будущих исследований. В идеале необходимы панельные данные о женщинах в течение всей их репродуктивной жизни, что позволит сравнивать репродуктивные намерения в начале жизни и количество рожденных детей к концу жизни, затем сопоставлять разрыв с наличием у них высшего образования и работы. Если говорить о данных РМЭЗ НИУ ВШЭ, то в скором времени поколение 1980-х годов выйдет из репродуктивного возраста и такие данные появятся. Мы также считаем, что вопрос о репродуктивных намерениях, являющийся одним из основополагающих вопросов при изучении рождаемости, который перестали задавать в 2010 г., необходимо вернуть в ан-

кету и, в идеале, разбить его на ожидаемое и желаемое число детей, как предлагает мировая практика.

Изучение семейных ценностей в российском обществе требует отдельного внимания. Почему работа и зарплата мужа не влияют на принятие женщиной решения о рождении ребенка; какова роль мужчины в семье; почему треть женщин, принимающих решение о рождении, не состоят в браке; каковы факторы брачности - ответы на эти вопросы необходимы для разработки эффективной политики стимулирования рождаемости. Взаимосвязь институциональной среды и рождаемости в России также не изучена. Как распространенность яслей и детских садов влияет на рождаемость; насколько существенен фактор наличия помощи бабушек и других родственников (согласно нашим результатам, проживание с другими родственниками повышает вероятность рождения ребенка и понижает возраст рождения) для женщин; как передача детей в руки бабушек и нянь влияет на когнитивное и психическое развитие детей; как ранний выход женщин на работу после родов влияет на развитие ребенка; какова роль отцов в воспитании - все эти вопросы требуют дополнительных исследований.

На основании проведенного анализа мы вполне можем сделать вывод о том, что на сегодняшний день ценности в отношении семьи в обществе в России изменились, страна переняла западные традиции, где женщина ориентирована не только на семью, но и на карьеру. Выявление глубинных причин изменения этих ценностей - это вопрос отдельного исследования. Что касается барьеров, стоящих на пути реализации женщинами своих репродуктивных намерений, то этот вопрос остается открытым для будущих исследований. Тем не менее есть все основания полагать, что женщины, имеющие высшее образование и хорошую работу, не успевают реализовать свои репродуктивные планы. В этой связи государство может стимулировать рождаемость, реформируя рынок труда и создавая более гибкие условия работы для женщин. Самое важное - это понять, существует ли разрыв между репродуктивными намерениями людей в начале жизни и реализованной рождаемость к концу жизни, и если да, то в каких социальных слоях он наивысший - именно на это должны быть направлены будущие исследования.

Приложение П1.

Динамика численности населения и рождаемости в России

,—I,—I,—,—I,—,—I,—,—,—I,—,—I,—,—,—I,—,—I,—,—,—I,—,—I,—,—,—I,—,—I,—сясясясясясясясясясясясясясясяся

Рис. П1-1. Численность населения России, млн человек

Источник: Росстат.

70000 1 65000 60000 -55000 50000 45000 -40000 35000 -30000 -

25000

2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 О Численность женщин в возрасте 15-49 лет О Численность женщин в возрасте 15-Рис. П1-2. Численность женщин по возрастным группам

25756

34660

2014 39 лет

Источник: Росстат.

0,50 л

0,45 -

0,40 -

0,35 -

0,30 -

0,25 ■

2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014

- - - - - 'Доля женщин в возрасте 15-49 лет в общем количестве (РОССТАТ)

---Доля женщин в возрасте 15-39 лет в общем количествое (РОССТАТ)

-Доля женщин в возрасте 15-39 лет в общем количествое (РМЭЗ НИУ ВШЭ)

— ■ - — Доля женщин в возрасте 15-49 лет в общем количествое (РМЭЗ НИУ ВШЭ)

Рис. П1-3. Доля женщин по возрастным группам в общем количестве

Источник: Росстат.

Рис. П1-4. Рождаемость, смертность и естественный прирост в РФ, человек Источник: Росстат.

Рис. П1-5. Суммарный коэффициент рождаемости в РФ

Источник: Росстат.

2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2014

—♦—Доля женщин возраста 15-49 лет, которые принимают решение о рождении (РМЭЗ НИУ ВШЭ) —•—Число рождений, деленное на количество женщин 15-49 лет (Росстат)

Рис. П1-6. Доля рожающих женщин: 2005-2014 гг. Источник: Росстат; РМЭЗ НИУ ВШЭ; расчеты авторов.

Приложение П2.

Сопоставление данных РМЭЗ НИУ ВШЭ и данных Росстата

Таблица П2-1.

Сопоставление используемых данных РМЭЗ НИУ ВШЭ со статистикой Росстата

РМЭЗНИУ Источник Росстат Источник

ВШЭ данных данных

Заработные платы Переменная

1998 г. 1109,227 ]13_2, выраженная в ценах 1452,1 Росстат. Данные сбор-

ника «Труд и занятость

2000 г. 1341,132 2000 г. 1803,0 в России».

2001 г. 1721,031 2239,8 Рассчитано на основе

таблиц «Среднемесяч-

2002 г. 1994,443 2752,9 ная номинальная на-

2003 г. 2200,511 3036,7 численная заработная

плата мужчин и жен-

2004 г. 2443,629 3334,1 щин по отраслям эко-

2005 г. номики». Скорректиро-

2623,619 3777,4 вана на инфляцию, вы-

2006 г. 3138,595 5475,9 ражена в ценах 2000 г.

2007 г. 3464,962 4905,0

2008 г. 3983,572 5196,8

2009 г. 3858,525 5495,3

2010 г. 3879,412 5585,1

2011 г. 3934,747 5851,3

2012 г. 4285,72 5985,7

2013 г. 4479,877 6633,2

2014 г. 4492,28 7179,0

2015 г. 4087,598

Количество детей: Переменные Росстат. Перепись

все женщины ]72_171, ]72_172; 2010 г. Все женщины

37% все женщины 15- 33% возраста 15-49 лет

нет детей 49 лет, репрезен-

один ребенок 35% тативная выбор- 34%

ка, 2010 г.

двое детей 25% 26%

трое детей

и более 3% 7%

Продолжение табл. П2-1.

РМЭЗНИУ ВШЭ Источник данных Росстат Источник данных

Количество детей: замужние нет детей один ребенок двое детей трое детей и более 16% 43% 36% 5% Переменные j72_171, j72_172; все женщины 1549 лет, состоящие в браке, репрезентативная выборка, 2010 г. 13% 40% 37% 10% Росстат. Перепись 2010 г. Все женщины возраста 15-49 лет, состоящие в браке

Статус занятости женщин моложе 55 лет 74% Переменная j1, работа и оплачиваемый отпуск, женщины возраста 18-55 лет, 2014 г. 68% Росстат. Данные сборника «Труд и занятость в России». Рассчитано на основе таблиц «Уровень занятости женщин и мужчин по возрастным группам на конец ноября». Взято среднее значение для женщин в возрасте 18-55 лет

Доля проживающих в городе 69% Переменная status, город и областной центр, 2014 г. 67% Росстат. Данные сборника «Труд и занятость в России». Рассчитано на основе таблицы «Уровень занятости женщин и мужчин по возрастным группам на конец ноября ». Взято среднее значение для женщин в возрасте 18-55 лет

Доля женщин с высшим образованием 26% Переменная educ, значения есть диплом о высшем образовании и выше, 2014 г. 26% Росстат. Данные переписи населения 2010 г. Рассчитано на основе таблицы «Уровень образования женщин и мужчин»

Доля мужчин с высшим образованием 24% Переменная educ, значения есть диплом о высшем образовании и выше, 2014 г. 21% Росстат. Данные переписи населения 2010 г. Рассчитано на основе таблицы «Уровень образования женщин и мужчин»

Продолжение табл. П2-1.

РМЭЗНИУ ВШЭ Источник данных Росстат Источник данных

Семейное положение: официальный брак 49% Переменная _та^, значение «состоите в зарегистрированном браке», 2014 г. 49% Росстат. Данные переписи населения 2010 г. Рассчитано на основе таблицы «Брачное состояние населения»

Семейное положение: сожительство 10% Переменная _та^, значение «живете вместе, но не зарегистрированы», 2014 г. 10% Росстат. Данные переписи населения 2010 г. Рассчитано на основе таблицы «Брачное состояние населения»

Малоимущие 15% Самооценка благосостояния, переменная ]62, значения 1-2, 2014 г. 15% Росстат. Данные сборника «Российский статистический ежегодник». Рассчитано на основе таблицы «Распределение общей численности

малоимущего населения по половозрастным группам. Взято среднее значение для женщин в возрасте 16-55 лет

Площадь жилища 13,6 м2 Жилая площадь, 14 м2 Росстат. Данные сбор-

на одного занимаемая од- ника «Российский ста-

ним членом до- тистический ежегод-

мохозяйства. ник».

Переменная с5, Рассчитано на основе

деленная на чис- таблицы «Основные

ло членов домо- показатели жилищных

хозяйства _п!та, условий населения»

2014 г.

Трудовой стаж 7,9 года Построена 8,3 года Рассчитано на основе

женщин на послед- на основе ]5а таблицы «Численность

нем месте работы и ]5Ь, 2012 г. занятых в экономике

по стажу работы на последнем месте работы». Использованы средние значения интервала, для интервала «10 и более лет» взято значение 15 лет, 2012 г.

Окончание табл. П2-1.

РМЭЗНИУ Источник Росстат Источник

ВШЭ данных данных

Трудовой стаж мужчин на последнем месте работы 7,2 года Построена на основе ]5а и ]5Ь, 2012 г. 7,5 года Рассчитано на основе таблицы «Численность занятых в экономике по стажу работы на последнем месте работы». Использова-

ны средние значения интервала, для интервала «10 и более лет» взято значение 15 лет, 2012 г.

Приложение П3.

Статистика рождаемости в ЕС

Таблица П3-1.

Суммарный коэффициент рождаемости в европейских странах,

2014 г.

Страна Коэффициент Страна Коэффициент

Андорра 1,1 Венгрия 1,4

Австрия 1,5 Исландия 1,9

Бельгия 1,7 Италия 1,4

Болгария 1,5 Литва 1,6

Швейцария 1,5 Люксембург 1,5

Кипр 1,3 Латвия 1,6

Чехия 1,5 Мальта 1,4

Германия 1,5 Черногория 1,8

Дания 1,7 Нидерланды 1,7

Испания 1,3 Норвегия 1,8

Эстония 1,5 Польша 1,3

Финляндия 1,7 Португалия 1,2

Франция 2,0 Румыния 1,2

Великобритания 1,7 Сербия 1,4

Греция 1,3 Словения 1,6

Хорватия 1,5 Швеция 1,9

Источник: World Health Organization.

Приложение П4.

Анализ факторов рождаемости: различные временные интервалы

Таблица П4-1.

Микроанализ факторов рождаемости: 1994-2004, 2005-2015 гг.

Объясняемая переменная - фертильные намерения

все женщины женщины с партнером

1994-2004 гг. 2005-2015 гг. 1994-2004 гг. 2005-2015 гг.

Объясняющие переменные

Возраст женщины 0,013*** 0,013*** 0,004** 0,010***

(0,002) (0,001) (0,003) (0,003)

Квадрат возраста -0,0003*** -0,0003*** -0,001*** -0,0002***

женщины (0,000) (0,000) (0,000) (0,000)

Наличие партнера 0,021*** 0,025***

(0,003) (0,003)

Количество имеющихся -0,027*** -0,015*** -0,027*** -0,021***

детей (0,003) (0,003) (0,005) (0,004)

Квадрат количества 0,005*** 0,004*** 0,004*** 0,004***

имеющихся детей (0,001) (0,001) (0,001) (0,001)

Разнополые дети -0,007 -0,005 0,001 -0,006

(0,006) (0,005) (0,009) (0,006)

Аборт(дамми) 0,001 0,005 0,005 0,013**

(0,003) (0,003) (0,005) (0,005)

Количество членов 0,002** 0,001 -0,001 0,001

домохозяйства (0,001) (0,001) (0,002) (0,001)

Наличие высшего об- 0,001 0,013*** 0,006 0,013***

разования у женщины (0,003) (0,002) (0,006) (0,004)

Наличие работы 0,008*** 0,016*** 0,008 0,015***

у женщины (0,003) (0,003) (0,005) (0,004)

Площадь жилья 0,0001 -0,00006 0,003** 0,00001

(0,000) (0,000) (0,000) (0,000)

Самооценка благо- -0,003 0,008** -0,013* 0,003

состояния (бедный) (0,003) (0,003) (0,007) (0,006)

Самооценка благо- 0,002 0,017*** 0,012 -0,010

состояния (богатый) (0,006) (0,005) (0,010) (0,008)

Окончание табл. П4-1.

Объясняемая переменная - фертильные намерения

все женщины женщины с партнером

1994-2004 гг. 2005-2015 гг. 1994-2004 гг. 2005-2015 гг.

Самооценка здоровья 0,003 -0,001 0,002 0,001

(0,002) (0,002) (0,004) (0,003)

г. Санкт-Петербург -0,011 -0,007 -0,009 -0,020

(0,007) (0,007) (0,013) (0,013)

г. Москва -0,015*** -0,005 -0,013 0,003

(0,005) (0,004) (0,010) (0,007)

Городской житель -0,005** -0,014*** -0,005 -0,005

(0,003) (0,002) (0,003) (0,003)

Наличие высшего об- 0,005 0,004

разования у мужчины (0,006) (0,004)

Наличие работы 0,038 0,018

у мужчины (0,025) (0,028)

Зарплата -0,005 -0,019***

(0,003) (0,004)

Количество

наблюдений 19093 27032 6095 11323

Pseudo R2 0,1194 0,1124 0,1921 0,1350

Примечание. Выборка женщин возраста 15-49 лет. В таблице приведены маржинальные эффекты, в скобках указаны стандартные отклонения. В модель включены ежегодные дамми за 1994-2010 гг. *** - 1% уровень значимости, ** - 5% уровень значимости, * - 10% уровень значимости.

* * *

СПИСОК ЛИТЕРА ТУРЫ

Антонов А.И. Демографические процессы в России XXI века. М.: Грааль, 2002.

Архангельский В.Н. Факторы рождаемости. М.: ТЕИС, 2006.

Бойко В.В. Проблема рождаемости: социально-психологические аспекты // Психологический журнал. 1984. Т. 5. № 6. С. 55-62.

Быстров АА. Материнский капитал: стимулирование рождаемости? // Социологические исследования. 2008. № 12. С. 91-96.

Вишневский А.Г. Демографическая модернизация России: 1900-2000 гг. М.: Новое Издательство, 2006.

Горелкина О.Г. Микроанализ рождаемости в России: роль неэкономических факторов // Прикладная эконометрика. 2007. № 1(5).

Гурко Т.А. Институт семьи в постиндустриальных обществах // Ценности и смыслы. 2011. № 4(13) С. 26-44.

Гурко Т.А., Орлова Н.А. Влияние федеральной программы материнский капитал на планы супругов иметь второго ребенка // Актуальные проблемы родительства в России. М., 2013. С. 103118.

ДарскийЛ.Е. Рождаемость и репродуктивная функция семьи. М.: Статистика, 1978.

Захаров С.В. Обобщенная модель воспроизводства населения и ее значение для практики демографического анализа // Экономический журнал Высшей школы экономики. 2011. Т. 15. № 4. С. 409-443.

Захаров С.В. Трансформация брачно-партнерских отношений в России: «золотой век» традиционного брака близится к закату? // Родители и дети, мужчины и женщины в семье и обществе. Вып. 1 / под науч. ред. Т.М. Малевой, О.В. Синявской. М.: НИСП, 2007. С. 75-127.

Казенин К., Козлов В. Омоложение материнства в Дагестане: тенденция или артефакт? // Демографическое обозрение. 2016. № 3. С. 110-123.

Кваша Е.А., Харькова Т.Л. Международное обследование семьи и рождаемости в Европе // Вопросы статистики. 2002. № 11. С. 21-29.

Малева Т.М., Синявская О.В. Социально-экономические факторы рождаемости в России: эмпирические измерения и вызовы социальной политике // SPERO. 2006. № 5 (Осень-зима). С. 70-97.

Малева Т.М., Тындик А.О. Потенциал роста рождаемости в России: уроки мегаполиса // Журнал Новой экономической ассоциации. 2013. Т. 17. № 1. С. 137-158.

Миронова Ю.Г., Тырнова НА. Сожительство как альтернативная форма семейно-брачных отношений в современном российском обществе // Вестник ВолГУ. Серия 7: Философия. Социология и социальные технологии. 2014. № 3. С. 54-60.

Попова Л.А. Внебрачная рождаемость: тенденции, причины, модели развития внебрачной семьи. Сыктывкар, 2007. (Коми научный центр УрОРАН).

Рощина Я.М., Бойков А.В. Факторы фертильности в современной России. М.: EERC, 2005.

Тихомиров Д.А. Добрачные сожительства в Москве как новая составляющая матримониального поведения молодежи // Знание. Понимание. Умение. 2009. № 3. С. 106-110.

Тындик А.О. Репродуктивные установки и их реализация в современной России // Журнал исследований социальной политики. 2012. № 3. С. 361-376.

Adsera A. Changing Fertility Rates in Developed Countries. The Impact of Labor Market Institutions // Journal of Population Economics. 2004. 17. Р. 17-43.

Adsera A. Where Are the Babies? Labor Market Conditions and Fertility in Europe // European Journal of Population. 2010. 27(1). Р. 1-32.

Andersson G., Hank K., R0nsen M., Vikat A. Gendering Family Composition: Sex Preferences for Children and Childbearing Behavior in the Nordic Countries // Demography. 2006a. 43(2). Р. 255-267.

Andersson G., Hoem J.M., Duvander A.Z. Social Differentials in Speed-premium Effects in Childbearing in Sweden // Demographic Research. 2006b. 14(4). Р. 51-70.

Anderton D.L., Tsuya N.O., Bean L.L., Mineau G.P. Intergenerational Transmission of Relative Fertility and life Course Pattern // Demography. 1987. № 24. Р. 467-480.

Axinn W.G., Clarkberg M.E., Thornton A. Family Influences on Family Size Preferences // Demography. 1994. № 31. Р. 65-79.

Becker G. Demographic and Economic Change in Developed Countries. Princeton, N.J.: Princeton University Press, 1960.

Becker G., Lewis H.G. On the Interaction between the Quality and the Quantity of Children // The Journal of Political Economy. 1973. Vol. 81. № 2.

Begall K., Mills M.C. The Influence of Educational Field, Occupation, and Occupational Sex Segregation on Fertility in the Netherlands // European Sociological Review. 2013. 29(4). P. 720-742.

Behrman J.R., Rosenzweig M.R. Does Increasing Women's Schooling Raise the Schooling of the Next Generation? // American Economic Review. 2002. № 92(1). P. 323-334.

Berent J. Relationship between Family Sizes of the Successive Generations // Milbank Memorial Fund Quarterly Bulletin. 1953. № 31. P. 39-50.

Bumpass L., Sweet J., Cherlin A. The Role of Cohabitation in Declining Rates of Marriage // Demography. 1991. № 53. P. 913-927.

Cohen S.B., Sweet J.A. The Impact of Marital Disruption and Remarriage on Fertility // Journal of Marriage and the Family. 1974. 36. P. 87-96.

Cooke L.P. Gender Equity and Fertility in Italy and Spain // Journal of Social Policy. 2009. № 38(1). P. 123-140.

Corijn M., Klijzing E. Transitions to Adulthood in Europe. Dordrecht: Kluwer, 2001.

Del Boca D. The Effect of Child Care on Participation and Fertility // Journal of Population Economics. 2002. № 15(3). P. 549-573.

Duncan O.D., Freedman R., Coble J.M., Slesinger D.P. Marital Fertility and Size of Family of Orientation // Demography. 1965. № 2. P. 508-515.

Ermisch J. Prices, Parents, and Young People's Household Formation // Journal of Urban Economics. 1999. № 45(1). P. 47-71.

Friedman D., Hechter M., Kanazawa S. A Theory of the Value of Children // Demography. 1994. № 31. P. 375-401.

Furstenberg F.F.-Jr., Levine J.A., Brooks-Gunn J. The Children of Teenage Mothers: Patterns of Early Childbearing in Two Generations // Family Planning Perspectives. 1990. № 22. P. 54-61.

Galasso V., Gatti R., Profeta P. Investing for the Old Age: Pensions, Children and Savings // International Tax and Public Finance. 2009. № 16(4). P. 538-559.

Gauthier A. The Impact of Family Policies on Fertility in Industrialized Countries: A Review of the Literature // Population Research and Policy Review. 2007. № 26. P. 323-346.

Goldin C. The Quiet Revolution that Transformed Women's Employment, Education, and Family // American Economic Review. 2006. № 96(2). P. 1-21.

Gustafsson S.S. Optimal Age at Motherhood. Theoretical and Empirical Considerations on Postponement of Maternity in Europe // Journal of Population Economics. 2001. № 14(2). P. 225-247.

Heaton T.B., Jacobson C.K., Holland K. Persistence and Change in Decisions to Remain Childless // Journal of Marriage and the Family. 1999. № 61(2). P. 531-539.

Hendershot G.E. Familial Satisfaction, Birth Order, and Fertility Values // Journal of Marriage and the Family. 1969. № 31. P. 27-33.

Heuveline P., Timberlake J.M. The Role of Cohabitation in Family Formation: The United States in Comparative Perspective // Journal of Marriage and the Family. 2004. № 66. P. 1214-1230.

Hoem J.M. Why Does Sweden Have Such High Fertility? // Demographic Research. 2005. № 13(22). P. 559-572.

Hoem J.M. Overview chapter 8: The Impact of Public Policies on European Fertility // Demographic Research Special Collection. 2008. № 7(19). P. 249-260.

Horwitz S.M., Klerman L.V., Kuo H.S., JekelJ.F. Intergenerational Transmission of School-age Parenthood // Family Planning Perspectives. 1991. № 23(168-172). P. 177.

Kahn J.R., Anderson K.E. Intergenerational Patterns of Teenage Fertility // Demography. 1992. № 29. P. 39-57.

Kneale D., Joshi H. Postponement and Childlessness: Evidence from Two British Cohorts // Demographic Research. 2008. № 19. P. 1935-1968.

Kravdal 0. How the Local Supply of Day-care Centers Influences Fertility in Norway: A Parityspecific Approach // Population Research and Policy Review. 1996. № 15(3). P. 201-218.

Kravdal 0., Rindfuss R.R. Changing Relationships between Education and Fertility: A Study of Women and Men Born 1940 to 1964 // American Sociological Review. 2008. № 73. P. 854-873.

Lillard L.A., Waite J.L. A Joint Model of Marital Childbearing and Marital Disruption // Demography. 1993. № 30. P. 653-681.

Manlove J. Early Motherhood in an Intergenerational Perspective: The Experiences of a British Cohort // Journal of Marriage and the Family. 1997. № 59. P. 263-297.

Martin-Garcia T., Baizan P. The Impact of Type of Education and of Educational Enrolment on First Births // European Sociological Review. 2006. № 22. P. 259-275.

McCrary J., Royer H. The Effect of Female Education on Fertility and Infant Health: Evidence from School Entry Policies Using Exact Date of Birth // American Economic Review. 2011. № 101(1). P. 158-195.

McDonald P., Kippen R. Fertility in South Australia: An Overview of Trends and Socioeconomic Differences: Report to the Department of Trade and Economic Development. Adelaide: Government of South Australia, 2009.

Michael R.T., Tuma N.B. Entry into Marriage and Parenthood by Young Men and Women: The Influence of Family Background // Demography. 1985. № 22. P. 515-544.

Miller A.R. The Effect of Motherhood Timing on Career Path // Journal of Population Economics.

2010. 24(3). P. 1071-1100.

Mills M. Stability and Change: The Structuration of Partnership Histories in Canada, the Netherlands and the Russian Federation // European Journal of Population. 2004. № 20. P. 141-175.

Mills M., Begall K. The Impact of Gender Preferences on Third Births in Europe: A Multilevel Examination of Men and Women // Population Studies. 2010. № 64(1). P. 77-95.

Mills M., Blossfeld H.-P. Globalization, Uncertainty and the Early Life Course: A Theoretical Framework // H.-P. Blossfeld, E. Klijzing, M. Mills, K. Kurz (eds.) Globalization, Uncertainty and Youth in Society Routledge Advances in Sociology Series. London, New York, 2005. P. 1-24.

Mills M., Rindfuss R.R., McDonald P., te Velde E. Why Do People Postpone Parenthood? // Reasons and Social Policy Incentives. Human Reproduction Update. 2011. № 17(6). P. 848-860.

Murphy M., Wang D. Family-level Continuities in Childbearing in Low-fertility Societies // European Journal of Population. 2001. № 17. P. 75-96.

Neyer G.R., Hoem J.M. Education and Permanent Childlessness: Austria vs. Sweden: a Research Note.

2008.

Ola'h L.S. Gendering Fertility: Second Births in Sweden and Hungary // Population Research and Policy Review. 2003. № 22. P. 171-200.

Oppenheimer V.K. Women's Rising Employment and the Future of the Family in Industrial Societies // Population and Development Review. 1994. № 20. P. 293-342.

Orsal D.D.K., Goldstein J.R. The Increasing Importance of Economic Conditions for Fertility: MPIDR Working Paper WP 2010-014. Rostock: Max Planck Institute for Demographic Research, 2010.

Rijken A.J., Liefbroer A.C. The Effects of Relationship Quality on Fertility // European Journal of Population. 2009. № 25. P. 27-44.

Rijken A.J., Thomson E. Partners' Relationship Quality and Childbearing // Social Science Research.

2011. № 40(2). P. 485-497.

Rindfuss R.R., Guilkey D.K., Morgan S.P., Kravdal O. Child-care Availability and Fertility in Norway // Population and Development Review. 2010. № 36(4). P. 725-748.

Rondinelli C., Aassve A., Billari F.C. Women's Wages and Childbearing Decisions: Evidence from Italy // Demographic Research. 2010. № 22(19). P. 549-578.

Rosen M. Fertility and Public Policies-evidence from Norway and Finland // Demographic Research. 2004. № 10(6). P. 143-170.

Schoen R., Astone N.M., Kim Y.J., Nathanson C.A., Fields J.M. Do Fertility Intentions Affect Fertility Behavior? // Journal of Marriage and the Family. 1999. № 61(3). P. 790-799.

Slonimczyk F., Yurko A. Assessing the Impact of the Maternity Capital Policy in Russia // Labour Economics. 2014. № 30. P. 265-281.

Sobotka T. Postponement of Childbearing and Low Fertility in Europe. Amsterdam: Dutch University Press, 2004.

Surkyn J., Deboosere P., Van Bavel J. (eds.) Demographic Challenges for the 21st Century: A State of the Art in Demography. Brussels: VubPress, 2008.

Thomson E. Motherhood, Fatherhood and Family Values // R. Lesthaeghe (ed.) Meaning and Choice: Value Orientations and Life Course Decisions. The Hague: NIDI/CBGS Publications, 2002. № 37. P. 251-272.

Torr B.M., Short S.E. Second Births and the Second Shift: A Research Note on Gender Equity and Fertility // Population and Development Review. 2004. Vol. 30. Iss. 1. P. 109-130.

Toulemon L., Testa M.R. Fertility Intentions and Actual Fertility: A Complex Relationship // Population & Societies. 2005. Vol. 415. № 4.

Van de Kaa D.J. Europe's Second Demographic Transition // Population Bulletin. Population Reference Bureau. 1987. № 42(1). P. 1-59.

Analysis of Fertility Determinants in Russia: What do RLMS Data Say?

Tatyana Zhuravleva1, Yana Gavrilova2

1 Russian Presidential Academy of National Economy and Public Administration,

84, Vernadskogo prosp., Moscow, 119571, Russian Federation. E-mail: GuravlevaT@ranepa.ru

2 Russian Presidential Academy of National Economy and Public Administration,

84, Vernadskogo prosp., Moscow, 119571, Russian Federation. E-mail: yana.gavrilova95@gmail.com

For a long time, the fertility rate in Russia has been below the replacement level. We study the problem of fertility in Russia using RLMS data for the period 1994-2014. We conclude that our country looks to European values insofar as jobs are important for women which, in turn, leads to the postponement of childbearing and reduces the total number of children in families. We also find the spread of unmarried cohabitations and the increase of births produced by single mothers. We find that demographic determinants have a fundamental impact on the birth rate. Fertility rates are higher for women with a partner, with no children or children of the same sex, living in rural area, living with other relatives. The economic characteristics of her partner (education, job, wage) have no significant effect on women's fertility decisions. The analysis of the relationship between women education and employment and her fertility behavior suggests that working women with higher education do not have enough time to realize their reproductive plans. In this regard the government could boost fertility rate by creating more flexible work arrangements for women. The proper question for future research is to reveal a gap between women's fertility intentions at early phases of her life and their realization by the end of her life-course, and to understand in which social strata this gap is highest.

Key words: Fertility, determinants of fertility; Russia; fertility behavior; fertility intentions; RLMS.

JEL Classification: J11, J13, J18.

* * *

References

Antonov A.I. (2002) Demograficheskie processy v RossiiXXI veka [Demographic Processes in Russia Twenty First Century]. Moscow, Graal.

Arkhangelskiy V.N. (2006) Faktory rozhdaemosti [Fertility Factors]. Moscow, TEIS.

Boyko V.V. (1985) Problema rozhdaemosti: social'no-psihologicheskie aspekty [Fertility: Socio-psychological Aspect]. Psychological Journal, 5, 6, pp. 55-62.

Bistrov A.A. (2008) Materinskij kapital: stimulirovanie rozhdaemosti? [Materinskii Capital: Stimu-lirovanie Rojdaemosti?]. Sociologicheskie issledovaniya, 12, pp. 91-96.

Vishnevsky A. (2006) Demograficheskaja modernizacija Rossii: 1900-2000 gg. [Demographic Modernization in Russia: 1900-2000]. Moscow: Novoe Izdatel'stvo.

Gorelkina O. (2007) Mikroanaliz rozhdaemosti v Rossii: rol' nejekonomicheskih faktorov [A Microanalysis of Fertility in Russia: The Role of Non-Economic Considerations]. Journal Applied Econometrics, 1, 5.

Gurko T.A. (2011) Institut sem'i v postindustrial'nyh obwestvah [The Institution of Family in Postindustrial Societies]. Values and Senses, 4, 13, pp. 26-44.

Gurko T.A., Orlova N.A. (2013) Vlijanie federal'noj programmy materinskij kapital na plany su-prugov imet' vtorogo rebenka [The Impact of Federal Programs Maternal Capital Plans for the Couples to Have a Second Child]. Aktual'nye problemy roditel'stva v Rossii, Moscow, pp. 103-118.

Darskiy L.E. (1978) Rozhdaemost' i reproduktivnaja funkcija sem'i [Fertility and Reproductive Function of the Family]. Moscow, Statistika Publ.

Zakharov S.V. (2011) Obobwennaja model' vosproizvodstva naselenija i ee znachenie dlja prak-tiki demograficheskogo analiza [The Generalized Model of Population Dynamics and Its Importance for Demographic Analysis]. HSE Economic Journal, 15, 4, pp. 409-443.

Zakharov S.V. (2007) Transformacija brachno-partnerskih otnoshenij v Rossii: «zolotoj vek» tradicionnogo braka blizitsja k zakatu? [Transformation of Marital Relationship in Russia: Is «The Golden Century» of Traditional Marriage Coming to a Decline?] Roditeli i deti, muzhchiny i zhenwiny v sem'e i obwestve, vol. 1, (T.M. Maleva, O.V. Sinyavskaya, eds.), Moscow, NISP, pp. 75-127.

Kazenin K., Kozlov V. (2016) Omolozhenie materinstva v Dagestane: tendencija ili artefakt? [Rejuvenation of the Motherhood in Dagestan: A Tendency Or an Artefact?]. Demograficheskoe obozrenie, 3, pp.110-123.

Kvasha E.A., Kharkova T.L. (2002) Mezhdunarodnoe obsledovanie sem'i i rozhdaemosti v Evrope [International Survey on Family and Fertility in Europe]. Voprosy statistiki, 11, pp. 21-29.

Maleva T., Sinyavskaya O. (2006) Social'no-jekonomicheskie faktory rozhdaemosti v Rossii: jem-piricheskie izmerenija i vyzovy social'noj politike [Social and Economic Factors of Fertility in Russia: Empiric Measurements and Challenges of Social Policy]. SPERO, 5, pp. 70-97.

Maleva T., Tyndik A. (2013) Potencial rosta rozhdaemosti v Rossii: uroki megapolisa [Fertility Growth Potential in Russia: Lessons of the Megalopolis]. Journal of the New Economic Association, 17, 1, pp. 137-158.

Mironova Yu., Tyrnova N. (2014) Sozhitel'stvo kak al'ternativnaja forma semejno-brachnyh otnosh-enij v sovremennom rossijskom obwestve [Cohabitation As an Alternative Form of Marriage and Family Relations in Contemporary Russian Society]. Vestnik Volgogradskogo gosudarstvennogo universiteta. Seriia 7: Filosofiia. Sotsiologiia i sotsialnye tekhnologii, 3, pp. 54-60.

Popova L.A. (2007) Vnebrachnaja rozhdaemost': tendencii, prichiny, modeli razvitija vnebrachnoj sem'i [Non-marriage Birthrate: Trends, Reasons, Models of Development of Non-marriage Family]. Syktyvkar.

Roshchina Ya.M., Boykov A.V. (2005) Faktory fertil'nosti v sovremennoj Rossii [Fertility Determinants in Modern Russia]. Moscow, EERC.

Tikhomirov D. (2009) Dobrachnye sozhitel'stva v Moskve kak novaja sostavljajuwaja matrimo-nial'nogo povedenija molodezhi [Illegitimate Cohabitation in Moscow As a New Component of Matrimonial Behaviour of Youth]. Knowledge. Understanding. Skill, 3, pp. 106-110.

Tyndik A.O. (2012) Reproduktivnye ustanovki i ih realizacija v sovremennoj Rossii [Reproductive Attitudes and Their Realization in Modern Russia]. Journal of Social Policy Studies, 3, pp. 361-376.

Adsera A. (2004) Changing Fertility Rates in Developed Countries. The Impact of Labor Market Institutions. Journal of Population Economics, 17, pp. 17-43.

Adsera A. (2010) Where Are the Babies? Labor Market Conditions and Fertility in Europe. European Journal of Population, 27, 1, pp. 1-32.

Andersson G., Hank K., R0nsen M., Vikat A. (2006a) Gendering Family Composition: Sex Preferences for Children and Childbearing Behavior in the Nordic Countries. Demography, 43, 2, pp. 255-267.

Andersson G., Hoem J.M., Duvander A.Z. (2006b) Social Differentials in Speed-premium Effects in Childbea-ring in Sweden. Demographic Research, 14, 4, pp. 51-70.

Anderton D.L., Tsuya N.O., Bean L.L., Mineau G.P. (1987) Intergenerational Transmission of Relative Fertility and life Course Pattern. Demography, 24, pp. 467-480.

Axinn W.G., Clarkberg M.E., Thornton A. (1994) Family Influences on Family Size Preferences. Demography, 31, pp. 65-79.

Becker G. (1960) Demographic and Economic Change in Developed Countries. Princeton, New Jork: Princeton University Press.

Becker G., Lewis H.G. (1973) On the Interaction between the Quality and the Quantity of Children. The Journal of Political Economy, 81, 2.

Begall K., Mills M.C. (2013) The Influence of Educational Field, Occupation, and Occupational Sex Segregation on Fertility in the Netherlands. European Sociological Review, 29, 4, pp. 720-742.

Behrman J.R., Rosenzweig M.R. (2002) Does Increasing Women's Schooling Raise the Schooling of the Next Generation? American Economic Review, 92, 1, pp. 323-334.

Berent J. (1953) Relationship between Family Sizes of the Successive Generations. Milbank Memorial Fund Quarterly Bulletin, 31, pp. 39-50.

Bumpass L., Sweet J., Cherlin A. (1991) The Role of Cohabitation in Declining Rates of Marriage. Demography, 53, pp. 913-927.

Cohen S.B., Sweet J.A. (1974) The Impact of Marital Disruption and Remarriage on Fertility. Journal of Marriage and the Family, 36, pp. 87-96.

Cooke L.P. (2009) Gender Equity and Fertility in Italy and Spain. Journal of Social Policy. 38, 1, pp. 123-140.

Corijn M., Klijzing E. (2001) Transitions to Adulthood in Europe. Dordrecht: Kluwer.

Del Boca D. (2002) The Effect of Child Care on Participation and Fertility. Journal of Population Economics, 15, 3, pp. 549-573.

Duncan O.D., Freedman R., Coble J.M., Slesinger D.P. (1965) Marital Fertility and Size of Family of Orientation. Demography, 2, pp. 508-515.

Ermisch J. (1999) Prices, Parents, and Young People's Household Formation. Journal of Urban Economics, 45, 1, pp. 47-71.

Friedman D., Hechter M., Kanazawa S. A (1994) Theory of the Value of Children. Demography, 31, pp. 375-401.

Furstenberg F.F.-Jr., Levine J.A., Brooks-Gunn J. (1990) The Children of Teenage Mothers: Patterns of Early Childbearing in Two Generations. Family Planning Perspectives, 22, pp. 54-61.

Galasso V., Gatti R., Profeta P. (2009) Investing for the Old Age: Pensions, Children and Savings. International Tax and Public Finance, 16, 4, pp. 538-559.

Gauthier A. (2007) The Impact of Family Policies on Fertility in Industrialized Countries: A Review of the Literature. Population Research and Policy Review, 26, pp. 323-346.

Goldin C. (2006) The Quiet Revolution that Transformed Women's Employment, Education, and Family. American Economic Review, 96, 2, pp. 1-21.

Gustafsson S.S. (2001) Optimal Age at Motherhood. Theoretical and Empirical Considerations on Postponement of Maternity in Europe. Journal of Population Economics, 14, 2, pp. 225-247.

Heaton T.B., Jacobson C.K., Holland K. (1999) Persistence and Change in Decisions to Remain Childless. Journal of Marriage and the Family, 61, 2, pp. 531-539.

Hendershot G.E. (1969) Familial Satisfaction, Birth Order, and Fertility Values. Journal of Marriage and the Family, 31, pp. 27-33.

Heuveline P., Timberlake J.M. (2004) The Role of Cohabitation in Family Formation: The United States in Comparative Perspective. Journal of Marriage and the Family, 66, pp. 1214-1230.

Hoem J.M. (2005) Why Does Sweden Have Such High Fertility? Demographic Research, 13, 22, pp. 559-572.

Hoem J.M. (2008) Overview chapter 8: The Impact of Public Policies on European Fertility. Demographic Research Special Collection, 7, 19, pp. 249-260.

Horwitz S.M., Klerman L.V., Kuo H.S., Jekel J.F. (1991) Intergenerational Transmission of School-age Parenthood. Family Planning Perspectives, 23(168-172), p. 177.

Kahn J.R., Anderson K.E. (1992) Intergenerational Patterns of Teenage Fertility. Demography, 29, pp. 39-57.

Kneale D., Joshi H. (2008) Postponement and Childlessness: Evidence from Two British Cohorts. Demographic Research, 19, pp. 1935-1968.

Kravdal 0. (1996) How the Local Supply of Day-care Centers Influences Fertility in Norway: A Pari-tyspecific Approach. Population Research and Policy Review, 15, 3, pp. 201-218.

Kravdal 0., Rindfuss R.R. (2008) Changing Relationships between Education and Fertility: A Study of Women and Men Born 1940 to 1964. American Sociological Review, 73, pp. 854-873.

Lillard L.A., Waite J.L. (1993) A Joint Model of Marital Childbearing and Marital Disruption. Demography, 30, pp. 653-681.

Manlove J. (1997) Early Motherhood in an Intergenerational Perspective: The Experiences of a British Cohort. Journal of Marriage and the Family, 59, pp. 263-297.

Martin-Garcia T., Baizan P. (2006) The Impact of Type of Education and of Educational Enrolment on First Births. European Sociological Review, 22, pp. 259-275.

McCrary J., Royer H. (2011) The Effect of Female Education on Fertility and Infant Health: Evidence from School Entry Policies Using Exact Date of Birth. American Economic Review, 101, 1, pp. 158-195.

McDonald P., Kippen R. (2009) Fertility in South Australia: An Overview of Trends and Socioeconomic Differences: Report to the Department of Trade and Economic Development. Adelaide: Government of South Australia.

Michael R.T., Tuma N.B. (1985) Entry into Marriage and Parenthood by Young Men and Women: The Influence of Family Background. Demography, 22, pp. 515-544.

Miller A.R. (2010) The Effect of Motherhood Timing on Career Path. Journal of Population Economics, 24, 3, pp. 1071-1100.

Mills M. (2004) Stability and Change: The Structuration of Partnership Histories in Canada, the Netherlands and the Russian Federation. European Journal of Population, 20,pp. 141-175.

Mills M., Begall K. (2010) The Impact of Gender Preferences on Third Births in Europe: A Multilevel Examination of Men and Women. Population Studies, 64, 1, pp. 77-95.

Mills M., Blossfeld H.-P. (2005) Globalization, Uncertainty and the Early Life Course: A Theoretical Framework. Globalization, Uncertainty and Youth in Society Routledge Advances in Sociology Series (eds. H.-P. Blossfeld, E. Klijzing, M. Mills, K. Kurz), London, New York, pp. 1-24.

Mills M., Rindfuss R.R., McDonald P., te Velde E. (2011) Why Do People Postpone Parenthood? Reasons and Social Policy Incentives. Human Reproduction Update, 17, 6, pp. 848-860.

Murphy M., Wang D. (2001) Family-level Continuities in Childbearing in Low-fertility Societies. European Journal of Population, 17, pp. 75-96.

Neyer G.R., Hoem J.M. (2008) Education and Permanent Childlessness: Austria vs. Sweden: a Research

Note.

Ola'h L.S. (2003) Gendering Fertility: Second Births in Sweden and Hungary. Population Research and Policy Review, 22, pp. 171-200.

Oppenheimer V.K. (1994) Women's Rising Employment and the Future of the Family in Industrial Societies. Population and Development Review, 20, pp. 293-342.

Orsal D.D.K., Goldstein J.R. (2010) The Increasing Importance of Economic Conditions for Fertility. MPIDR Working Paper WP 2010-014. Rostock: Max Planck Institute for Demographic Research.

Rijken A.J., Liefbroer A.C. (2009) The Effects of Relationship Quality on Fertility. European Journal of Population, 25, pp. 27-44.

Rijken A.J., Thomson E. (2011) Partners' Relationship Quality and Childbearing. Social Science Research, 40, 2, pp. 485-497.

Rindfuss R.R., Guilkey D.K., Morgan S.P., Kravdal O. (2010) Child-care Availability and Fertility in Norway. Population and Development Review, 36, 4, pp. 725-748.

Rondinelli C., Aassve A., Billari F.C. (2010) Women's Wages and Childbearing Decisions: Evidence from Italy. Demographic Research, 22, 19, pp. 549-578.

Rosen M. (2004) Fertility and Public Policies-evidence from Norway and Finland. Demographic Research, 10, 6, pp. 143-170.

Schoen R., Astone N.M., Kim Y.J., Nathanson C.A., Fields J.M. (1999) Do Fertility Intentions Affect Fertility Behavior? Journal of Marriage and the Family, 61, 3, pp. 790-799.

Slonimczyk F., Yurko A. (2014) Assessing the Impact of the Maternity Capital Policy in Russia. Labour Economics, 30, pp. 265-281.

Sobotka T. (2004) Postponement of Childbearing and Low Fertility in Europe. Amsterdam: Dutch University Press.

Surkyn J., Deboosere P., Van Bavel J. (eds.) (2008) Demographic Challenges for the 21st Century: A State of the Art in Demography. Brussels: VubPress.

Thomson E. (2002) Motherhood, Fatherhood and Family Values. Meaning and Choice: Value Orientations and Life Course Decisions (eds. R. Lesthaeghe). The Hague: NIDI/CBGS Publications, 37, pp. 251-272.

Torr B.M., Short S.E. (2004) Second Births and the Second Shift: A Research Note on Gender Equity and Fertility. Population and Development Review, 30, 1, pp. 109-130.

Toulemon L., Testa M.R. (2005) Fertility Intentions and Actual Fertility: A Complex Relationship. Population & Societies, 415, 4.

Van de Kaa D.J. (1987) Europe's Second Demographic Transition. Population Bulletin. Population Reference Bureau, 42, 1, pp. 1-59.